Effects of Managers' Optimistic and Myopic Behavior on the Asymmetry of Cost Behavior and Various Companies’ Strategies

Document Type : Research Paper

Authors

1 Assistant Professor, Department of Accounting, Faculty of Humanities, East Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran

2 Assistant Professor, Department of Accounting, Faculty of Humanities, Department of Accounting in Khatam University, Tehran, Iran

3 M.A., Department of Accounting, Faculty of Humanities, East Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran

Abstract

Abstract
This study aimed to examine the effects of managers' optimistic and myopic behaviors on the asymmetry of cost behavior and various companies’ strategies in the firms listed on Tehran Stock Exchange (TSE). For this purpose, 8 hypotheses were developed and the data from 174 companies listed on TSE were analyzed for the period of 2008-2018. In this research, 3 strategies, including firm competitive strategy, corporate finance strategy, and corporate investment strategy, were used as proxies for the companies’ different strategies. To test the hypotheses, the panel data and fixed effects regression models were tested. The results showed that there was an asymmetric cost behavior phenomenon in the firms listed on TSE and the managers’ optimistic behaviors increased the severity of asymmetric cost behavior, but the myopic behavior did not have a significant effect on the asymmetric cost behavior. Also, the findings confirmed that the managers' optimistic behaviors affected the companies' competitive strategies and investments, but the managers' myopic behaviors had no effects on the companies' competitive strategies and investments. On the other hand, the findings indicated that the managers’ optimistic and myopic behaviors affected the companies' financing strategies. The results showed that the managers’ behavioral characteristics affected management of cost behavior and the companies’ different strategies.
Keywords: Cost Behavior Management, Manager’s Optimistic Behavior, Manager’s Myopic Behavior, Company’s Strategy.
 
Introduction
Some behavioral and psychological factors, such as manager’s overconfidence and short-sightedness, can affect entity strategies and cause significant changes in them (Duellman, Hurwitz & Sun, 2015). Manager’s overconfidence is one of the newest behavioral financial concepts, which has achieved a special position in financial and psychological theories. Overconfidence causes a person to estimate his abilities more than usual, risk less than usual, and imagine that he/she can control the events, while this may not be the case (Nofsinger, 2001). Managers' overconfidence can also affect the way financial information is provided by them for the capital markets because they believe that the shareholders’ values will be maximized in the long term by continuing investment projects; therefore, they will not have a desire to disclose confidential information that has a negative investment feedback, but use positive accruals to convey their optimistic beliefs (Scherand & Zechman, 2011) or even delay their recognition of losses (Ahmed & Duellman, 2013). In addition, short-sighted activities have favorable temporary results and their negative consequences are visible in the long run because capital markets are not able to correctly understand the consequences of short-sightedness at the time of occurrence. When managers with a short-sighted attitude face a lower profit than expected, they may temporarily remove this defect by cutting research and development and marketing expenses, while this type of manipulation will not be effective in the long term. Its effects on the companies’ different strategies will vary (Lehman, 2004).  Managers’ short-sighted behaviors, such as reducing research and development and marketing costs can also affect the cost management strategy in a long-term period. As a result, according to the mentioned effects, the main problem of this research was to investigate the effects of managers' short-sightedness and optimism on the asymmetry of cost behavior and different strategies in the companies listed on TSE.
 
Method and Data
Due to the impossibility of controlling all the related variables, this research could not be a pure experimental research, but it was a semi-experimental research according to the analysis of past information. In addition, considering that the results obtained from the study-specific problem or issue, it was a type of correlation analysis with a regression approach in terms of its applied goal and method (Aflatooni, 2013). Also, 174 companies were selected as the sample for this research.
 
Findings
The findings obtained from estimation of the model showed that the coefficient of the sales ratio of the current year to the previous year was -0.371 for the two-valued variable of sales decrease and its p-value was 0.007. In addition, the coefficient of adjustment variable of manager’s optimistic behavior based on the sales ratio of the current year to the previous year was equal to -0.413 for the two-valued variable of sales decrease and its p-value was 0.004, which was less than the 0.01. Therefore, considering the increase of a negative coefficient (-0.413 compared to -0.371) in the companies, it could be claimed that the managers’ optimistic behaviors had a significant positive effect on the asymmetry of cost behavior (increased negative coefficient) at the 1% significance level. According to the results obtained from estimation of the model, the coefficient of multiplication of the sales ratio of the current year to the previous year decrease was equal to -0.371 for the two-valued variable of sales and its p-value was 0.007. In addition, the coefficient of the adjustment variable of manager’s short-sighted behavior based on the sales ratio of the current year to the previous year was equal to 0.268 for the two-value variable of sales decrease and its error level, which was equal to 0.449, was less than the 0.01 significance level. Therefore, according to the positivity of the coefficient and p-value, it could be claimed that the managers’ short-sighted behaviors had an insignificant negative effect on the asymmetry of cost behavior at 1%, significance level thus causing positivity of the negative coefficient. Therefore, according to the probability value, the 5th hypothesis of the research was rejected at 1% significance level. In the 2nd, 3rd, and 4th hypotheses, the effects of manager’s optimistic behavior on the competitive strategies, investments, and financing in the companies listed in TSE were investigated. According to the results the variable coefficients of the managers’ optimistic behaviors were equal to 0.035, 0.011, and 0.021, and their p-values were 0.016, 0.001, and 0.000, respectively. Therefore, according to the positive coefficient of this variable and its p-value, it could be claimed that the managers’ optimistic behaviors had significant positive effects on the competitive strategies, investments, and financing of the companies at 5% significance level, which was in line with the results of Redge et al. (2014), Engelmeier (2010), and Adam and Kissen (2014). On the other hand, in the 6th, 7th, and 8th hypotheses, the effects of manager's short-sighted behavior on the competitive strategies, investments, and financing of the companies listed in TSE were investigated. According to the results the coefficients of manager’s short-sighted behavior were equal to -0.002, -0.006, and 0.011 and their p-values were 0.931, 0.305, and 0.037, respectively. Therefore, according to the negative coefficient of this variable and its p-value, it could be claimed that the managers’ short-sighted behaviors had significant positive effects on the companies’ financing strategies at 1% significance level, which was consistent with the results of Redge and Whites research (2014). However, the managers’ short-sighted behaviors had no significant effects on the companies’ competitive and investment strategies.
 
Conclusion and discussion 
The results showed that the phenomenon of cost behavior asymmetry existed in the companies listed on TSE and the managers’ optimistic behaviors would increase the severity of the asymmetric behavior of costs, but the managers’ short-sighted behaviors had a significant effect on the asymmetry. In addition, the results confirmed that the managers’ optimistic behaviors had an effect on the companies’ competitive strategies and investments, but the managers’ short-sighted behaviors had no effects on their competitive strategies and investments. On the other hand, the results showed that the managers’ optimistic and short-sighted behaviors affected the companies’ financing strategies. According to the findings, the results revealed that the managers’ behavioral characteristics would affect asymmetry of the managers’ cost behaviors and the companies’ different strategies.

Keywords

Main Subjects

Full Text

مقدمه

مدیران شرکت‌ها با شناسایی و پیش‌بینی دقیق رفتار هزینه‌ها و چگونگی واکنش هزینه‏ها به نوسان‏های درآمد و بررسی استراتژی‏های شرکت در شرایط متفاوت، به طرح‌ریزی برنامه‏های منظم و اتکاپذیری توجه و تصمیم‏های آگاهانه‏ای اتخاذ می‏کنند (Bulu et al., 2012). با توجه به اهمیت پیش‏بینی رفتار هزینه‏ها در اتخاذ تصمیمات آگاهانه و به‌موقع و مطرح‌شدن مقولۀ عدم تقارن رفتار هزینه‏ها در سال‌های اخیر که پیش‌بینی رفتار هزینه‏ها را با مشکل مواجه کرده است و بحث اتخاذ استراتژی‌های مناسب به‌وسیلۀ شرکت‏ها، بررسی ناقرینگی رفتار هزینه‏ها و استراتژی‌های متفاوت شرکت و عوامل تحت‌تأثیر آن اهمیت ویژه‌ای دارد.

از سوی دیگر، عوامل رفتاری و روانی، به نام اطمینان بیش‌ازحد و کوته‌بینی مدیران قرار دارد که استراتژی‎های واحد تجاری را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد و باعث تغییرات چشمگیری در آنها می‎شود (Duellman et al., 2015). اطمینان بیش‌ازحد مدیران، یکی از جدیدترین مفاهیم مالی رفتاری است که در نظریه‌های مالی و روان‌شناسی به جایگاه ویژه‌ای دست یافته است. اطمینان بیش‌ازحد سبب می‏شود، انسان توانایی‏های خود را بیشتر از حد معمول و ریسک‎ها را کمتر از حد معمول تخمین بزند و این احساس در وی به وجود آید که قادر به کنترل مسائل و رویدادهاست؛ در حالی که ممکن است این‌گونه نباشد (Nofsinger, 2001). اطمینان بیش‌ازحد مدیران، بر ارائۀ اطلاعات مالی از سوی مدیر به بازار سرمایه نیز اثرگذار است؛ زیرا مدیران معتقدند که با ادامه‌دادن پروژه‏های سرمایه‏گذاری ارزش سهامداران در بلندمدت حداکثر خواهد شد؛ بنابراین تمایلی به افشای اطلاعات محرمانه‏ای نخواهند داشت که بازخورد منفی سرمایه‎گذاری داشته باشد و برای انتقال باورهای خوش‏بینانۀ خود از اقلام تعهدی مثبت بهره می‌گیرند (Scherand & Zechman, 2011) یا حتی شناسایی زیان‌ها را به تأخیر می‌اندازند (Ahmed & Duellman, 2013). افزون بر این، فعالیت‏های کوته‏بینانه نتایج موقت مطلوبی دارد و پیامدهای منفی آن در بلندمدت نمایان می‏شود؛ زیرا بازارهای سرمایه قادر به درک صحیح پیامدهای کوته‏بینی در زمان وقوع نیست. مدیران با نگرش کوته‏بین، زمانی که با سود کمتر از موردانتظار مواجه می‏شوند، ممکن است با قطع مخارج تحقیق و توسعه و بازاریابی این نقص را، به‌طور موقت مرتفع سازند؛ ولی در بلندمدت این نوع دستکاری‏ها مؤثر نخواهد بود و بر استراتژی‎های متفاوت شرکت اثرگذار است. تأثیر رفتارهای کوته‎بینی مدیریتی مانند کاهش هزینه‏های تحقیق، توسعه و بازاریابی در یک دورۀ بلندمدت بر استراتژی مدیریت هزینه نیز اثرگذار است؛ درنتیجه با توجه به اثرات مطرح‌شده مسئلۀ اساسی این پژوهش، بررسی تأثیر کوته‌بینی و خوش‎بینی مدیران بر عدم تقارن رفتار هزینه و استراتژی‌های متفاوت شرکت در شرکت‎های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. ساختار پژوهش حاضر شامل، مبانی نظری و تجربی، تدوین فرضیات و روش‌شناسی پژوهش و درنهایت شامل یافته‌های پژوهش به‌همراه تحلیل فرضیات، نتیجه‏گیری و ارائۀ پیشنهادهای کاربردی است.

 

مبانی نظری

پژوهش‌های انجام‌شده (Homburg & Nasev, 2010)، سه عامل مهم مؤثر را در عدم تقارندر رفتار هزینه‌ها به هنگام کاهش فروش شناسایی کردند. عامل اول مربوط به هزینه‌های ثابت است؛ زیرا هنگامی که بخشی از فروش کاهش می‌یابد، نسبت هزینه به درآمد به سبب اینکه هزینه‌های ثابت نسبت به تغییر حجم ثابت‌اند، افزایش می‌یابد؛ اما عامل‌های دوم و سوم، مربوط به هزینه‌های متغیر و در ارتباط با چسبندگی هزینه است. عامل دوم، مربوط به زمانی است که فروش (سطح فعالیت) کاهش می‏یابد؛ بنابراین تصمیم مدیر به‌منظور کاهش سطح هزینه‌ها یا نگهداری منابع بدون استفاده بستگی به انتظارش از تقاضا در آینده دارد. اگر مدیر دارای انتظار خوش‎بینانه باشد که کاهش در سطح فروش موقتی است و در مدت کوتاهی به حالت اولیه بازمی‏گردد، او تصمیم خواهد گرفت، منابع بدون استفاده را حفظ کند؛ زیرا اگر مدیران منابع مرتبط با فعالیت‏های عملیاتی را متناسب با کاهش فروش کاهش دهند، تحصیل و آماده‌سازی دوبارۀ منابع در آینده، نیازمند زمان است؛ بنابراین اگر منابع و هزینه‌ها متناسب با کاهش فروش کاهش یابد، شرکت فرصت‌های توسعۀ فروش را از دست می‏دهد؛ درنتیجه هزینه‌های تعدیل بیشتر از هزینه‌های ظرفیت بدون استفاده خواهد بود و مدیر تصمیم خواهد گرفت، منابع اضافی را حفظ کند. از سوی دیگر، اگر نبودِ قطعیت دربارۀ تقاضا در آینده و هزینه‌های کاهش و افزایش دوبارۀ منابع، زیاد باشد، مدیر تصمیم خواهد گرفت، صبر کند تا قبل از تخمین هزینه‏های تعدیل، اطلاعات بیشتری به دست آورد؛ بنابراین مدیران ممکن است کاهش منابع مربوط به فعالیت‌های عملیاتی را به تأخیر بیندازند تا زمانی که آنها به دائمی‌بودن کاهش تقاضا (کاهش فروش) اطمینان بیشتری حاصل کنند. عامل سوم مربوط به زمانی است که مدیر ظرفیت مازاد را به سبب افزایش تابع مطلوبیت خود یا ترس از افکار عمومی (نظریۀ نمایندگی) حفظ کند؛ بنابراین یکی از شاخص‌های مهمی که بر میزان عدم تقارنرفتار هزینه اثرگذار است، دیدگاه‌های خوش‎بینانه و کوته‌بینانۀ  مدیران در ارتباط با فروش آتی شرکت در زمان کاهش فروش در دورۀ جاری است. به‌طوری که مدیران با دیدگاه خوش‎بینانه این پیش‌بینی را می‌کنند که فروش در کوتاه‌مدت به سطح قبلی خود بازگردد؛ درنتیجه این مدیران با کاهش حجم فروش در دورۀ جاری، هزینه‌ها را به همان نسبت کاهش نمی‌دهند؛ درنتیجه سبب افزایش حجم عدم تقارن در رفتار هزینه خواهند شد (Banker et al., 2016). از سوی دیگر، مطلوبیت شخصی (نظریۀ تضاد منافع) نیز به‌عنوان یکی دیگر از انگیزه‌های مدیران برای ایجاد عدم تقارن هزینۀ مدنظر قرار می‌گیرد. این رفتار مدیران بیان‌کنندۀ یک شکل از هزینه‌های نمایندگی است که مدیران به دلیل انگیزه‌های شخصی، رسیدن به سود هدف برای حداکثرسازی مطلوبیت شخصی نه ارزش شرکت، تصمیم‌گیری می‌کنند که در این حالت مدیران تنها به منافع شخصی خود در کوتاه‌مدت توجه می‌کنند و رفتاری کوته‌بینانه از خود نمایش می‌دهند. در این رفتار، مدیران حتی اگر پیش‌بینی شود، کاهش در فروش موقتی است، در مواجهه با انگیزه‌های رسیدن به سود هدف، منابع استفاده نشده را کاهش می‌دهند. حذف منابع استفاده‌نشده سبب صرفه‌جویی سریع در هزینه‌ها شده که برای رسیدن به سود هدف ضروری است. به عبارت دیگر، انگیزه‌های رسیدن به سود هدف و منافع شخصی مدیران در دیدگاه کوته‎بینانه به‌عنوان یک ملاحظۀ نمایندگی به کاهش بیشتر منابع (کاهش شدت عدم تقارن رفتار هزینه) منجر می‌شود؛ درنتیجه در شرکت‌هایی با مدیران کوته‌بین میزان کاهش هزینه‌ها و منابع در زمان کاهش فروش افزایش می‌یابد تا مدیران به منافع کوتاه‌مدت خود دست یابند که به کاهش عدم تقارن رفتار هزینه منجر خواهد شد (Chen et al., 2016). با توجه به استدلال‌های فوق فرضیه‌های اول و دوم به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیۀ اول: رفتار خوش‎بینانۀ مدیران بر عدم تقارن رفتار هزینه اثرگذار است.

فرضیۀ دوم: رفتار کوته‎بینانۀ مدیران بر عدم تقارن رفتار هزینه تأثیرگذار است.

مطابق با این فرضیه‌ها، رضازاده و همکاران (2020) تأثیر خوش‌بینی و بدبینی مدیران را بر مدیریت سود بررسی کردند. نمونۀ آنان شامل 155 شرکت بین سال‌های 1385 تا 1396 با استفاده از روش همبستگی و پس ‌رویدادی بود. آنان معتقدند که خوش‌بینی بیش‌ازحد مدیریت به پیش‌بینی‌های خوش‌بینانه‌تر منجر می‌شود و با توجه به اینکه پیش‌بینی‌های مدیران به‌عنوان معیاری از تصمیم‌گیری ذی‌نفعان است، مدیران بیش‌ازحد خوش‌بین انگیزه‌های بیشتری برای مدیریت سود دارند. مدیران خوش‌بین همواره سعی بر آن دارند که اطلاعات و اخبار منفی را در پیش‌بینی‎های سود، از دید سرمایه‌گذاران پنهان و آنها را داخل شرکت به این امید انباشت کنند که عملکرد ضعیفشان با عملکردهای بهتری در آینده پوشیده خواهد شد؛ درنتیجه ممکن است اقداماتی را در راستای تشدید مشکلات نمایندگی انجام دهند. افزون بر این، نمازی و شاکری (2021) تأثیر میانجی‌‌گری چسبندگی هزینه‌‌ها را بر رابطۀ دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها بررسی کردند. نمونۀ آنان شامل 184 شرکت در بازۀ زمانی 1386 الی 1395 بوده است و روش پژوهش آنان با استفاده از معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی تجزیه‌وتحلیل شد. یافته‌های پژوهش در تحلیل سال به سال مؤید آن است که دارایی‌های نامشهود، فقط در سال 1389 تأثیر مثبتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد؛ اما در تحلیل کلی به تفکیک صنایع، این رابطه در همۀ صنایع، به‌استثنای صنایع دارویی، شیمیایی و پلاستیکی، معنادار است و صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات، نسبت به صنایع دیگر، دارای بیشترین تأثیر است؛ افزون بر این، چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی، روی رابطۀ دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها در هیچ‌کدام از سال‌های بررسی‌‌شده معنادار نیست؛ اما یافته‌‌های پژوهش طی کل دوره به تفکیک صنایع نشان‌دهندۀ آن بود که تأثیر میانجی چسبندگی هزینه‌‌ها، بااهمیت و معنادار است و 83/59 درصد از اثر کل دارایی‌‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت‌‌ها، به‌‌طور غیرمستقیم و با متغیر چسبندگی هزینه‌ها تبیین می‌‌شود؛ اما تأثیر دارایی‌های نامشهود روی چسبندگی هزینه‌های شرکت‌ها در همۀ صنایع، به‌استثنای دارویی، شیمیایی، پلاستیکی و مصالح ساختمانی معنادار است. درنهایت، تأثیر چسبندگی هزینه‌ها روی عملکرد مالی شرکت‌های همۀ صنایع، به‌استثنای صنایع کانی‌، معنادار است.

از سوی دیگر، هزینه‌های تحقیق و توسعه در هر شرکتی عامل اصلی نوآوری آن شرکت است که درنهایت به مزیت رقابتی و توسعۀ اقتصادی شرکت در بلندمدت منجر می‌شود؛ اما با توجه به ویژگی هزینه‌های تحقیق و توسعه در کوتاه‌مدت هیچ‌گونه درآمد و بازخورد مثبتی برای شرکت ندارد و باعث می‌شود، در کوتاه‌مدت تأثیر منفی بر سود شرکت داشته باشد؛ بنابراین این استدلال وجود دارد که مدیران با دیدگاه بلندمدت و خوش‌بین نسبت به آیندۀ شرکت و صنعت، هزینه‌های لازم را به‌منظور تحقیق و توسعه به‌صورت منظم انجام خواهند داد؛ زیرا این هزینه‌ها در بلندمدت سبب مزیت رقابتی پایدار برای شرکت می‌شوند و جایگاه رقابتی شرکت در صنعت را ارتقا خواهد داد؛ درنتیجه پیش‌بینی می‌شود که مدیران خوش‌بین با دیدگاه بلندمدت و خوش‎بینانه سبب تقویت استراتژی رقابتی شرکت شوند و موقعیت رقابتی شرکت در صنعت را تقویت کنند. از سوی دیگر، این استدلال وجود دارد که مدیران کوته‌بین با دیدگاه کوتاه‌مدت و دستیابی به منافع شخصی کوتاه‌مدت (بحث نظریۀ نمایندگی) توجهی به هزینه‌های تحقیق و توسعه و گسترش مزیت‌های رقابتی بلندمدت ندارند و تنها به منافع کوتاه‌مدت خود توجه می‎کنند؛ درنتیجه پیش‌بینی می‌شود، رفتارهای کوته‎بینانۀ مدیران اثر منفی بر استراتژی رقابتی شرکت داشته باشد (Ridge et al., 2014). با توجه به استدلال‎های فوق فرضیه‌های سوم و چهارم به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیۀ سوم: رفتار خوش‎بینانۀ مدیران بر استراتژی رقابتی شرکت اثرگذار است.

فرضیۀ چهارم: رفتار کوته‎بینانۀ مدیران بر استراتژی رقابتی شرکت اثرگذار است.

مطابق با این فرضیه‌ها، امیری، خدامی پور و کامیابی (2018) اثر رفتارهای کوته‌بینی و خوش‎بینانۀ مدیریت را بر شفافیت اطلاعات مالی بررسی کردند. نمونۀ پژوهش آنان شامل 97 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ زمانی 1388 تا 1395 است. برای تجزیه‌و‌تحلیل آزمون فرضیه‎های پژوهش از مدل رگرسیونی چند متغیره استفاده شده است. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان‌دهندۀ آن بود که رفتار خوش‌بینی مدیران باعث کاهش شفافیت اطلاعات مالی شرکت‌ها می‎شود. این یافته حاکی از آن است که مدیران براثر تعصبات، بیش‌ازحد خوش‌بین هستند و به دلیل مغرضانه‌بودن، به شفافیت‌سازی اطلاعات مالی توجه نمی‌کنند. نتایج دیگر پژوهش نشان‌دهندۀ آن بود که رفتار کوته‎بینانۀ مدیران بر شفافیت اطلاعات مالی شرکت‌ها اثر منفی می‌گذارد. این یافته نشان از آن دارد که مدیران در پی انگیزه و دستیابی به اهداف خود بیشتر به عملکرد کوتاه‌مدت می‌نگرند و به شفافیت‌سازی اطلاعات مالی توجه نمی‌کنند.

افزون بر این، از دیدگاه کوته‌بینی زمانی، ممکن است مدیران کوته‌بین تصمیم بگیرند، سرمایه‌گذاری بلندمدت شرکت را قربانی سود کوتاه‌مدت کنند و این مدیران با ناآگاهی از منافع یا فرصت‌ها، اقدام به سرمایه‌گذاری کوتاه‌مدت می‎کنند. درحقیقت استراتژی سرمایه‎گذاری مدیران در شرکت‎ها با مدیران کوته‌بین، به‌سمت استراتژی‌های سرمایه‌گذاری کوتاه‌مدت است؛ درنتیجه این مدیران اعتقادی به انجام طرح‌ها و استراتژی‌های سرمایه‎گذاری بلندمدت ندارند. علاوه بر این، این مدیران با توجه به دیدگاه کوتاه‌مدت، از انجام سرمایه‌گذاری در طرح‌ها با بازدۀ بلندمدت اجتناب می‌کنند که خود سبب کاهش سطح سرمایه‌گذاری در شرکت خواهد شد. درحقیقت پیش‌بینی می‌شود که در شرکت‎های با مدیران کوته‌بین، سرمایه‌گذاری کمتر از حد وجود داشته باشد (Englmair, 2010). از سوی دیگر، در ارتباط با اثر رفتار خوش‎بینانۀ مدیران انتظار عکس این واکنش وجود دارد؛ زیرا این مدیران در ارتباط با آیندۀ شرکت انتظارات خوش‎بینانه دارند؛ بنابراین با دیدگاه بلندمدت، سرمایه‌گذاری وسیعی در طرح‌های مختلف خواهند داشت که سبب افزایش حجم سرمایه‎گذاری در شرکت می‌شود. افزون بر این، پیش‌بینی می‌شود که مدیران خوش‌بین، با انتظارات مثبت آتی خود سبب ایجاد سرمایه‎گذاری بیش‌ازحد در شرکت شوند (Eriksen & Kvaloy, 2011). با توجه به استدلال‌های فوق، فرضیه‌های پنجم و ششم به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیۀ پنجم: رفتار خوش‎بینانۀ مدیران بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت اثرگذار است.

فرضیۀ ششم: رفتار کوته‎بینانۀ مدیران بر استراتژی سرمایه‎گذاری شرکت اثرگذار است.

مطابق با این فرضیه‌ها، لوزیا و همکاران (2021) تأثیر خوش‎بینی را بین اعضای تیم مدیریت ارشد در تصمیمات سرمایه‌گذاری و سرمایه‌گذاری را در شرکت‌های آمریکایی برای سال 2018 -1998 بررسی کردند. آنان یک معیار خوش‎بینی براساس معاملات داخلی اختیاری ایجاد کردند که برای همۀ مدیران یک شرکت قابل‌استفاده است. نتایج آنان نشان‌دهندۀ آن بود که سیاست‌های شرکت‌ها فقط تحت‌تأثیر خوش‎بینی یک فرد نیست، بلکه از نگرش‌های اعضای تیم مدیریت ارشد به‌عنوان یک گروه ایجاد می‌شود. درحقیقت آنان معتقدند که تأثیر خوش‎بینی مدیرعامل بر سرمایه‌گذاری شرکتی و تصمیمات مالی بستگی به خوش‌بینی سایر مدیران دارد؛ درنتیجه اگر مدیران دیگر مانند مدیرعامل، خوش‎بین باشند، تأثیر آن چشمگیر است. از سوی دیگر، کانگ و کانگ[1] (2017) با استفاده از یک مدل سرمایه‌گذاری سه دوره‌ای نشان می‌دهند که مدیران بیش اطمینان و دارای اعتمادبه‌نفس کاذب ارزش شرکت (تا یک نقطه) را با افزایش سرمایه‌گذاری بالا می‌برند و باعث جبران مشکل کمبود سرمایه‌گذاری به‌وجودآمده ناشی از کوته‌بینی مدیریتی می‌شوند؛ بنابراین سوگیری شناختی بیش‌اطمینانی مدیران، هنگامی که به‌طور جداگانه در نظر گرفته می‌شود، تأثیر منفی بر عملکرد شرک دارد؛ اما هنگامی مفید است که اعتمادبه‌نفس کاذب و کوته‌بینی به‌طور مشترک در نظر گرفته می‌شود.

علاوه بر این، خوش‎بینی مدیران یک ویژگی شخصیتی است که به‌صورت رفتاری نادرست و داشتن اعتقادات مثبت در رابطه با هر یک از جنبه‌های پیشامدی در شرایط نبودِ اطمینان تعریف می‌شود. مدیرانی که اعتمادبه‌نفس زیادی دارند، بیشترشان نسبت به تصمیمات خود و نتایج آنها در زمینۀ تصمیمات سرمایه‌گذاری بسیار خوش‌بین هستند. این مدیران به دلیل خوش‎بینی بیش‌ازحد ممکن است جریان‌های نقدی حاصل از پروژه‎ها را به‌اشتباه بسیار مطلوب پیش‌بینی کرده و از این رو ،بسیاری از پروژه‌ها را بیشتر از ارزش واقعی‌شان ارزش‌گذاری کنند. از سوی دیگر، این مدیران اعتقاد دارند که بازار، شرکت آنها را کمتر از واقع ارزش‌گذاری می‌کند و باعث می‌شود، تأمین مالی خارجی پرهزینه باشد (Heaton, 2016)؛ بنابراین مدیران بیش‌ازحد خوش‌بین تخمین بیشتری راجع به جریان‌های نقدی و سودآوری آتی واحد تجاری دارند. این امر ممکن است باعث ایجاد سردرگمی در انتخاب روش‌های تأمین مالی توسط مدیران شود. به‌گونه‌ای که مدیران همواره تصور می‌کنند که شرکت‌های آنها کمتر از واقع ارزش‌گذاری می‎شوند؛ از این رو، در مواردی که واحد تجاری به تأمین مالی نیاز داشته باشد، این مدیران تأمین مالی اوراق بدهی را از طریق انتشار سهام ترجیح می‌دهند (Adam & Cassen, 2014). به‌علاوه، این استدلال وجود دارد که مدیران کوته‌بین، به دلیل دیدگاه کوتاه‌مدت توجهی به روش تأمین مالی به کمترین هزینه برای شرکت نمی‌کنند، بلکه اولویت آنان تأمین مالی با حداقل زمان برای شرکت و با توجه به زمان‌بربودن تأمین مالی از طریق انتشار سهام، که نیازمند ایجاد اطمینان در بازار نسبت به سهام شرکت است، به‌طور معمول تأمین مالی را از طریق انتشار اوراق بدهی و وام بانکی ترجیح می‌دهند (Kraft et al., 2018). با توجه به استدلال‌های فوق، فرضیه‌های هفتم و هشتم به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیۀ هفتم: رفتار خوش‎بینانۀ مدیران بر استراتژی تأمین مالی شرکت اثرگذار است.

فرضیۀ هشتم: رفتار کوته‎بینانۀ مدیران بر استراتژی تأمین مالی شرکت اثرگذار است.

مطابق با این فرضیه‌ها، گانپینگ[2] و همکاران (2021) اثر تأمین مالی شرکت را بر عدم تقارن رفتار هزینه در شرکت‌های چینی برای سال‌های 2009 تا 2017 بررسی کردند. برای تجزیه‌وتحلیل آزمون فرضیه‎های پژوهش از مدل رگرسیونی چند متغیره استفاده شده است. آنان معتقدند که سیاست‌های تأمین مالی شرکت به تضعیف تقارن‌نداشتن رفتار هزینه منجر می‌شود. علاوه بر این، نتایج مؤید آن است که این اثر منفی اغلب در شرکت‌های با کیفیت کنترل داخلی بالا، انگیزه‌های پاداش بیشتر و کاهش مشکلات نمایندگی وجود دارد. از سوی دیگر، تاری‌وردی و همکاران (2017) تأثیر استراتژی شرکت و توانایی مدیریت را بر عدم تقارن رفتار هزینه بررسی کردند. هفت فرضیه برای بررسی این موضوع تدوین و داده‌های مربوط به 106 شرکت عضو بورس اوراق بهادار برای دورۀ زمانی بین سال‎های 1385 تا 1394 تجزیه‌و‌تحلیل شد. الگوی رگرسیون پژوهش با استفاده از روش داده‌های تلفیقی، بررسی و آزمون شد. نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که استراتژی سرمایه‌گذاری و شرکت با توجه به اطلاعات آینده و توانایی مدیریت سبب افزایش عدم تقارن رفتار هزینه می‌شود. افزون بر این، نتایج مؤید آن است که متغیرهای استراتژی رقابتی شرکت و استراتژی تأمین مالی سبب کاهش تقارن‌داشتن رفتار هزینه می‎شود. از سوی دیگر، نتایج نشان‌دهندۀ آن است که استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته و رشد تولید ناخالص داخلی تأثیر معناداری بر عدم تقارن رفتار هزینه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران ندارد.

 

روش پژوهش

این پژوهش با توجه به نبودِ امکان کنترل کلیۀ متغیرهای مربوط از نوع پژوهش‌های تجربی محض نیست؛ اما با توجه به تجزیه‌و‌تحلیل اطلاعات گذشته، از نوع نیمه تجربی است. علاوه بر این، با توجه به اینکه نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش به حل یک مشکل یا موضوع خاص توجه می‌کند، ازلحاظ هدف، کاربردی و ازلحاظ روش نیز تجزیه‌وتحلیل همبستگی با رویکرد رگرسیونی است (Aflatooni, 2013).

نمونه شامل کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در طول دورۀ زمانی سال‌های 1387 تا 1397 بوده است که به‌منظور جلوگیری از ناهمگن‌شدن نمونه، سال مالی شرکت‌ها منتهی به 29 اسفندماه باشد؛ به دلیل ماهیت متفاوت عملیات آنها، جزء شرکت‌های واسطه‌گری، سرمایه‌گذاری، بیمه، لیزینگ بانک‌ها و سایر شرکت‌های مالی نباشد. علاوه بر این، باید در طول دورۀ‌ زمانی مورد رسیدگی تداوم فعالیت داشته و به‌صورت مدام در بورس فعال باشند و شامل شرکت‌های با ارزش دفتری سهام منفی نیز نباشند. با توجه به مجموعه‌ی شرایط مزبور، درنهایت تعداد 174 شرکت در یک دورۀ یازده‌ساله شامل 1914 سال- شرکت به‌عنوان نمونه برای این پژوهش انتخاب شدند که مطابق با جدول (1) است.

 

جدول (1) انتخاب نمونۀ آماری

Table (1) Sample selection

تعداد کل شرکت‌های پذیرفته‌شده بورسی

450

تعداد شرکت‌هایی که داده‌های آنان در دسترس نبوده و تداوم فعالیت نداشته‌اند

(94)

تعداد شرکت‌هایی که پایان سال مالی آن 29/12 نیست

(39)

تعداد شرکت‌های سرمایه‎گذاری، بیمه، لیزینگ، بانک‌ها و ...

(72)

شرکت‌های دارای ارزش دفتری سهام منفی

(34)

تعداد شرکت‌هایی که در دورۀ پژوهش دارای اطلاعات ناقص بودند (یا داده پرت داشته‌اند)

(37)

تعداد شرکت‌های باقی‌مانده به‌عنوان جامعه

174

 

الگوهای پژوهش به شرح زیر برای انجام آزمون فرضیه‎های انتخاب شده است.

 

 

 

                                                                             مدل (1)

 

در الگوی فوق،  برابر با مقدار هزینۀ عمومی اداری و فروش شرکت است (Christos & Vlismas, 2017)؛  برابر با لگاریتم کل درآمد فروش شرکت است (Christos & Vlismas, 2017)؛  یک متغیر دو مقداری است. به‌طوری که اگر فروش نسبت به سال قبل کاهش یافته باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد (Christos & Vlismas, 2017)؛  برابر با نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت تعریف شده است؛  برابر با نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌های شرکت است؛  برابر با جریان نقد عملیاتی شرکت و با کل دارایی‌های شرکت تعدیل شده است؛  برابر با حاصل تقسیم سود خالص شرکت به ارزش دفتری دارایی‎های شرکت است؛  معرف اندازۀ شرکت برابر با لگاریتم طبیعی ارزش بازار شرکت است؛  معرف نسبت شدت دارایی‌ها برابر با نسبت کل دارایی‌ها به فروش شرکت است؛  متغیر دو مقداری است که اگر شرکت در سال جاری زیان داشته باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر است؛  برابر است با لگاریتم طبیعی سن شرکت از تاریخ تأسیس (Christos & Vlismas, 2018 ;Andrew et al., 2014)؛  برابر با شاخص خوشبینی مدیریت است که برای اندازه‌گیری این شاخص از معیارهای زیر استفاده شده است (Lin et al, 2005): الف) تفاوت فروش و فروش پیش‌بینی‌شده: در صورتی که فروش واقعی سال کمتر از فروش پیش‌بینی‌شده باشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر را می‌پذیرد؛ ب) تفاوت سود هر سهم و سود پیش‌بینی‌شدۀ هر سهم: در صورتی که سود هر سهم سال کمتر از سود پیش‌بینی‌شدۀ هر سهم باشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر را می‌پذیرد؛ ج) تفاوت سود تقسیمی و پیش‌بینی‌شدۀ هر سهم: در صورتی که سود تقسیمی هر سهم سال کمتر از سود تقسیمی پیش‌بینی‌شده باشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر را می‌پذیرد؛ د) مخارج سرمایه‌ای: این متغیر برابر تفاضل خالص دارایی های عملیاتی در سال t از خالص دارایی‌های عملیاتی سال قبل به‌علاوۀ استهلاک سال t محاسبه می‌شود. با توجه به اینکه اعتمادبه‌نفس کاذب مدیریت مبتنی بر تصمیمات سرمایه‎گذاری مدیران است، در شرکت‌های با مدیران بیش اطمینان، مخارج سرمایه‌ای بزرگ‌تر است. به‌طوری که اگر بیشتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد (Lin et al., 2005). درنهایت پس از تعیین عدد برای هر سال شرکت، شاخص خوش‌بینی مدیریت به شرح زیر محاسبه می‌شود.

 

مدل (2)

 

 

 برابر شاخص کوته‌بینی مدیران است. پیش‌بینی می‌شود، زمانی که شرکت‌ها به موفقیت مالی چشمگیری دست می‎یابند، فرصت و منابع لازم را برای سرمایه‌گذاری در دارایی‌های بلندمدت آینده به دست آورند؛ بنابراین شرکت‌هایی که به‌طور هم‌زمان بازدۀ بیش ‌از حد انتظار و هزینة بازاریابی و تحقیق و توسعه‌ای کمتر از حد طبیعی را گزارش می‌کنند، به احتمال زیاد مشمول ویژگی مدیریت کوته‌بینانه (دارای مدیران کوته بین) خواهند بود. برای شناسایی و تعیین شرکت‌های کوته‌بین، ابتدا لازم است، سطح موردانتظار بازدۀ دارایی، هزینة بازاریابی و هزینة تحقیق و توسعه را برای هر شرکت در هر دورة زمانی برآورد کند. در این راستا، به پیروی از اندرسون و سیائو[3] (1982) از روابط 1 تا 3 استفاده شده است:

 

مدل (3)

 

 

 

 

در این روابط  ،  و  به‌ترتیب بازدۀ دارایی‌ها، هزینۀ بازاریابی به کل فروش و هزینۀ تحقیق و توسعه به کل فروش است. یادآوری می‌شود که هزینة بازاریابی و مخارج تحقیق و توسعه از یادداشت‌های توضیحی افشاشدة شرکت‌ها استخراج می‌شود. پس از محاسبة مقادیر برآوردی بازدۀ دارایی‌ها، هزینة بازاریابی و تحقیق و توسعه با استفاده از مدل‌های فوق، مقادیر پیش‌بینی‌شدة حاصل از مدل با مقادیر واقعی مقایسه است و سپس با توجه به خطای پیش‌بینی این سه مدل، شرکت‌ها در چهار گروه اصلی به شرح مندرج در جدول زیر قرار می‌گیرند.

 

جدول (2) نحوۀ اندازه‌گیری کوته‌بینی مدیریت

Table (2) How to measure management myopic

گروه 1

گروه 2

گروه 3

گروه 4

اختلاف بازدۀ دارایی پیش‌بینی‌شده با واقعی مثبت

اختلاف بازدۀ دارایی پیش‌بینی‌شده با واقعی مثبت

اختلاف بازدۀ دارایی پیش‌بینی‌شده با واقعی مثبت

اختلاف بازدۀ دارایی پیش‌بینی‌شده با واقعی منفی

اختلاف هزینۀ بازاریابی و تحقیق و توسعۀ پیش‌بینی‌شده با واقعی منفی

فقط اختلاف یکی از هزینه بازاریابی و تحقیق و توسعه پیش‌بینی شده با واقعی منفی

اختلاف هزینه بازاریابی و تحقیق و توسعۀ پیش‌بینی‌شده با واقعی مثبت

-

 

در بین این گروه‌ها، گروه 1 شرکت‌های با مدیریت کوته‌بین در نظر گرفته شده است. در این گروه با وجود مثبت‌بودن عملکرد شرکت و افزایش بازدۀ دارایی‌ها، هزینه‌های بازاریابی و تحقیق و توسعه کاهش یافته است (Moradi & Baghery, 2014).

 

 

                                                                                                        مدل (4)

 

در الگوی فوق،  برابر با استراتژی رقابتی شرکتی که برای محاسبه این شاخص از معیارهای زیر استفاده شده است (Li & Zheng, 2016):

الف) (شاخص هرفیندال و هیرشمن) : شاخص هرفیندال-هیرشمن بیان کننده مجذور فروش هر شرکت به فروش کل صنعت است. شایان ذکر است که شاخص مذکور میزان رقابت‌پذیری را در سطح صنایع مختلف محاسبه می‌کند. به طوری که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد و به‌صورت زیر تعریف می‌شود (Li & Zheng, 2016):

 

مدل 5

 

 

در الگوی فوق، si عبارت از درآمد فروش شرکت i؛ S مجموع درآمد فروش شرکت‌های موجود در صنعتی که شرکت i در آن فعالیت می‌کند؛ n  تعداد شرکت‌های موجود در صنعت مدنظر است.

ب) (شاخص لرنر) : این شاخص با استفاده از روش لرنر محاسبه می‌شود. به‌طوری که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد و به‌صورت زیر محاسبه می‎شود (Li & Zheng, 2016):

 

مدل (6)

 

 

در الگوی فوق، Sales مبلغ فروش و Total Cost، کل بهای تمام‌شدۀ کالاها یا خدمات است.

ج) (شاخص موانع ورود به صنعت) : شاخص موانع ورود برابر با جمع دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌های شرکت است. به‌طوری که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‏پذیرد (Li & Zheng, 2016).

د) (شاخص کیو توبین) : این شاخص از دیدگاه نظری، برابر با نسبت ارزش بازار به ارزش جایگزینی دارایی‏های شرکت است و به‌صورت زیر محاسبه می‌شود. به‌طوری که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد (Li & Zheng, 2016).

 

مدل (7)

 نسبت کیوتوبین

درنهایت پس از تعیین عدد برای هر سال شرکت، توانایی رقابتی شرکتی به شرح زیر محاسبه می‎شود.

 

مدل (8)

 

 

 

                                                                                                 مدل (9) 

 

 

در الگوی فوق،  برابر استراتژی سرمایه‎گذاری شرکت است که برابر با جمع املاک، ماشین‌آلات و تجهیزات به کل دارایی‌های شرکت است (Christos & Vlismas, 2017).

 

                                                                                                                         مدل (10)

 

در الگوی فوق،  نشان‌دهندۀ استراتژی تأمین مالی شرکت است که برابر با جمع کل بدهی‌ها به کل دارایی‎های شرکت است (Christos & Vlismas, 2017).

 

 

 

 

 

 

 

یافته‌‌ها

همان‌طور که مشاهده می‌شود، نتایج تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول (3) نشان داده شده است.

جدول (3) آماره‌های توصیفی متغیرها

 Table (3) Descriptive statistics of the variables

متغیر

نماد

میانگین

میانه

انحراف معیار

بیشینه

کمینه

لگاریتم هزینه‌های عملیاتی سال جاری به سال قبل

 

063/0

063/0

123/0

459/0

353/0

استراتژی رقابتی شرکت

 

493/0

50/0

247/0

1

0

استراتژی سرمایه‌گذاری

 

259/0

218/0

181/0

825/0

024/0

استراتژی تأمین مالی

 

620/0

631/0

197/0

987/0

104/0

لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

052/0

054/0

131/0

505/0

400/0-

رفتار خوش‎بینانۀ مدیران

 

422/0

50/0

302/0

1

0

اندازۀ شرکت

 

982/5

919/5

650/0

414/8

291/4

شدت دارایی‌ها

 

617/1

292/1

190/1

760/6

355/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت

 

855/1

581/1

839/0

374/6

005/1

نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی‌ها

 

117/0

101/0

122/0

451/0

232/0-

بازدۀ دارایی‌ها

 

096/0

085/0

130/0

454/0

339/0-

سن شرکت

 

528/1

579/1

178/0

826/1

845/0

 

آمارۀ توصیفی مربوط به متغیرهای دو وجهی

کاهش فروش شرکت

 

263/0

0

440/0

1

0

رفتار کوته‌بینانۀ مدیران

 

033/0

0

179/0

1

0

زیان‌ده بودن شرکت

 

120/0

0

325/0

1

0
               

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش و نزدیک به هم بودن میانگین و میانه در بیشتر متغیرهای پژوهش گفته می‌شود، کلیه متغیرها توزیع نرمالی دارند. افزون بر این، آماره‌های انحراف معیار، ضریب کشیدگی و چولگی نیز به‌منظور بررسی نرمال‌بودن توزیع داده‌ها به‌ کار گرفته می‌شوند (Keller & Warrack, 2003). با بررسی معیارهای مذکور گفته می‌شود، داده‌های مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته توزیع نرمال دارند؛ زیرا متغیرها دارای حداقل فاصله از ارزش ارائه‌شده برای کشیدگی هستند. علاوه بر این، استراتژی تأمین مالی شرکت دارای میانگین تقریبی 62 درصدی است که نشان‌دهندۀ سهم زیاد بدهی در ساختار سرمایۀ شرکت‏های ایرانی است. به‌علاوه متغیر زیان‌ده‌بودن شرکت دارای میانگین 12 درصدی است که حاکی از آن است که به‌طور تقریبی 12 درصد از شرکت‎های موردبررسی زیان‌ده بوده‌اند. از سوی دیگر، متغیر بازدۀ دارایی‌های شرکت دارای میانگین حدود 9 درصد است که نشان‌دهندۀ وجود سطح بازدۀ کمتری نسبت به سطح تورم عمومی بوده است.

هم‌خطی به مفهوم وجود ارتباط شدید میان متغیرهای مستقل است که با آمارۀ VIF سنجیده می‌شود. مقادیر زیر 10 برای این آماره نشان از نبودِ هم‌خطی میان متغیرهای مستقل است. نتایج کسب‌شده حاکی از آن بود که این مقدار برای متغیرهای پژوهش کمتر از حد مجاز است؛ بنابراین ادعا می‌شود، هم‌خطی میان متغیرهای پژوهش مشاهده نشده است. علاوه بر این، برای بررسی همسانی واریانس میان باقی‌مانده‌های مدل، آزمون والد تعدیل‌شده به کار گرفته شده است. این آزمون در نرم‌افزار استاتا[4] انجام شده است. نتیجۀ این آزمون برای مدل‎های پژوهش نشان‌دهندۀ وجود همسانی واریانس میان باقی‌مانده‌های مدل است. افزون بر این، نرمال‌بودن توزیع باقی‌مانده‎های رگرسیون نیز بررسی شد که نتایج مؤید نرمال‌بودن این باقی‌مانده‌هاست.[5]

علاوه بر این، تجزیه‌و‌تحلیل همبستگی، ابزاری آماری است که با آن، درجه‌ای اندازه‌گیری می‌شود که یک متغیر ازنظر خطی مرتبط با متغیر دیگر است. لازم به توضیح است، متغیرهای دو مقداری در آزمون همبستگی لحاظ نشده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (4) ضریب همبستگی متغیرهای پژوهش‎ منطقی است که نشان‌دهندۀ نبودِ همبستگی بین متغیرهای پژوهش‎ است؛ درنتیجه ادعا می‌شود، مشکل هم‌خطی میان متغیرهای پژوهش وجود ندارد.

جدول (4) همبستگی متغیرهای پژوهش

Table (4) Correlation matrix

متغیر

نماد

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

لگاریتم هزینه‌های عملیاتی سال جاری به سال قبل

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

استراتژی رقابتی شرکت

 

00/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

استراتژی سرمایه‌‌گذاری

 

005/0

41/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

استراتژی تأمین مالی

 

02/0-

27/0

05/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

32/0

11/0-

034/0

09/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

رفتار خوش‎بینانه مدیران

 

15/0-

082/0

01/0-

030/0

50/0-

1

 

 

 

 

 

 

اندازۀ شرکت

 

046/0

05/0-

017/0

043/0

043/0

01/0-

1

 

 

 

 

 

شدت دارایی‌ها

 

07/0-

03/0-

065/0

00/0-

26/0-

141/0

178/0

1

 

 

 

 

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت

 

037/0

00/0-

01/0-

035/0

016/0

019/0

00/0-

04/0-

1

 

 

 

نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی‌ها

 

056/0

23/0-

148/0

28/0-

090/0

12/0-

033/0

21/0-

003/0

1

 

 

بازدۀ دارایی‌ها

 

116/0

29/0-

02/0-

52/0-

302/0

24/0-

068/0

21/0-

00/0-

481/0

1

 

سن شرکت

 

001/0

027/0

07/0-

007/0

00/0-

029/0

163/0

040/0

02/0-

07/0-

06/0-

1

از سوی دیگر، با استفاده از آزمون‌ لوین، لین و چو پایایی متغیرهای پژوهش سنجیده شد. در صورتی که متغیرهای پژوهش‎ پایا نباشند، چه دربارۀ داده‌های سری زمانی و چه در داده‌های ترکیبی باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب خواهد شد. گفتنی است، متغیرهای دو مقداری در آزمون پایایی لحاظ نشده است. نتایج آزمون نشان‌دهندۀ آن بود که برای همۀ متغیرها سطح معناداری کمتر از یک درصد بوده است؛ بنابراین تمامی متغیرهای در سطح اطمینان 99 درصد پایا هستند.

ابتدا الگوی (1) برای بررسی فرضیۀ اول و دوم آزمون شد. نتایج آزمون چاو مؤید تأییدنشدن فرض H0  بوده است؛ بنابراین الگوی روش داده‌های تابلویی روش پذیرفته شده است؛ درنتیجه الگوی روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت روش ارجح است. لازم است، برای انتخاب از بین الگوی داده‌های تابلویی با اثرات ثابت یا داده‌های تابلویی با اثرات تصادفی، آزمون هاسمن نیز انجام شود. نتایج مربوط به آزمون هاسمن حاکی از تأییدنشدن فرض H0 بوده است؛ درنتیجه الگوی روش اثرات ثابت روش ارجح است؛ بنابراین در ادامه، به تخمین مدل ‎اول پژوهش به‌منظور بررسی فرضیۀ اول و دوم، با توجه به روش ارجح توجه شد. نتایج حاصل از بررسی این فرضیه‌ها در جدول (5) ارائه شده است.

 

جدول (5) نتایج تخمین مدل‎ اول پژوهش

Table (5) Estimation of the first model

متغیر

نماد

ضریب متغیر

انحراف استاندارد

آمارۀ تی

سطح خطا

عرض از مبدأ

 

190/0-

045/0

212/4-

000/0

کاهش فروش شرکت

 

011/0

006/0

773/1

076/0

لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

401/0

024/0

243/16

000/0

کاهش فروش در لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

371/0-

138/0

698/2-

007/0

رفتار خوش‎بینانه مدیران

 

004/0-

007/0

611/0-

540/0

رفتار کوته‌بینانۀ مدیران

 

012/0-

012/0

002/1-

316/0

اندازۀ شرکت

 

039/0

007/0

110/5

000/0

شدت دارایی‌ها

 

008/0-

003/0

865/2-

004/0

رفتار خوش‎بینانۀ مدیران در کاهش فروش در لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

413/0-

146/0

830/2-

004/0

رفتار کوته‌بینانۀ مدیران در کاهش فروش در لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

268/0

354/0

756/0

449/0

اندازۀ شرکت در کاهش فروش در لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

012/0

041/0

288/0

773/0

شدت دارایی‌ها در کاهش فروش در لگاریتم فروش سال جاری به سال قبل

 

541/0-

275/0

969/1-

049/0

ضریب تعیین

258/0

ضریب تعیین تعدیل شده

179/0

آمارۀ دوربین-واتسون

331/2

آمارۀ F

270/3

احتمال آمارۀ F

000/0

با توجه به نتایج قابل‌مشاهده در جدول (5)، آمارۀ F به‌دست‎آمده (270/3) و سطح خطای آن (000/0)، ادعا می‌شود که در سطح اطمینان 99 درصد، درمجموع الگوی پژوهش، معناداری زیادی دارد. علاوه بر این، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 17 درصد است، بیان می‌شود که درمجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 17 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. علاوه بر این، با توجه به مقدار آمارۀ دوربین واتسون که برابر 331/2 است، گفته می‌شود، خودهمبستگی مرتبۀ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. از سوی دیگر، نتایج به‌دست‌آمده نشان‌دهندۀ آن است که از میان متغیرهای کنترل، تنها متغیر شدت دارایی‌ها تأثیر معناداری بر عدم تقارن رفتار هزینه دارد.

مطابق مبانی نظری پیش‌بینی می‌شد، در صورتی که ضریب  منفی و معنادار باشد، پدیدۀ چسبندگی هزینه در شرکت‎های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. مطابق نتایج به‌دست‌آمده در تخمین مدل اول در جدول (5) این ضریب برابر (371/0-) است که در سطح اطمینان 99 درصد معنادار است؛ بنابراین نتیجه‌گیری می‌شود، پدیدۀ چسبندگی هزینه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. در فرضیۀ اول تأثیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت بر عدم تقارن رفتار هزینه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (5) از برآورد الگو، ضریب متغیر ضرب نسبت فروش سال جاری به سال قبل در متغیر دو مقداری کاهش فروش برابر 371/0- و سطح خطای آن 007/0 است. علاوه بر این، ضریب متغیر تعدیلی رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت در نسبت فروش سال جاری به سال قبل در متغیر دو مقداری کاهش فروش برابر 413/0- است و با توجه به سطح خطای 004/0 که کمتر از 01/0 است و نیز با با توجه به افزایش ضریب منفی (ضریب 413/0 -در مقایسه با ضریب 371/0 -) در شرکت‌های با رفتار خوشبینانۀ مدیریت ادعا می‌شود، رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای یک درصد) بر عدم تقارن رفتار هزینه دارد (باعث افزایش ضریب منفی می‌شود). طبق نتایج به‌‌دست‌آمده در جدول (5) از برآورد الگو، ضریب متغیر ضرب نسبت فروش سال جاری به سال قبل در متغیر دو مقداری کاهش فروش برابر 371/0- و سطح خطای آن 007/0 است. علاوه بر این، ضریب متغیر تعدیلی رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت در نسبت فروش سال جاری به سال قبل در متغیر دو مقداری کاهش فروش برابر 268/0 است و طبق سطح خطای آن که برابر با 449/0 و کمتر از سطح خطای 01/0 است، با توجه به مثبت‌شدن ضریب و مقدار احتمال ادعا می‌شود، رفتار کوته‎بینانۀ مدیریت تأثیر منفی غیر معناداری (در سطح خطای یک درصد) بر عدم تقارن رفتار هزینه دارد (باعث مثبت‌شدن ضریب منفی می‌شود)؛ درنتیجه با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ سوم پژوهش در سطح خطای یک درصد رد می‌شود.

از سوی دیگر، برای بررسی فرضیۀ سوم و چهارم از مدل (2) استفاده شده است. نتایج تخمین این مدل‎ با روش اثرات ثابت در جدول (6) ارائه شده است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (6) نتایج تخمین مدل‎ دوم پژوهش

Table (6) Estimation of the second model

متغیر

نماد

ضریب متغیر

انحراف استاندارد

آمارۀ تی

سطح خطا

عرض از مبدأ

 

402/0

145/0

774/2

005/0

رفتار خوش‎بینانۀ مدیران

 

035/0

014/0

405/2

016/0

رفتار کوته‌بینانۀ مدیران

 

002/0-

027/0

086/0-

931/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

 

007/0-

005/0

379/1-

167/0

اندازۀ شرکت

 

094/0-

027/0

462/3-

000/0

اهرم مالی

 

281/0

047/0

981/5

000/0

نسبت جریان نقدی عملیاتی به کل دارایی‌ها

 

020/0-

045/0

448/0-

654/0

بازدۀ دارایی‌ها

 

019/0

068/0

287/0

773/0

سن شرکت

 

314/0

124/0

519/2

011/0

زیان‌ده‌بودن شرکت

 

019/0-

018/0

038/1-

299/0

ضریب تعیین

412/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

350/0

آمارۀ دوربین-واتسون

978/1

آمارۀ F

670/6

احتمال آمارۀ F

000/0

 

با توجه به نتایج قابل‌مشاهده در جدول (6)، آمارۀ F به‌دست‌آمده (670/6) و سطح خطای آن (000/0) ادعا می‌شود که در سطح اطمینان 99 درصد، درمجموع الگوی پژوهش معناداری زیادی دارد. علاوه بر این، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 35 درصد است، گفته می‌شود، درمجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 35 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آمارۀ دوربین واتسون که برابر 978/1 است، ادعا می‌شود که خودهمبستگی مرتبۀ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. از سوی دیگر، نتایج به‌دست‌آمده نشان‌دهندۀ آن است که از میان متغیرهای کنترل، تنها متغیرهای سن شرکت، اندازۀ شرکت و اهرم مالی شرکت تأثیر معناداری بر استراتژی رقابتی شرکت دارد.

در فرضیۀ سوم تأثیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت بر استراتژی رقابتی شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (6) از برآورد الگو، ضریب متغیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت برابر 035/0 و سطح خطای آن 016/0 است؛ بنابراین با توجه به ضریب مثبت این متغیر و مقدار احتمال آن ادعا می‌شود که رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5 درصد) بر استراتژی رقابتی شرکت دارد؛ درنتیجه پیش‌بینی می‌شود که مدیران خوش‌بین با دیدگاه بلندمدت سبب تقویت استراتژی رقابتی شرکت شوند و موقعیت رقابتی شرکت را در صنعت تقویت کنند. بنابراین با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ‏ سوم پژوهش در سطح خطای 5 درصد تأیید می‌شود (مطابق با نتایج پژوهش ردج و همکاران، 2014). از سوی دیگر، در فرضیۀ چهارم تأثیر رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت بر استراتژی رقابتی شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران توجه شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (6) از برآورد الگو، ضریب متغیر رفتار کوته‎بینانۀ مدیریت برابر 002/0- و سطح خطای آن 931/0 است؛ بنابراین با توجه به ضریب منفی این متغیر و مقدار احتمال آن، ادعا می‌شود که رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت تأثیر منفی غیر معناداری (در سطح خطای 5 درصد) بر استراتژی رقابتی شرکت دارد؛ درنتیجه با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ چهارم پژوهش در سطح خطای 5 درصد رد می‌شود.

از سوی دیگر، برای بررسی فرضیۀ پنجم و ششم از مدل (3) استفاده شده است. نتایج تخمین این مدل‎ با روش اثرات ثابت، در جدول (7) ارائه شده است.

جدول (7) نتایج تخمین مدل‎ سوم پژوهش

Table (7) Estimation of the third model

 

متغیر

نماد

ضریب متغیر

انحراف استاندارد

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبدأ

 

838/0

032/0

456/25

000/0

رفتار خوش‎بینانۀ مدیران

 

011/0

003/0

251/3

001/0

رفتار کوته‌بینانه مدیران

 

006/0-

005/0

025/1-

305/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

 

0008/0

001/0

796/0

425/0

اندازۀ شرکت

 

074/0

006/0

991/10

000/0

اهرم مالی

 

133/0-

012/0

688/10-

000/0

نسبت جریان نقدی عملیاتی به کل دارایی‌ها

 

014/0

010/0

312/1

189/0

بازدۀ دارایی‌ها

 

339/0-

020/0

597/16-

000/0

سن شرکت

 

593/0-

030/0

713/19-

000/0

زیان‌ده‌بودن شرکت

 

003/0-

005/0

629/0-

528/0

ضریب تعیین

909/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

899/0

آمارۀ دوربین-واتسون

824/1

آمارۀ F

169/95

احتمال آمارۀ F

000/0

 

با توجه به نتایج قابل‌مشاهده در جدول (7) و با توجه آمارۀ F به‌دست‌آمده (169/95) و سطح خطای آن (000/0)، ادعا می‌شود که در سطح اطمینان 99 درصد، درمجموع الگوی پژوهش معناداری زیادی دارد. علاوه بر این، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 89 درصد است، گفته می‌شود، درمجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 89 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آمارۀ دوربین واتسون که برابر 824/1 است، ادعا می‌شود که خودهمبستگی مرتبۀ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. از سوی دیگر، نتایج به‌دست‌آمده نشان‌دهندۀ آن است که از میان متغیرهای کنترل، تنها متغیرهای سن، اندازه، اهرم مالی و بازدۀ دارایی شرکت تأثیر معناداری بر استراتژی سرمایه‎گذاری شرکت دارد.

در فرضیۀ پنجم تأثیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (7) از برآورد الگو، ضریب متغیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت برابر 011/0 و سطح خطای آن 001/0 است؛ بنابراین با توجه به ضریب مثبت این متغیر و مقدار احتمال آن، ادعا می‎شود که رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای یک درصد) بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت دارد؛ درنتیجه پیش‌بینی می‌شود که مدیران خوش‌بین، با انتظارات مثبت آتی خود سبب ایجاد سرمایه‎گذاری بیش‌ازحد در شرکت شوند؛ بنابراین با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ پنجم پژوهش در سطح خطای یک درصد تأیید می‌شود (مطابق با نتایج پژوهش انگلمیر، 2010). از سوی دیگر، در فرضیۀ ششم تأثیر رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (7) از برآورد الگو، ضریب متغیر رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت برابر 006/0- و سطح خطای آن 305/0 است؛ درنتیجه با توجه به ضریب منفی این متغیر و مقدار احتمال آن ادعا می‌شود که رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت تأثیر منفی غیر معناداری (در سطح خطای 5 درصد) بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت دارد؛ بنابراین با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ‏ ششم پژوهش در سطح خطای 5 درصد رد می‌شود.

از سوی دیگر، برای بررسی فرضیۀ هفتم و هشتم از مدل (4) استفاده شده است. نتایج تخمین این مدل‎ با روش اثرات ثابت در جدول (8) ارائه شده است.

 

جدول (8) نتایج تخمین مدل‎ چهارم پژوهش

Table (8) Estimation of the fourth model

متغیر

 

ضریب متغیر

انحراف استاندارد

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبدأ

 

878/0

038/0

517/22

000/0

رفتار خوش‎بینانۀ مدیران

 

021/0

004/0

031/5

000/0

رفتار کوته‌بینانۀ مدیران

 

011/0

005/0

084/2

037/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

 

001/0

001/0

324/1

185/0

اندازۀ شرکت

 

016/0

008/0

928/1

054/0

نسبت جریان نقدی عملیاتی به کل دارایی‌ها

 

040/0-

013/0

933/2-

003/0

بازدۀ دارایی‌ها

 

727/0-

021/0

241/33-

000/0

سن شرکت

 

181/0-

039/0

537/4-

000/0

زیان‌ده‌بودن شرکت

 

001/0

006/0

283/0

776/0

ضریب تعیین

 

ضریب تعیین تعدیل‌شده

910/0

آمارۀ دوربین-واتسون

759/1

آمارۀ F

78/108

احتمال آمارۀ F

000/0

 

با توجه به نتایج قابل‌مشاهده در جدول (8)، آمارۀ F به‌دست‌آمده (78/108) و سطح خطای آن (000/0) ادعا می‌شود که در سطح اطمینان 99 درصد، درمجموع الگوی پژوهش معناداری زیادی دارد. علاوه بر این، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 91 درصد است، گفته می‌شود، درمجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 91 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. علاوه بر این، با توجه به مقدار آمارۀ دوربین واتسون که برابر 759/1 است، ادعا می‌شود، خودهمبستگی مرتبۀ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. از سوی دیگر، نتایج به‌دست‌آمده نشان‌دهندۀ آن است که از میان متغیرهای کنترل، تنها متغیرهای سن، نسبت جریان نقدی عملیاتی به کل دارایی‌ها و بازدۀ دارایی شرکت تأثیر معناداری بر استراتژی تأمین مالی شرکت دارد.

در فرضیۀ هفتم تأثیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت بر استراتژی تأمین مالی شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (8) از برآورد الگو، ضریب متغیر رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت برابر 021/0 و سطح خطای آن 000/0 است؛ بنابراین با توجه به ضریب مثبت این متغیر و مقدار احتمال آن، ادعا می‌شود که رفتار خوش‎بینانۀ مدیریت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای یک درصد) بر استراتژی تأمین مالی شرکت دارد؛ درنتیجه با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ‏ هفتم پژوهش در سطح خطای یک درصد تأیید می‌شود (مطابق با نتایج پژوهش آدام و کیسن، 2014). از سوی دیگر، در فرضیۀ هشتم تأثیر رفتار کوته‎بینانۀ مدیریت بر استراتژی تأمین مالی شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (8) از برآورد الگو، ضریب متغیر رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت برابر 011/0 و سطح خطای آن 037/0 است؛ بنابراین با توجه به ضریب مثبت این متغیر و مقدار احتمال آن، ادعا می‌شود که رفتار کوته‌بینانۀ مدیریت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5 درصد) بر استراتژی تأمین مالی شرکت دارد؛ درنتیجه با توجه به مقدار احتمال، فرضیۀ‏ هشتم پژوهش در سطح خطای 5 درصد تأیید می‌شود (مطابق با نتایج پژوهش ردج و وایت، 2014).

 

نتایج و پیشنهادها

در این پژوهش تأثیر رفتار خوش‎بینانه و کوته‎بینانۀ مدیران بر عدم تقارن رفتار هزینه و استراتژی‌های متفاوت شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. به این منظور فرضیه‌هایی برای بررسی این موضوع تدوین و با استفاده از اطلاعات در دسترس تجزیه‌و‌تحلیل شد. در ارتباط با فرضیۀ اول و دوم پژوهش این استدلال وجود دارد که مدیران با دیدگاه خوش‎بینانه پیش‌بینی می‌کنند که فروش در کوتاه‌مدت به سطح قبلی خود بازگردد؛ درنتیجه با کاهش فروش هزینه‌ها را به همان نسبت کاهش نمی‎دهند که سبب افزایش حجم عدم تقارن در رفتار هزینه خواهند شد. از سوی دیگر، انگیزه‌های رسیدن به سود هدف و منافع شخصی مدیران در دیدگاه کوته‌بینانه به‌عنوان یک ملاحظۀ نمایندگی به کاهش بیشتر منابع (کاهش شدت عدم تقارن رفتار هزینه) منجر می‌شود؛ بنابراین در شرکت‌های با مدیران کوته‎بین میزان کاهش هزینه‌ها و منابع در زمان کاهش فروش افزایش یافته است تا مدیران به منافع کوتاه‌مدت خود دست یابند که به کاهش عدم تقارن رفتار هزینه منجر خواهد شد. با توجه به استدلال‌های فوق نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که پدیدۀ عدم تقارن رفتار هزینه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد و رفتار خوش‎بینانۀ مدیران سبب افزایش شدت رفتار نامتقارن هزینه‌ها خواهد شد (مطابق با نتایج پژوهش چن و همکاران، 2016). از سوی دیگر، نتایج مؤید آن است که رفتار کوته‎بینانۀ مدیران تأثیر معناداری بر عدم تقارن رفتار هزینه ندارد. دلایل احتمالی رد این فرضیه که با مبانی نظری هم ناسازگار است، ممکن است به سه دلیل باشد: نخست، به دلیل نبودِ فضای رقابتی در بیشتر صنایع کشور، شرکت‌ها توجه کمتری به انجام هزینه‌های تحقیق و توسعه دارند و بحث رقابت برای کسب سهم بازار بیشتر، کمتر مطرح است؛ دوم، به دلیل وجود تحریم‌ها شرکت‌ها کمتر در جهت حفظ منافع بلندمدت سرمایه‌گذاری عظیمی را در استفاده از تکنولوژی روز انجام می‌دهند و مجبور هستند تا حدودی به شرایط موجود راضی باشند؛ سوم، به دلیل آنکه بیشتر صنایع بزرگ در اختیار دولت و حاکمیت است، انتخاب مدیران براساس روند تئوریک انجام نشده و دورۀ تصدی دستخوش ارتباطات سیاسی است؛ درنتیجه مدیریت حتی اگر هم بخواهد دیدگاه بلندمدت را اولویت نحوۀ مدیریت خود قرار دهد، باز هم چاره‌ای وجود ندارد که درگیر ارتباطات سیاسی شود تا در سمت خود حفظ گردد. علاوه بر این، در ارتباط با فرضیۀ سوم و چهارم پژوهش این استدلال وجود دارد که مدیران با دیدگاه بلندمدت و خوش‎بینانه، هزینه‌های لازم را به‌منظور تحقیق و توسعه به‌صورت منظم انجام خواهند داد؛ زیرا این هزینه‌ها در بلندمدت سبب مزیت رقابتی پایدار برای شرکت شده است و جایگاه رقابتی شرکت را در صنعت ارتقا خواهد داد؛ درنتیجه پیش‌بینی می‌شود که مدیران خوش‌بین با دیدگاه بلندمدت سبب تقویت استراتژی رقابتی شرکت شوند و موقعیت رقابتی شرکت در صنعت را تقویت کنند. از سوی دیگر، این استدلال وجود دارد که مدیران کوته‌بین با دیدگاه کوتاه‌مدت توجهی به هزینه‌های تحقیق و توسعه و گسترش مزیت‎های رقابتی بلندمدت ندارند و تنها به منافع کوتاه‌مدت خود توجه می‌کنند؛ درنتیجه پیش‌بینی می‌شود، رفتارهای کوته‎بینانۀ مدیران دارای اثر منفی بر استراتژی رقابتی شرکت شود. با توجه به استدلال‌های فوق نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که رفتار خوش‎بینانۀ مدیران تأثیر مثبت معناداری بر استراتژی رقابتی شرکت دارد (مطابق با نتایج پژوهش ردج و همکاران، 2014). از سوی دیگر، نتایج مؤید آن است که رفتار کوته‎بینانۀ مدیران تأثیر معناداری بر استراتژی رقابتی شرکت ندارد. دلیل احتمالی رد این فرضیه این است که در بیشتر صنایع کشور رقابت محدودی وجود دارد و بیشتر شرکت‌ها به‌صورت مستقیم و غیرمستقیم تحت کنترل دولت یا حاکمیت قرار دارند که در اغلب این صنایع رقابت به معنای واقعی خود مشاهده نمی‌شود.

افزون بر این، در ارتباط با فرضیۀ پنجم و ششم پژوهش استدلال می‌شود که استراتژی سرمایه‎گذاری مدیران در شرکت‌ها با مدیران کوته‌بین، به‌سمت استراتژی‌های سرمایه‌گذاری کوتاه‌مدت است. درنتیجه این مدیران اعتقادی به انجام طرح‎ها و استراتژی‌های سرمایه‎گذاری بلند‌مدت ندارند. علاوه بر این، این مدیران با توجه به دیدگاه کوتاه‌مدت، تنها به کسب سود در کوتاه‌مدت تمرکز کرده و از انجام سرمایه‌گذاری در طرح‌ها با بازدۀ بلندمدت اجتناب می‌کنند که خود سبب کاهش سطح سرمایه‌گذاری در شرکت خواهد شد. از سوی دیگر، در ارتباط با اثر رفتار خوش‎بینانۀ مدیران انتظار عکس این واکنش وجود دارد؛ زیرا این مدیران در ارتباط با آیندۀ شرکت انتظارات خوش‎بینانه دارند؛ بنابراین با دیدگاه بلندمدت، سرمایه‌گذاری وسیعی در طرح‎های مختلف خواهند داشت. با توجه به استدلال‎های فوق نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که رفتار خوش‎بینانۀ مدیران تأثیر مثبت معناداری بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت دارد (مطابق با نتایج پژوهش انگلمیر، 2010). از سوی دیگر، نتایج مؤید آن است رفتار کوته‎بینانۀ مدیران تأثیر معناداری بر استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت ندارد. دلایل احتمالی رد این فرضیه که با مبانی نظری هم ناسازگار است، ممکن است به سه دلیل باشد: نخست، به دلیل نبود فضای رقابتی در بیشتر صنایع کشور، شرکت‌ها توجه کمتری به انجام هزینه‌های تحقیق و توسعه داشته‌اند و بحث رقابت برای کسب سهم بازار بیشتر، کمتر مطرح است؛ دوم، به دلیل وجود تحریم‌ها شرکت‌ها کمتر سرمایه‌گذاری عظیمی را برای حفظ منافع بلندمدت در استفاده از تکنولوژی روز انجام می‌دهند و مجبور هستند تا حدودی به شرایط موجود راضی باشند؛ سوم، به دلیل آنکه بیشتر صنایع بزرگ در اختیار دولت و حاکمیت است، انتخاب مدیران براساس روند تئوریک انجام نشده و دورۀ تصدی دستخوش ارتباطات سیاسی است؛ درنتیجه مدیریت حتی اگر هم بخواهد دیدگاه بلندمدت را اولویت نحوۀ مدیریت خود قرار دهد، باز هم چاره‌ای وجود ندارد که درگیر ارتباطات سیاسی شود تا در سمت خود حفظ شود. علاوه بر این، در ارتباط با فرضیۀ هفتم و هشتم پژوهش استدلال می‌شود که مدیران بیش‌ازحد خوش‌بین همواره تصور می‌کنند که شرکت‌های آنها کمتر از واقع ارزش‌گذاری می‌شوند؛ از این رو، در مواردی که واحد تجاری نیاز به تأمین مالی داشته باشد، این مدیران تأمین مالی از طریق انتشار اوراق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می‌دهند. از سوی دیگر، این استدلال وجود دارد که مدیران کوته‌بین، به دلیل دیدگاه کوتاه‎مدت، با توجه به زمان‌بر‌بودن تأمین مالی از طریق انتشار سهام، که نیازمند ایجاد اطمینان در بازار نسبت به سهام شرکت است، به‌طور معمول تأمین مالی را از طریق انتشار اوراق بدهی و وام بانکی ترجیح می‌دهند. مطابق با این استدلال‌ها نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که رفتار خوش‎بینانۀ مدیران تأثیر مثبت معناداری بر استراتژی تأمین مالی شرکت از طریق انتشار بدهی دارد (مطابق با نتایج پژوهش آدام و کیسن، 2014). علاوه بر این، نتایج مؤید آن است که رفتار کوته‎بینانۀ مدیران نیز تأثیر مثبت معناداری بر استراتژی تأمین مالی شرکت از طریق انتشار بدهی دارد (مطابق با نتایج پژوهش ردج و وایت، 2014).

در راستای نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش، به سرمایه‎گذاران در بورس اوراق بهادار توصیه می‌شود، هنگام خرید سهام شرکت‌ها و تحلیل سرمایه‌گذاری‌ها به گزارش‌های هیئت‌مدیره و بحث برنامه‌های آتی شرکت برای سرمایه‌گذاری‌های بلندمدت و مخارج تحقیق و توسعه و پیش‌بینی‌های مدیریت و تحلیل آن به‌منظور بررسی تحقق یا تحقق‌نیافتن آن در ارائۀ اطلاعات در صورت‌های مالی و گزارش هیئت‌مدیره توجه جدی داشته باشند؛ زیرا این عوامل با توجه به تأثیری که بر نحوۀ عدم تقارن رفتار هزینه و استراتژی‌های متفاوت شرکت دارند، سبب می‌شوند، سرمایه‎گذاران تصمیم‌گیری و پیش‌بینی صحیح‎تری از رفتار قیمت سهام داشته باشند. علاوه بر این، با توجه به نتایج پژوهش به سرمایه‎گذاران پیشنهاد می‌شود، در تحلیل و تشخیص شرکت‎های با رفتارهای فرصت‌طلبانه (بسیار خوش‌بین (دارای پیش‌بینی‌های غیرواقع‌بینانه از رشد درآمدها و میزان سودآوری) و بسیار کوته‌بین (شرکت‌های فاقد برنامۀ سرمایه‌گذاری بلندمدت و انجام‌نشدن مخارج تحقیق و توسعه)) در گزارشگری مالی توجه شود؛ زیرا این رفتارها با توجه به اثری که در اتخاذ استراتژی‌های متفاوت شرکت دارد، سبب از دست رفتن منافع سرمایه‌گذاران در بلندمدت خواهد شد. افزون بر این، به مالکان و مدیران که نقش مهمی در تصمیم‎گیری‌های انجام‌شده در شرکت‌های بورسی دارند، توصیه می‌شود، در ارتباط با اتخاذ تصمیم‌گیری‌ها و انجام پیش‎بینی‎ها دارای دیدگاه بلندمدت و بر رفتارهای خود توجه داشته باشند؛ زیرا این رفتارها با توجه به اثری که بر استراتژی‌های رقابتی و تأمین مالی شرکت دارد، در بلندمدت بر اعتبار و جایگاه شرکت مؤثر بوده و از سوی بازار به‌عنوان عاملی مثبت از عملکرد مدیریت در ارائۀ ایفای مسئولیت شناخته شده است و سبب کاهش هزینۀ سرمایه برای انجام پروژه‎های سرمایه‌گذاری آتی می‌شود. علاوه بر این، به قانون‌گذاران و تدوین‌کنندگان سیاست‌های مالی توصیه می‌شود، قوانینی را به‌منظور افزایش معافیت‌ها برای شرکت‌هایی قائل شوند که در مخارج تحقیق و توسعه سرمایه‌گذاری می‌کنند و پیش‌بینی‌های دقیق‎تری در گزارشگری مالی دارند و برای مدیرانی که رفتارهای فرصت‌طلبانه در گزارشگری مالی از خود نشان می‌دهند، جریمه‌هایی در نظر گرفته شود. از سوی دیگر، پیشنهاد می‌شود، نظام رتبه‌بندی مدیران در کشور براساس توانایی و رفتارهای گذشته آنان ایجاد شود. از سوی دیگر، با انجام هر پژوهش، راه به سوی مسیری جدید باز می‌شود و ادامۀ راه مستلزم انجام پژوهش‏های دیگری است؛ بنابراین انجام پژوهش‌هایی با عنوان بررسی تأثیر رفتار خوش‌بینانه و کوته‌بینانۀ مدیران بر مدیریت رفتار هزینه و استراتژی‎های متفاوت شرکت در سطح صنایع مختلف (با توجه به سطح هزینه‌های تعدیل و منابع بلااستفاده ناشی از کاهش فروش در صنایع متفاوت)، بررسی تأثیر رفتار خوش‌بینانه و کوته‌بینانۀ مدیران بر محافظه‌کاری حسابداری و بررسی تأثیر رفتار خوش‌بینانه و کوته‌بینانۀ مدیران بر استراتژی تنوع بخشی محصول پیشنهاد می‏شود.

 

[1]. Kang & Kang

[2]. Guanping

[3]. Anderson & Hsiao

[4]. Stata

[5]. شایان ذکر است که به دلیل محدودیت صفحه از آوردن جداول خودداری شده است.

References

Adam, T. R., & Gassen, J. (2014). Managerial Optimism and Corporate Financial Policies. Ph.D. Dissertation, Humboldt University, https://edoc.hu-berlin.de/bitstream/handle/18452/17720/scheinert.pdf?sequence=1.
Aflatooni, A. (2013). Statical Analysis in Financial Management and Accounting, Tehran: Termeh. (In Persian)
Ahmed, A. S., & Duellman, S. (2013). Managerial overconfidence and accounting conservatism. Journal of Accounting Research, 51(1): 1-30. https://doi.org/10.1111/j.1475-679X.2012.00467.x
Amiri, E., Khodamipour, A., & Kamyabi, Y. (2018). The effect of managers' optimistic and myopic behavior on financial information transparency. Journal of Applied Research in Financial Reporting. 7(1): 141-177. (In Persian)
Anderson, W., & Hsiao, C. (1982). Formulation and estimation of dynamic models using panel data. Journal of Econometrics. 18(1):47-82. https://doi.org/10.1016/0304-4076(82)90095-1
Andrew, C. C., Shuping, C., Adam, E., & Bin, M. (2018). Does long-term earnings guidance mitigate managerial myopia? Published by SSRN. https:// doi:10.2139/ssrn.2570037.
Banker, R., Basu, S., Byzalov, D., & Chen, J, Y. (2016). The confounding effect of cost stickiness on conservatism estimates. Journal of Accounting and Economics. 61(1): 203-220. https://doi.10.1016/j.jacceco.2015.07.001
 
 
Bulu, G., Moazez, E., KhanHoseini, D., & Nikoonesbati, M. (2012). The relationship between manager’s view and cost stickiness in Tehran Stock Exchange. The Journal of Planning and Budjetin.17 (3): 79-95. (In Persian)
Chen, J. V., Kama, I., & Lehavy, R. (2016). Management expectations and asymmetric cost behavior. Review of Accounting Studies, 44(3): 259-303. https://doi.10.2139/SSRN.2684164
Chen, Y., & Lin. F. (2016). Does institutional short-termism matter with managerial myopia? Journal of Business Research, 68(4): 319-341. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2014.11.039
Christos, V, N., & Vlismas, O. (2017). Strategy, managerial ability and stick behavior of selling, general and administrative expenses, Management Science. 63(3): 528-546. 
Duellman, S., Hurwitz, H., & Sun, Y. (2015). Managerial overconfidence and audit fees, Journal of Contemporary Accounting & Economics. 11(2): 148-165. https://doi.org/10.1016/j.jcae.2015.05.001
 Englmair, F. (2010). Managerial optimism and investment choice, Managerial and Decision Economics, 31(4): 303-310. https://doi.org/10.1002/mde.1498
Eriksen, W., & Kvaloy, O. (2011). Myopic risk-taking in tournaments, Journal of Economic Behavior & Organization. 97. 120-1315 https://doi.10.1016/j.jebo.2013.10.004
Guanping, Z., Wenxiu, H., Tao P., & Chaokai, X. (2021). The influence of corporate financialization and asymmetric cost behavior, Journal of Business Economics and Management, 22 (1): 21–41. https://doi.org/10.3846/jbem.2020.13634
Heaton, B. (2016). Managerial optimism and corporate finance, Financial Management, 31(2), 33–45. https://doi.org/10.2307/3666221.
Homburg, C., & Nasev, J. (2010). How timely are earnings when costs are sticky? Implications for the link between conditional conservatism and cost stickiness. Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=1187082. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1187082
Kang, J., & Kang, J. (2017). Curbing managerial myopia: The role of managerial overconfidence in owner-managed firms and professionally managed firms. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2944998
Keller, G., & Warrack, B. (2003). Statistics for Management and Economics (6th ed.). Pacific Grove, CA: Duxbury Press.
Kraft, A., Rahul. V., & Mohan, V. (2018). Frequent financial reporting and managerial myopia. The Accounting Review. 93 (2): 249-275. https://doi.org/10.2308/accr-51838
Li, L., & Zheng, K. (2016). Product market competition and cost stickiness. Review of Quantitative Finance and Accounting. 49(2): 283-313. https://doi.10.1007/s11156-016-0591-z
Lin, H., Hu. Y., & Chen, S. (2005). Managerial optimism and corporate investment: Some empirical evidence from Taiwan. Pacific-Basin Finance Journal, 13 (5): 523-546. https://doi.org/10.1016/j.pacfin.2004.12.003
Luzia, C., Silva, S., Liana, H, N., & Lucas, D. (2021). Overconfidence and optimism in business decision-making: Scale development and validation, Research, Society and Development, 10 (8), 103-125. http://dx.doi.org/10.33448/rsd-v10i8.17145
Moradi, J., & Baghery, H. (2014). A comparative study between management and earnings management myopic behavior with stock returns, Accounting and Auditing Review. 21(2): 229-250. (In Persian). https://doi.10.22059/acctgrev.2014.50774
Namazi, M., & Shakeri, Y. (2021). The effect of intangible assets on the firm’s financial performance and mediating role of the cost stickiness in Tehran Stock Exchange, Journal of Asset Management and Financing, (2)33: 47-76. https://doi.10.2208/amf.2021.118666.1453
Nofsinger, R. (2001). Investment madness: How psychology affects your investing and what to do about It, Pearson Education, 1st Edition.
Rezazadeh, H., Pakmaram, A., Bahri, J., & Abdi, R. (2020). The effect of managers' optimism and pessimism on earnings management, Financial Accounting Knowledge, (1)24, 157-180. https://doi.10.30479/jfak.2020.11758.2560
Ridge, W., & White, A. (2014). The influence of managerial myopia on firm strategy, Management Decision. 52(3): 602-623. https://doi.10.1108/MD-01-2013-0037
Scherand, M., & Zechman, L. (2011). Executive overconfidence and the slippery slope to financial misreporting, Journal of Accounting and Economics, 53(1-2). 311–329. https://doi.10.1016/j.jacceco.2011.09.001
Tariverdi, Y., Nikkar, J., & Malekkhodayi, E. (2017). The effect of company strategy and management ability on asymmetry of cost behavior, Accounting and Auditing Review. 24(4): 503-526. (In Persian). https://doi.10.22059/acctgrev.2018.239658.1007673
 

Files

Share

How to cite

Statistics