نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
2 استاد، گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
3 کارشناسی ارشد، گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This study investigates the impact of a company's business strategy and its underlying components as information risk factors on the excess return of firms listed on the Tehran Stock Exchange (TSE). To address this objective, two hypotheses were formulated. A sample of 236 companies listed on the TSE from 2011 to 2022 was selected and Ordinary Least Squares (OLS) regression was employed to test the hypotheses. The findings indicate that the business strategy as an information risk factor has a significant and positive impact on excess return. Moreover, six out of eight different combinations of business strategy criteria also showed a positive and significant effect on companies' excess returns. This suggested that the components of the business strategy influenced excess stock returns in a similar manner to the overall business strategy. The results implied that investors positively priced business strategy as a risk factor. This study filled a gap in the existing literature by exploring the use of a business strategy index in pricing information risk, contributing to the finance research domain.
Keywords: Business Strategy, Pricing, Information Risk, Excess Stock Returns.
Introduction
In the dynamic capital market environment, understanding the various risk factors that influence investment returns is crucial for investors and stakeholders. One such prominent factor is information risk, which pertains to the uncertainty arising from the quality, accuracy, and comprehensiveness of information available to investors. This uncertainty can significantly impact decision-making processes and market performance. This studey focused on analyzing the influence of a company's business strategy and its underlying components as factors of information risk on excess stock returns. By examining companies listed on the Tehran Stock Exchange (TSE), this study aimed to elucidate how investors perceived business strategies and how these perceptions were reflected in stock market performance. Through this lens, the study sought to contribute to the broader financial literature by integrating the concept of business strategy into the framework of information risk pricing. Exploring the relationship between business strategy, information risk, and excess returns is crucial as it can provide valuable insights for investors, stakeholders, and financial decision-makers. Understanding how the various elements of a company's business strategy are priced by the market can help investors make more informed decisions and enhance their overall investment strategies.
Materials & Methods
To address the research objectives, two hypotheses were formulated to investigate the relationship between a company's business strategy and its excess stock returns, considering information risk as a key factor. The sample comprised 236 companies listed on the TSE over the period from 2011 to 2022. The study employed the Ordinary Least Squares (OLS) regression technique to analyze the data and test the hypotheses. The business strategy was quantified using a comprehensive index that incorporated various strategic components, enabling a nuanced examination of its impact on stock returns. This approach allowed for a detailed analysis of how the different elements of a company's business strategy were perceived and priced by investors in the market. The methodology involved rigorous statistical analysis to ensure the reliability and validity of the findings, providing a robust basis for drawing meaningful conclusions. The analytical process adhered to established econometric principles and best practices, ensuring the integrity and credibility of the research. By adopting this comprehensive and rigorous approach, the study aimed to contribute to the existing financial literature by elucidating the role of business strategy as an information risk factor and its influence on excess stock returns in the context of the TSE.
Findings
The empirical analysis revealed that a company's business strategy significantly and positively influenced its excess stock returns, confirming the research hypotheses. Specifically, the overall business strategy emerged as a positive and significant factor in determining excess returns. Further examination of the individual components of the business strategy index showed that six out of eight combinations had a similarly positive and significant effect on excess returns. These findings indicated that not only did the holistic business strategy impact investor perceptions and stock performance, but specific strategic elements also played a crucial role in this relationship. The results suggested that investors appeared to price the business strategy favorably, reflecting its perceived value in the context of information risk. Investors seemed to view a company's business strategy as a vital factor in assessing the quality, accuracy, and comprehensiveness of the available information and consequently determining the appropriate risk-adjusted returns. These findings contribute to the existing financial literature by providing empirical evidence on the role of business strategy as an information risk factor and its impact on excess stock returns. The nuanced understanding of how specific strategic components influence investor perceptions and market performance can offer valuable insights for corporate decision-makers, investors, and financial analysts.
Discussion and Conclusion
The study's findings highlighted the critical role of business strategy in the context of information risk and stock market performance. The positive relationship between business strategy and excess stock returns suggested that investors valued strategic clarity and transparency, which could help reduce information asymmetry and associated risks. By decomposing the business strategy into its constituent elements, the study provided granular insights, into which specific aspects of strategy were most influential in determining excess returns. These results had significant implications for both corporate management and investors. For corporate managers, the findings underscored the importance of strategic planning and effective communication in enhancing investor confidence and market performance. By aligning their business strategies with investor expectations and ensuring transparent disclosure of strategic information, companies could positively influence their excess stock returns. From an investor's perspective, understanding the strategic direction of a company could serve as a crucial tool for making informed investment decisions. By incorporating an assessment of a firm's business strategy into its risk-return analysis, investors could potentially gain a more comprehensive understanding of the information risk inherent in their investment decisions. Overall, this study contributed to the financial literature by integrating the concept of business strategy into the analysis of information risk, offering a novel perspective on its impact on excess stock returns. The findings suggested that investors positively price business strategy as a risk factor, reflecting its perceived value in the context of information risk. Future research could further explore this relationship across different markets and economic conditions to generalize the findings and enhance their applicability. Extending the analysis to other geographical contexts and time periods could provide valuable insights into the generalizability and robustness of the observed patterns.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
بازدۀ مازاد سهام، حاصل تفاوت بازدۀ سهام با نرخ بازدۀ بدون ریسک است. در ابتدا شارپ به‌منظور اندازه‌گیری بازدۀ مازاد سهام، مدل قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای یا CAPM [1] را ارائه کرد (Sharpe, 1964). مدل قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای، مدلی تک‌عاملی است و تنها اثر بازده کلی بازار را بر بازدۀ مازاد سهام بررسی می‌کند (Botshekan & Farhadi, 2016). فاما و فرنچ (Fama & French, 1993) با خلاصه‌کردن یافته‌های مطالعات تجربی قبل ازخود، علاوه بر ریسک کلی بازار (بتا)، ریسک مربوط به اندازه و رشد (نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار) شرکت را در تبیین نوسانات بازدۀ مازاد سهام لحاظ کردند (Babalooyan & Mozaffari, 2016). به اعتقاد فاما و فرنچ، بتا قادر به توضیح تنها 70درصد تغییرات بازدۀ مازاد سهام یک سبد متنوع است، درحالی‌که مدل سه‌عاملی آنها قدرت توضیح 95درصدی دارد.
هرچند مدل فاما و فرنچ (Fama & French, 1993) بهتر از مدل بازار و مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای قدرت تبیین نوسانات بازده سهام را دارد، همچنان برای کشف سایر عوامل تأثیرگذار بر ریسک بازدۀ سهام، پژوهش‌های متعددی در حال انجام است. با این هدف که بتوان به مدلی کامل‌تر دست یافت. یکی از این تلاشها مدل لیم (Lim, 2015) است. مدل لیم (Lim, 2015) در عمل همانند مدل سه‌عاملی فاما و فرنچ (Fama & French, 1993) اجرا می‌شود، اما این عوامل سهگانه (بتا، عامل اندازه و عامل ارزش دفتری به ارزش بازار) با شاخص‌های متفاوتی محاسبه شده‌اند. در این پژوهش سعی شده است تا با اضافه‌کردن مؤلفۀ ریسک اطلاعاتی یعنی استراتژی تجاری[2] و عوامل تشکیل‌دهندۀ آن (رشد فروش[3]، شدت سرمایه[4]، نسبت هزینه‌های عمومی، اداری و فروش به فروش[5]، تعداد کارکنان به فروش[6] و انحراف معیار کارکنان[7]) به مدل سه‌عاملی فاما و فرنچ (Fama & French, 1993) رفتار سرمایه‌گذاران دربارۀ تأثیر استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد سهام (یعنی قیمت‌گذاری استراتژی تجاری) بررسی شود.
در علم مدیریت به چگونگی تخصیص مطلوب منابع کمیاب برای رسیدن به اهداف اقتصادی، استراتژی تجاری می‌گویند. استراتژی تجاری شرکت مشخص‌کنندۀ چگونگی ارزش‌آفرینی برای سهام‌داران و مشتریان است؛ به‌عبارت‌دیگر استراتژی تجاری شرکت‌ها بیانگر پاسخ مدیران ارشد آنها به محدودیت‌ها، فرصت‌ها و نحوۀ رقابت در بازار هدف است. شرکت‌ها با به‌کارگیری مجموعه‌ای از سیاست‌ها و فعالیت‌های خاص، می‌توانند استراتژی تجاری اتخاذی خود را تقویت کنند تا به مزیت رقابتی پایدار در بازار هدف خود دست یابند (Barzegar et al., 2019). پنج معیار برای اندازه‌گیری استراتژی تجاری مطرح است که عبارت‌اند از: رشد فروش، شدت سرمایه، نسبت هزینه‌های عمومی، اداری و فروش به فروش، تعداد کارکنان به فروش و انحراف معیار کارکنان (Hajiha & Ranjbarnavi, 2018). البته شاید این پنج عامل به طور مستقیم با بازدۀ مازاد در ارتباط نباشند، اما استراتژی تجاری با بازدۀ مازاد در ارتباط است و خود استراتژی تجاری با استفاده از این پنج معیار اندازه‌گیری می‌شود. مایلز و همکاران (Miles et al., 1978) ضمن پژوهش دربارۀ انواع مختلف سازمان‌ها به این نتیجه رسیدند که سازمان‌ها برای کاهش تأثیر منفی پذیرفته‌شده از محیط و افزایش انتفاع از فرصت‌ها عمدتاً از یکی از چهار نوع استراتژی تطبیقی چهارگانه استفاده می‌کنند؛ به‌عبارت‌دیگر آنها سازمان‌ها را به چهار گروه تقسیم می‌کنند که عبارت‌اند از: مدافع‌ها [8]، مهاجم‌ها[9] (آینده‌نگرها یا پیشگامان)، تحلیلگرها [10] و منفعل‌ها [11] (واکنش‌گرایان). استراتژی شرکت‌های تهاجمی (مهاجم‌ها)، شناخت و استفاده از فرصت‌های موجود در بازاریابی و تولید محصولات جدید است و گاهی نوآوری اهمیت بیشتری از سودآوری دارد؛ درحالی‌که استراتژی اتخاذی در شرکت‌های تدافعی برعکس آن است. می‌توان گفت شرکت‌های دارای استراتژی تدافعی (مدافع‌ها) و شرکت‌های دارای استراتژی تهاجمی (مهاجم‌ها) دو سر طیف راهبردهای احتمالی هستند و حد وسط این دو، شرکت‌های دارای استراتژی تحلیلگر (تحلیلگران)اند که بخشی از خصوصیات هر دو گروه مدافعان و مهاجمان در آنها دیده می‌شود. شرکت‌های دارای استراتژی منفعل ( منفعلان) از سایر شرکت‌ها متفاوت‌اند و بعد از بروز هر نوع رویداد، واکنشی منفعلانه به آن نمایان می‌سازند (Tanani & Mohebkhah, 2014).
انگیزۀ اصلی این پژوهش بررسی اختلافات حل‌نشده دربارۀ تأثیرگذاری استراتژی تجاری شرکت بر بازدۀ مازاد سهام به‌عنوان عامل ریسک است. برخی پژوهش‌ها معتقدند که استراتژی تجاری شرکت از راههای مختلفی مانند دسترسی شرکت به منابع ارزشمند (Hsu & Ziedonis, 2013; Mykytyn & Mykytyn, 2002)، قدرت رهبری بها یا تمایز در محصول (Banker et al., 2014; Kim et al., 2004) ، نوآوری و مخارج تحقیق و توسعه و راهبری شرکتی قوی و مدیریت کارآمد (Kamau et al., 2018; Zhou et al., 2023) قادر است تا بر جنبههای مختلف عملکرد شرکت و درنتیجه بازدۀ مازاد سهام را اثر بگذارد؛ درحالی‌که برخی دیگر از پژوهش‌ها قائل به تأثیرگذاری استراتژی تجاری شرکت بر بازدۀ مازاد سهام نیستند و معتقدند که بازدۀ مازاد سهام شرکت بیش از اینکه از استراتژی تجاری شرکت تأثیر بپذیرد، از ناهنجاریهای بازار و رفتار سرمایه‌گذاران درآن (Fang, 2015; Qi, 2023) و شرایط اقتصاد کلان (Khan et al., 2021; Adiwibowo et al., 2023) تأثیر میپذیرد.
ازسوی‌دیگر بنتلی و همکاران (Bentley, 2014) استدلال می‌کنند که تأثیرات کمیت و کیفیت اطلاعات به‌صورت هم‌زمان ممکن است باعث شود که اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری، اثر یکدیگر را خنثی کنند و اثرگذاریِ ناچیز استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد سهام شرکت را به همراه داشته باشند. به‌منظور بررسی احتمال وجود اثر جبرانی هریک از عوامل پنج‌گانۀ استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد، این عوامل ابتدا به‌صورت تک‌تک و سپس جفت‌جفت در مدل لیم (Lim, 2015) اضافه شده است که الهام گرفته‌شده از مدل سه‌عاملی فاما و فرنچ Fama & French, 1995)) است؛ بنابراین، سؤال اصلی پژوهش حاضر این است که آیا استراتژی تجاری شرکت و اجزای تشکیل‌دهندۀ آن قادر به تأثیرگذاری بر بازدۀ مازاد سهام شرکت هستند؛ به بیان دیگر آیا سرمایه‌گذاران استراتژی تجاری و اجزای آن را قیمت‌گذاری می‌کنند؟
بخشهای بعدی مقاله به‌صورت زیر تدوین شده است. ابتدا ادبیات و مبانی نظری پژوهش بیان و فرضیه‌ها بسط شده است، سپس روش پژوهش بیان شده و نحوۀ محاسبۀ متغیرها و آزمون فرضیه‌های پژوهش شرح داده شده است. پس از آن یافته‌های پژوهش و نتیجه‌گیری راجع به رد یا تأیید فرضیه‌ها بیان شده است. در ادامه نیز فرضیه‌های پژوهش به تفکیک صنعت، سال و نوع استراتژی بررسی شد و درنهایت، نتیجه‌گیری و پیشنهادات پژوهش تشریح شده‌اند.
مبانی نظری
ماهیت فعالیت‌های تجاری و سرمایه‌گذاری بدین‌گونه است که سازمان‌ها ملزم‌اند برای کسب بازده، متحمل ریسک شوند. امروزه جهان سرمایه‌گذاری از گستردگی درخور توجهی در مقایسه با گذشته برخوردار است و به همان میزان ریسک‌های سرمایه‌گذاری بیشتر و متفاوتی دارد. اهمیت زیاد این موضوعات باعث شده است تا همواره پژوهشگران مالی به‌دنبال کشف انواع ریسک و عوامل مؤثر بر بازدۀ سهام شرکت‌ها باشند تا بتوانند بـا اسـتفاده از آنها، بازدۀ آتی سهام شرکت را پیش‌بینی کند. یکی ازمهم‌ترین نوع ریسک‌های سرمایه‌گذاری، ریسک اطلاعات است. یکی از عوامل ریسک اطلاعات، عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از وجود اطلاعات ناقص بین سهام‌داران و مدیران است. در این شرایط سهام‌داران درخصوص نحوۀ عملکرد شرکت با ابهام روبه‌رو هستند. اطلاع از نوع استراتژی تجاری شرکت‌ها ممکن است به درک سهام‌داران از عملکرد شرکت‌ها کمک کند؛ زیرا نحوۀ تصمیم‌گیری و چگونگی پیمودن مسیر برای رسیدن به اهداف شرکت براساس استراتژی تجاری اتخاذشدۀ شرکت است؛ ازاین‌رو هدف پژوهش حاضر، نخست بررسی تأثیر استراتژی تجاری شرکت به‌عنوان عامل ریسک اطلاعات بر بازدۀ مازاد سهام است و دوم، تأثیر اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد بررسی می شود.
درخصوص اینکه چرا استراتژی تجاری و اجزای آن می‌توانند عامل ریسک اطلاعات باشند (یعنی بر بازدۀ مازاد تأثیر داشته باشند)، حداقل دو استدلال وجود دارد: الف: عدم تقارن اطلاعات و ب: محیط اطلاعات خارجی برای مهاجمان و مدافعان. به سه دلیل، اعتقاد بر این است که این دو جنبه بین شرکت‌های مهاجم و مدافع متفاوت است: 1- طبق نظر ایزلی و اوهارا هم کیفیت و هم کمیت اطلاعات با بازدۀ مازاد سهام به‌عنوان روش قیمت‌گذاری سهام ارتباط دارند (Easley & O’Hara, 2004)؛ 2- نتایج پژوهش بنتلی و همکاران نشان می‌دهد که اتخاذ استراتژی تجاری تهاجمی، باعث ایجاد شرایط عدم تقارن اطلاعات ذاتی یا داخلی بیشتر (یعنی کیفیت ضعیف‌تر اطلاعات) می‌شود (Bentley et al., 2013) و 3- بنتلی و همکاران استدلال می‌کنند که اتخاذ استراتژی تجاری تدافعی باعث ایجاد محیط اطلاعات خارجی ضعیف‌تر (یعنی مقدار کمتری از اطلاعات) می‌شود (Bentley et al., 2014). همچنین تأثیرات کمیت و کیفیت اطلاعات به‌صورت هم‌زمان ممکن است اثر یکدیگر را خنثی کند و اثرگذاریِ ناچیز استراتژی تجاری را به همراه داشته باشند.
نتایج حاصل از پژوهش حاجیها و رنجبرناوی (Hajiha & Ranjbarnavi, 2018) نشان می‌دهد که در حالت عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های مهاجم و مدافع، دو دیدگاه وجود دارد: دیدگاه اول، مدیران شرکت‌ها با نگهداری اخبار بد در شرکت و تأخیر در افشای آنها باعث افزایش سطح عدم تقارن اطلاعاتی بین سهام‌داران و مدیران می‌شوند ( Lee & Wang, 2016). عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از وجود اطلاعات ناقص بین سهام‌داران و مدیران، یکی از عوامل ریسک اطلاعات است (Lim, 2015). همچنین نظریۀ مالی بیان می‌کند که دارایی‌های دارای ریسک زیاد در مقایسه با دارایی‌های کم ریسک، بازدۀ مازاد بیشتری دارند (Botshekan & Farhadi, 2016). با بررسی پیشینۀ عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های دارای استراتژی تجاری تهاجمی و تدافعی می‌توان دریافت که مهاجمان در مقایسه با مدافعان معمولاً تمایل بیشتری به نگهداشت اخبار بد در شرکت و تأخیر در افشای آنها دارند ( Lee & Wang, 2016)؛ درنتیجه، مهاجمان در مقایسه با مدافعان بازدۀ مازاد بیشتری هم دارند. در نتیجه‌گیری کلی می‌توان ادعا کرد که نوع استراتژی تجاری که شرکت انتخاب و اجرا می‌کند، با تأثیر بر ریسک اطلاعات ( Lee & Wang, 2016) بر بازدۀ مازاد سهام نیز تأثیر می‌گذارد (Botshekan & Farhadi, 2016)؛ دیدگاه دوم، سطح عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های دارای استراتژی تجاری تهاجمی‌کمتر از تدافعی است، زیرا مهاجمان علاقۀ زیادی به نوآوری و دستیابی به محصولات و برند‌های جدید دارند. این موضوع باعث می‌شود که تحلیلگران همواره توجه زیادی به این شرکت‌ها کرده و اطلاعات آنها را به‌صورت دقیق بررسی و تحلیل کنند؛ ازاین‌رو مهاجمان ناگزیر به افزایش سطح افشای اختیاری اطلاعات هستند که باعث کاهش سطح عدم تقارن اطلاعاتی، کاهش ریسک اطلاعات و درنتیجه کاهش بازدۀ مازاد سهام می‌شود (Bentley-Goode et al., 2017).
بنتلی و همکاران (Bentley et al., 2014) برای داشتن تعادل در محیط اطلاعاتی بیرون شرکت، تعاملات پویا، مکانیسم‌های نظارت خارجی و واسطه‌های اطلاعاتی مانند تحلیلگران مالی و رسانه‌ها را پیشنهاد می‌دهند؛ زیرا در این صورت شرکت‌ها داوطلبانه دست به افشای اطلاعات می‌زنند و به محیط اطلاعاتی بیرونی متعادل دست پیدا می‌کنند. واسطه‌های اطلاعاتی بیشتر علاقه‌مند به دنبال‌کردن شرکت‌های دارای استراتژی تهاجمی هستند؛ زیرا از فروش اطلاعات خصوصی یا تجزیه‌وتحلیل عمیق آنها می‌توانند سود ببرند که برای سرمایه گذاران ارزشمند است (Moyer et al, 1989; Chung et al., 1995; Ahn et al., 2005). بنتلی و همکاران (Bentley et al., 2014) همچنین مشاهده کردند که شرکت‌های دارای استراتژی تجاری مهاجم با پوشش رسانه‌ای بیشتری در مقایسه با مدافعان همراه هستند. درمجموع، به نظر می‌رسد که شرکت دارای استراتژی مهاجم براثر پوشش بیشتر تحلیلگران و پوشش رسانه‌ای، محیط اطلاعات خارجی غنی‌تری را نسبت‌به مدافعان نشان می‌دهند؛ بنابراین، سطح ریسک اطلاعاتی و بازدۀ مازاد بر ریسک در شرکت‌های دارای استراتژی تهاجمی‌کمتر و در شرکت‌های دارای استراتژی تدافعی بیشتر است (Lim, 2015). بر همین اساس فرضیۀ اول پژوهش به‌صورت زیر تدوین می‌شود:
فرضیۀ اول) استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک بر بازدۀ مازاد تأثیر دارد.
تضاد بین عدم تقارن ذاتی اطلاعاتی و محیط بیرونی شرکت‌های دارای استراتژی تجاری تهاجمی و تدافعی می‌تواند اثر یکدیگر را خنثی کند و در صورت تجزیه‌نکردن استراتژی تجاری به اجزای خود، ممکن است اثر قیمت‌گذاری استراتژی تجاری ناچیز باشد. به‌منظور بررسی احتمال وجود اثر جبرانی هریک از عوامل پنج‌گانه استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد، می‌توان استدلال کرد که مهاجمان در مقایسه با مدافعان دارای محیط‌های عملیاتی پیچیده‌تر، اختیارات مدیریتی بیشتر و نظارت مؤثر کمتر و درنتیجه عدم اطمینان رفتاری و سطح ریسک اطلاعاتی بالاتر و بازدۀ مازاد بیشتر هستند (Lim, 2015). آنها فناوری‌های انعطاف‌پذیر را اتخاذ و افراد ماهر را استخدام می‌کنند (Rajagopalan, 1997; Miles et al., 1978; Siggelkow & Rivkin, 2006). همسویی این تصمیمات منجر به بالابودن نسبت هزینه‌های فروش، عمومیو اداری به فروش، رشد فروش، نسبت تعداد کارمندان به فروش و انحراف معیار تعداد کل کارکنان و پایین‌بودن شدت سرمایه می‌شود. در مقابل، هدف شرکت‌هایی با استراتژی تدافعی، رهبری مقرون‌به‌صرفه در صنعت است؛ یعنی محصولات با کیفیت عالی و کم‌هزینه را به مشتریان معمولی می‌فروشند و طیف محصولات محدودی دارند. آنها فناوری‌های عادی را اتخاذ می‌کنند و نیروی کار ماهر کمتری را برای عملیات خود استخدام می‌کنند (Thomas & Ramaswamy, 1996). همسویی این تصمیمات منجر به پایین‌بودن نسبت هزینه‌های فروش، عمومیو اداری به فروش، رشد فروش، نسبت تعداد کارمندان به فروش و انحراف معیار تعداد کل کارکنان و بالابودن شدت سرمایه می‌شود. این شرکت‌ها دارای محیط‌های عملیاتی ساده‌تر، اختیارات مدیریتی کمتر، نظارت مؤثرتر و درنتیجه عدم اطمینان رفتاری و سطح ریسک اطلاعاتی پایین‌تر و بازدۀ مازاد بر ریسک کمتر هستند (Lim, 2015). بر همین اساس فرضیۀ دوم به‌صورت زیر نوشته می‌شود:
فرضیۀ دوم) اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک به شیوۀ مشابهی بر بازدۀ مازاد تأثیر نمی‌گذارند.
روش پژوهش
بازۀ زمانی پژوهش به‌منظور آزمون فرضیه‌های مورد نظر، دورۀ 12ساله بین سال‌های 1390 تا 1401 است؛ لازم به ذکر است ازآنجایی‌که به‌منظور محاسبه برخی از متغیرها به اطلاعات مالی سال t-1 نیاز است، بنابراین جهت این متغیرها اطلاعات سال مالی 1389 نیز جمع‌آوری شده است. نمونۀ این پژوهش شامل کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس و فرابورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی سال‌های 1390-1401 است. نمونۀ پژوهش شامل کلیۀ شرکت‌هایی است که کلیۀ این شرایط را داشته باشند: 1- شرکت‌هایی که زمینۀ فعالیت آنها سرمایه‌گذاری، بیمه‌ای و واسطه‌گری مالی نباشد؛ زیرا ماهیت فعالیت این شرکت‌ها با سایر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس و فرابورس تفاوت دار؛. 2- داده‌های تمام متغیرهای پژوهش برای شرکت بررسی‌شده در دسترس باشد؛ 3- سال مالی شرکت طی بازۀ زمانی پژوهش ثابت و منتهی به 29 اسفند باشد. روند انتخاب نمونۀ آماری در جدول (1) ارائه شده است.
جدول (1): معیارهای غربال نمونه
Table (1): Sample screening criteria
|
ردیف |
شرح |
تعداد |
تعداد |
|
1 |
کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و فرابورسی تا پایان سال 1401 |
|
930 |
|
2 |
حذف شرکت‌هایی که اطلاعات مالی آنها برای دورۀ بررسی‌شده در دسترس نیست. |
221 |
|
|
3 |
شرکت‌هایی که سال مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه نبوده است. |
83 |
|
|
4 |
شرکت‌های فعال در حوزۀ خدماتی بازرگانی و صنایع واسطه‌گری مالی و سرمایه‌گذاری، شرکت‌های بیمه و لیزینگ |
390 |
|
|
5 |
مجموع شرکت‌های حذف‌شده |
|
(694) |
|
تعداد شرکت‌های بررسی‌شده |
236 |
||
باتوجه‌به شرایط و محدودیتهای فوق، از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس و فرابورس اوراق بهادار تهران درمجموع 236 شرکت در طی سال‌های 1390 تا 1401 انتخاب شدند. متغیرهایی که در این پژوهش استفاده شده‌اند، به پیروی از لیم (Lim, 2015) سه نوع هستند؛ متغیر وابسته، متغیر مستقل و متغیر کنترلی که در ادامه به تشریح هرکدام پرداخته شده است. متغیر وابسته این پژوهش بازدۀ مازاد سالیانۀ شرکت (Ri – Rf) است. بازدۀ مازاد شرکت برابر است با بازدۀ سالیانۀ سهام شرکت (Ri) منهای نرخ بازدۀ بدون ریسک (Rf). بازدۀ سالیانۀ سهام شرکت (Ri) با استناد به پورزمانی و فانیانی (Pourzamani & Faniani, 2016) از رابطۀ (1) محاسبه شده است:
|
رابطۀ (1) |
|
در رابطۀ (1) Pt قیمت سهام در ابتدای سال، Pt-1 قیمت سهام در پایان سال، E افزایش سرمایه به‌ازای هر سهم، O مزایای ناشی از حق تقدم سهام، D سود تقسیمی هر سهم و نرخ بازدۀ بدون ریسک (Rf)، برابر با نرخ سود سپرده‌های بلندمدت بانک در نظر گرفته می‌شود (Pourzamani & Faniani, 2016).
برای اندازه‌گیری استراتژی تجاری به پیروی از بنتلی و همکاران (Bentley et al., 2013)، حبیب و حسن (Habib & Hasan, 2017) و حاجیها و رنجبرناوی (Hajiha & Ranjbarnavi, 2018) از پنج معیار شامل: رشد فروش، شدت سرمایه، نسبت هزینه‌های اداری و فروش به فروش، تعداد کارکنان به فروش و انحراف معیار تعداد کارکنان استفاده شده است. به‌منظور کمّیسازی استراتژی تجاری شرکت، روند شش‌مرحله‌ای زیر به ترتیب اجرا شده است:
در مرحلۀ اول، به تمام شرکت‌ها براساس معیار اول استراتژی تجاری یعنی معیار رشد فروش، امتیاز 1 تا 5 تعلق گرفته است. به این صورت که میزان رشد فروش در هر شرکت نمونه در مقایسه با سال قبل اندازه‌گیری شده است. سپس شرکت‌ها باتوجه‌به نسبت اندازه‌گیری‌شده، از بزرگ به کوچک مرتب شده است. بعد از آن با اجرای پنجک آماری بر روی نسبت رشد فروش اندازه‌گیری‌شدۀ شرکت‌ها، کلیۀ شرکت‌ها به پنج پنجک طبقه‌بندی شده است. به هرکدام از شرکت‌ها که در پنجک اول قرار می‌گیرند، امتیاز 1، در پنجک دوم امتیاز 2، در پنجک سوم امتیاز 3، در پنجک چهارم امتیاز 4 و در پنجک پنجم امتیاز 5 تعلق گرفته است. استنتاج می‌شود که شرکت‌هایی که بیشترین نسبت در این معیار (معیار رشد فروش) را داشته باشند، با قرارگرفتن در پنجک پنجم امتیاز 5 و شرکت‌هایی که کمترین نسبت را داشته باشند، با قرارگرفتن در پنجک اول امتیاز 1 را دریافت می‌کنند. در مرحلۀ دوم، به تمام شرکت‌ها براساس معیار دوم استراتژی تجاری یعنی معیار شدت سرمایه، امتیاز 1 تا 5 تعلق گرفته و همان مراحل قبل تکرار شده است. در مرحلۀ سوم، به تمام شرکت‌ها براساس معیار سوم استراتژی تجاری یعنی معیار هزینه‌های اداری و فروش به فروش ، امتیاز 1 تا 5 تعلق گرفته و همان مراحل قبل تکرار شده است. در مرحلۀ چهارم، به تمام شرکت‌ها براساس معیار چهارم استراتژی تجاری یعنی معیار تعداد کارکنان به فروش ، امتیاز 1 تا 5 تعلق گرفته و همان مراحل قبل تکرار شده است. در مرحلۀ پنجم، در این مرحله به تمام شرکت‌ها براساس معیار پنجم استراتژی تجاری یعنی انحراف معیار تعداد کارکنان، امتیاز 1 تا 5 تعلق گرفته و همان مراحل قبل تکرار شده است. پس از طی‌کردن مراحل بالا، نهایتاً به هر شرکت 5 امتیاز از 1 تا 5 تعلق گرفته است. امتیازات هر شرکت با هم جمع شده است؛ به همین منظور بیشترین امتیاز ممکن عدد 25 است و متعلق به شرکتی بوده است که امتیاز 5 را از هر پنج مرحلۀ بالا کسب کرده است. این عدد نشان‌دهندۀ استراتژی تجاری تهاجمی است. کمترین امتیاز ممکن هم عدد 5 است و متعلق به شرکتی بوده است که امتیاز 1 را از هر پنج مرحلۀ بالا کسب کرده است؛ این عدد بیانگر استراتژی تدافعی است. مدافع‌ها و مهاجم‌ها دو سر طیف راهبردهای احتمالی هستند. به بیان ساده، یعنی هرچه امتیاز محاسبه‌شده بیشتر شود به معنای تغییر استراتژی تجاری از حالت تدافعی به حالت تهاجمی است (Hajiha & Ranjbarnavi, 2018).
به پیروی از لیم (Lim, 2015) از عواملی مشابه با مدل سه‌گانۀ مدل فاما و فرنچ (Fama & French, 1993) به‌عنوان متغیرهای کنترل به شرح زیر استفاده شده است.
عامل بتا، ریسک کلی بازار یا همان ریسک سیستماتیک است و در آن ریسک غیر‌سیستماتیک نقشی را ایفا نمی‌کند (Fama & French, 2004; Tehrani, 2021; Singh, 2021). عامل بتا برابر با ضریب شیب حاصل از رگرسیون بازدۀ ماهانۀ شرکت روی بازدۀ ماهانۀ بازار است (Lim, 2015). مقدار بتا از نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است. اندازۀ شرکت:[12] براساس نتایج به‌دست‌آمدۀ فاما و فرنچ (Fama & French, 1995)، شرکت‌های کوچک در مقایسه با شرکت‌های بزرگ سود کمتری دارند و آسیب‌پذیری شرکت‌های کوچک در مقایسه با شرکت‌های بزرگ در برابر اتفاقات و شرایط بد حاکم بر بازار طولانی‌تر است. عامل اندازه: برابر است با لگاریتم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام که در پایان هر سال اندازه‌گیری می‌شود (Lim, 2015). ارزش دفتری به ارزش بازار:[13] عامل ارزش دفتری به ارزش بازار برابر است با نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام که در پایان سال مالی جاری اندازه‌گیری می‌شود. ارزش بازار شرکت از ضرب تعداد سهام شرکت در قیمت پایانی سهام در پایان هر سال به دست می‌آید (Lim, 2015).
به استناد پژوهش لیم (Lim, 2015) برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم به ترتیب از مدل شمارۀ یک و دو استفاده شده است که در ادامه هریک تشریح می‌شود. برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش با پیروی از مدل لیم (Lim, 2015) از مدل شمارۀ (1) به شرح زیر استفاده شده است:
|
مدل شمارۀ (1) |
Ri,t - RF = α + β1BSi,t + β2BETAi,t + β3SIZEi,t + β4BMi,t + ԑi,t |
در مدل شمارۀ (1) متغیر Ri,t - RF نشان‌دهندۀ بازدۀ مازاد سهام، متغیر BSi,t نشان‌دهندۀ استراتژی تجاری، BETAi,t نشان‌دهندۀ ضریب بتای هر شرکت، SIZEi,t نشان‌دهندۀ اندازۀ شرکت و BMi,t نماد ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت است که روش محاسبۀ این متغیرها قبلاً توضیح داده شد. برای تصمیم‌گیری راجع به فرضیۀ اول بر ضریب β1 تمرکز می‌شود. چنانچه این ضریب در سطح خطای پنج‌درصد معنادار شود، فرضیۀ اول رد نمی‌شود؛ یعنی استراتژی تجاری ازنظر سرمایه‌گذاران به‌عنوان عامل ریسک، قیمت‌گذاری می‌شود. درخصوص علامت این ضریب نمی‌توان پیش‌بینی خاصی داشت؛ چون این تأثیر براساس مبانی نظری می‌تواند مثبت یا منفی باشد. اندیس i نشان‌دهندۀ اسم شرکت و اندیس t نشان‌دهندۀ سالی است که بررسی می‌شود.
برای آزمون فرضیۀ دوم با پیروی از مدل لیم (Lim, 2015) از مدل شمارۀ (2) به‌صورت زیر استفاده خواهد شد:
|
مدل شمارۀ (2) |
Ri,t - RF = α + β1Fi,t + β2BETAi,t + β3SIZEi,t + β4BMi,t + ԑi,t |
در این مدل متغیر Ri,t - RF نشان‌دهندۀ بازدۀ مازاد سهام است و متغیرFi,t نشان‌دهندۀ اجزای استراتژی تجاری شرکت است؛ به‌عبارت‌دیگر در مدل دوم عوامل پنج‌گانۀ تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری (معیار رشد فروش (REV)، معیار هزینۀ عمومیو اداری به فروش (SGA)، معیار شدت سرمایه (CAP)، معیار تعداد کارکنان به فروش (EMPS)، معیار انحراف معیار کارکنان (TEMP)) یک بار به‌صورت جداگانه، یک بار به‌صورت جفت‌جفت و یک بار به‌صورت سه‌تایی باهم ترکیب می شوند (امتیازهای معیار‌ها باهم جمع می‌شوند) و تشکیل عوامل جدیدی می‌دهند. به لحاظ نرم‌افزاری هر ترکیبی را می‌توان وارد Eviews کرده و آزمون کرد، اما هر ترکیب باید مبتنی بر مبانی نظری و پشتوانۀ منطقی باشد؛ این ترکیبهای منطقی در مدل لیم (Lim, 2015) معرفی شده‌اند. از بین این ترکیبها در این پژوهش آنهایی استفاده شده‌اند که در محیط اطلاعاتی ایران محاسبه‌پذیر بودهاند؛ سپس این عوامل جدید (هشت حالت ممکن که همان ترکیبهای مختلف بین اجزای استراتژی تجاری است و در جدول 6 به آنها اشاره شده است) جداگانه وارد مدل و برای هرکدام رگرسیونی جداگانه اجرا می‌شود. پس از اجرای مدل شمارۀ (2) به شرح فوق، معناداری، اندازه و جهت ضرایب به‌دست‌آمده برای متغیر F تحلیل می‌شود. درصورتی‌که معناداری، اندازه یا جهت ضریب متغیر F در مدل دوم که نشان‌دهندۀ ترکیب‌هایی از اجزای استراتژی تجاری است، متفاوت از خود استراتژی تجاری (متغیر BS) شود، این نتیجه استنباط خواهد شد که اجزای استراتژی تجاری به‌صورت متفاوتی از خود استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد سهام شرکت تأثیر می‌گذارند. به این صورت که آیا جهت تأثیر آنها بر بازدۀ مازاد، هم‌جهت با تأثیر متغیر BS بر بازدۀ مازاد هست یا خیر. به‌منظور تحلیل بیشتر، هر دو مدل شمارۀ (1) و (2) به تفکیک دوره‌های زمانی (سال) مختلف و به تفکیک صنعت نیز اجرا و نتایج به‌صورت جداگانه مقایسه و تحلیل خواهند شد.
یافتهها
درمجموع پنج متغیر که شامل یک متغیر وابسته، یک متغیر مستقل و سه متغیر کنترلی هستند، استفاده شده‌اند. آمار توصیفی مربوط به آنها نیز به ترتیب در جدول (2) ارائه شده است. این آمار شامل اطلاعات مربوط به شاخص‌های مرکزی نظیر میانگین، میانه، بیشینه و کمینه و انحراف معیار به‌عنوان شاخص پراکندگی است. برای آنکه از تأثیر سوء ناشی از داده‌های پرت کاسته شود، این داده‌ها به‌صورت دستی حذف شده‌اند.
جدول (2): آمارههای توصیفی متغیرهای پژوهش
Table (2): Descriptive statistics of the research variables
|
نام متغیر |
نماد |
میانگین |
میانه |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
مشاهدات |
|
بازدۀ سالیانه سهام شرکت |
Ri |
926/58 |
515/27 |
421/410 |
752/42- |
902/88 |
2548 |
|
نرخ بازدۀ بدون ریسک |
Rf |
173/0 |
165/0 |
22/0 |
15/0 |
025/0 |
2832 |
|
استراتژی تجاری |
BS |
964/14 |
15 |
25 |
5 |
738/2 |
2483 |
|
بتا |
BETA |
705/0 |
63/0 |
6/2 |
63/0- |
711/0 |
2546 |
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
524/12 |
465/12 |
164/14 |
012/11 |
762/0 |
2488 |
|
ارزش دفتری به ارزش بازار |
BM |
353/0 |
299/0 |
084/1 |
079/0- |
242/0 |
2488 |
جدول (3): آمارههای توصیفی معیارهای استراتژی تجاری پژوهش
Table (3) Descriptive statistics of the business strategy criteria
|
نام معیار |
نماد |
میانگین |
میانه |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
مشاهدات |
|
رشد فروش |
F_REV |
007/3 |
3 |
5 |
1 |
406/1 |
2832 |
|
هزینۀ عمومی، اداری به فروش |
F_SGA |
049/3 |
3 |
5 |
1 |
381/1 |
2832 |
|
شدت سرمایه |
F_CAP |
954/2 |
3 |
5 |
1 |
402/1 |
2831 |
|
تعداد کارکنان به فروش |
F_EMPS |
03/3 |
3 |
5 |
1 |
39/1 |
2832 |
|
انحراف معیار کارکنان |
F_TEMP |
036/3 |
3 |
5 |
1 |
413/1 |
2830 |
جدول (4) ضریب همبستگی پیرسون بین متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد.
جدول (4): ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش
Table (4): Correlation matricx of research variables
|
|
RR |
BS |
BETA |
SIZE |
BM |
|
RR |
1 |
|
|
|
|
|
---- |
|
|
|
|
|
|
BS |
092/0 |
1 |
|
|
|
|
000/0 |
---- |
|
|
|
|
|
BETA |
279/0 |
066/0 |
1 |
|
|
|
000/0 |
007/0 |
---- |
|
|
|
|
SIZE |
175/0 |
-223/0 |
155/0 |
1 |
|
|
000/0 |
000/0 |
000/0 |
---- |
|
|
|
BM |
301/0- |
-055/0 |
028/0 |
383/0- |
1 |
|
000/0 |
023/0 |
26/0 |
000/0 |
---- |
ضریب همبستگی معیار اولیه تشخیص وجود یا عدم وجود ارتباط میان دو یا چند متغیر و بیان شدت و ضعف این ارتباط است. همبستگی بین متغیر استراتژی تجاری و متغیر بازدۀ مازاد سالیانۀ شرکت برابر 092/0 است که بیانگر تأثیر مثبت استراتژی تجاری بر متغیر بازدۀ مازاد سالیانۀ شرکت است و ازآنجایی‌که سطح معناداری000/0 کمتر از سطح معناداری 5% است، فرضیۀ صفر مبنی بر عدم وجود همبستگی پذیرفته نمی‌شود و بین استراتژی تجاری و بازدۀ مازاد همبستگی وجود دارد. به‌صورت کلی نتایج نشان می‌دهد تأثیر متغیر استراتژی تجاری بر متغیر بازدۀ مازاد سالیانۀ شرکت مثبت و معناداری است. جدول (5) ضریب همبستگی پیرسون بین معیارهای استراتژی تجاری پژوهش را نشان می‌دهد.
جدول (5): ماتریس همبستگی معیارهای استراتژی تجاری
Table (5): Correlation matrix of the business strategy criteria
|
|
F_CAP |
F_EMPS |
F_REV |
F_SGA |
F_TEMP |
|
شدت سرمایه F_CAP |
1 |
|
|
|
|
|
--- |
|
|
|
|
|
|
تعداد کارکنان F_EMPS |
042/0 |
1 |
|
|
|
|
026/0 |
--- |
|
|
|
|
|
رشد فروش F_REV |
032/0- |
352/0- |
1 |
|
|
|
087/0 |
000/0 |
--- |
|
|
|
|
هزینه‌های عمومی و اداری F_SGA |
023/0 |
405/0 |
166/0- |
1 |
|
|
212/0 |
000/0 |
000/0 |
--- |
|
|
|
انحراف معیار تعداد کارکنان F_TEMP |
002/0- |
247/0 |
264/0 |
263/0 |
1 |
|
915/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
--- |
بنابراین، جهت همبستگی و معناداری بین معیار‌ها مشخص شده است و می‌توان در مرحلۀ بعدی برای آزمون فرضیه‌ها از تحلیل رگرسیون استفاده کرد.
برای تعیین نوع داده‌های ترکیبی از آزمونهای F لیمر و هاسمن استفاده شد. نتایج نشان داد که هشت مورد از مدل‌های پژوهش از نوع تلفیقی و یک مورد نیز از نوع تابلویی با اثرات ثابت بودند. برای آزمون همسانی واریانس از آزمون ویگینز-پوی استفاده شد. نتایج نشان‌دهندۀ عدم همسانی واریانس در تمامی مدل‌های پژوهش بود. برای تخفیف مسئلۀ ناهمسانی واریانس از وزن GLS استفاده شد. همچنین برای تشخیص وجود یا عدم وجود خودهمبستگی از آماره دوربین واتسون استفاده شد. نتایج نشان داد که خودهمبستگی در کلیۀ مدل‌های پژوهش قابل چشم‌پوشی است؛ بااین‌وجود به‌منظور کنترل اثر خودهمبستگی، در زمان اجرای مدلها از ماتریس کوواریانس ضرایب با وزن White period (cross-section cluster) استفاده شد. به‌منظور بررسی هم‌خطی از آزمون VIF استفاده شد. اگر مقدار VIF محاسبه‌شده کمتر از 10 باشد، بین متغیرهای مستقل هم‌خطی درخور توجهی وجود ندارد (Aflatooni, 2017). نتایج آزمون VIF در کلیۀ مدل‌های پژوهش بیانگر عدم وجود هم‌خطی بین متغیرهای مستقل بود.
فرضیۀ اول پژوهش بیان می‌کرد که استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک بر بازدۀ مازاد تأثیر دارد. برای عدم رد این فرضیه انتظار میرود که ضریب برآوردی متغیر استراتژی تجاری (BS) معنادار باشد. جدول (6) نتایج حاصل از برآورد مدل اول پژوهش با استفاده از نرم‌افزار ایویوز12 را نشان می‌دهد.
جدول (6): نتایج رگرسیون برای مدل اول
Table (6): Regression results for the first model
|
Ri,t - RF = α + β1BSi,t + β2BETAi,t + β3SIZEi,t + β4BMi,t + ԑi,t |
|||||
|
نماد متغیر |
نام متغیر |
ضرایب |
خطای استاندارد |
آماره t |
معناداری |
|
C |
عرض از مبدأ |
824/23- |
368/31 |
759/0- |
448/0 |
|
BS |
استراتژی تجاری |
756/2 |
454/0 |
072/6 |
000/0 |
|
BETA |
عامل بتا |
241/32 |
851/1 |
42/17 |
000/0 |
|
SIZE |
اندازۀ شرکت |
114/4 |
222/2 |
851/1 |
065/0 |
|
BM |
ارزش بازار به ارزش دفتری |
028/96- |
007/6 |
986/15- |
000/0 |
|
R-Squared 404/0 |
|||||
|
Durbin Watson 802/1 |
|||||
|
F-statistics 58/281 |
|||||
|
Probe (F-statistics) 000/0 |
|||||
نتایج جدول (6) نشان می‌دهد که استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد سهام تأثیر مثبت و معناداری دارد؛ به‌عبارت‌دیگر سرمایه‌گذاران استراتژی تجاری را به‌عنوان عامل ریسک قیمت‌گذاری می‌کنند. باتوجه‌به مطالب فوق و نتایج مندرج در جدول (6) و در سطح اطمینان 99درصد، فرضیۀ اول این پژوهش رد نخواهد شد.
در فرضیۀ دوم، اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک به شیوۀ متفاوتی بر بازدۀ مازاد تأثیر می‌گذارند. برای بررسی این فرضیه از مدل دوم استفاده شده است. جدول (7) نتایج حاصل از برآورد مدل دوم پژوهش با استفاده از نرم‌افزار ایویوز را نشان می‌دهد. به این صورت که به‌جای متغیر استراتژی تجاری (BS) به ترتیب REV، SGA، CAP، EMPS، TEMP، REV-CAP، EMPS-TEMP و EMPS-TEMP-CAP که اجزای متغیر استراتژی تجاری و ترکیبهای مختلف آن هستند، جایگذاری شده است. به‌منظور خلاصهسازی نتایج، در جدول 7 تنها ضریب، معناداری و جهت تأثیر متغیرهای مربوط به اجزای استراتژی تجاری و ترکیبهای آن نشان داده شده و از ارائۀ نتایج کامل تخمینها خودداری شده است.
جدول (7): خلاصۀ نتایج مربوط به آزمون فرضیۀ دوم
Table (7): Summary of the results related to the test of the second hypothesis
|
معیار |
شرح |
ضریب |
معناداری |
جهت تأثیر |
|
F_REV |
رشد درآمد |
273/14 |
000/0 |
+ |
|
F_SGA |
هزینه‌های عمومی و اداری |
83/0- |
43/0 |
- |
|
F_CAP |
شدت سرمایه |
835/0- |
42/0 |
- |
|
F_EMP |
تعداد کارکنان |
303/25 |
000/0 |
+ |
|
F_TEMP |
انحراف معیار تعداد کارکنان |
26/6 |
000/0 |
+ |
|
F_REV_CAP |
ترکیب معیارهای رشد درآمد با شدت سرمایه |
549/6 |
000/0 |
+ |
|
F_EMP_TEMP |
ترکیب معیارهای تعداد کارکنان با انحراف معیار تعداد کارکنان |
58/4 |
000/0 |
+ |
|
F_ EMPS-TEMP-CAP |
ترکیب معیارهای تعداد کارکنان با انحراف معیار تعداد کارکنان و شدت سرمایه |
309/2 |
000/0 |
+ |
با دقت در نتایج جدول( 7) مشخص می‌شود که از هشت ترکیب مختلف از معیارهای استراتژی تجاری، شش ترکیب دارای تأثیر مشابه (مثبت و معنادار) بر بازدۀ مازاد شرکت‌ها هستند؛ یعنی اجزای مختلف استراتژی تجاری را نیز عمدتاً مشابه با استراتژی تجاری کل (متغیر BS)، سرمایه‌گذاران به‌عنوان عوامل ریسک قیمت‌گذاری می‌کنند. معیارهای شدت سرمایه و هزینه‌های عمومی و اداری و فروش، به‌صورت جداگانه بر بازدۀ مازاد تأثیری ندارند و این به آن معنی است که سرمایه‌گذاران این دو عامل را به تنهایی قیمت‌گذاری نمی‌کنند. از مجموع این نتایج این‌گونه استنباط می‌شود که فرضیۀ دوم پژوهش تأیید نمی‌شود؛ یعنی اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک عمدتاً به شیوۀ مشابهی بر بازدۀ مازاد تأثیر می‌گذارند.
ارزیابی استحکام
در ادامه به‌منظور اطمینان از استحکام نتایج، روی فرضیه‌های پژوهش تجزیهوتحلیلهای بیشتری انجام خواهد شد. کلیۀ تحلیلهای پژوهش به تفکیک در هفت صنعت با بیشترین تعداد شرکت‌های فعال انجام شده است. هدف از انجام این تحلیل، بررسی احتمال قیمت‌گذاری متفاوت استراتژی تجاری و اجزای تشکیل‌دهندۀ آن در صنایع متفاوت توسط سرمایه‌گذاران به‌عنوان عوامل ریسک است. نتایج در جدول (8) ارائه شده است:
جدول (8): نتایج به تفکیک صنعت
Table (8): The results by industry
|
شاخص استراتژی |
استخراج ذغال سنگ و کانههای فلزی |
خودرو و قطعات |
دارویی |
سیمان، آهک و گچ |
شیمیایی |
غذایی به‌جز قند و شکر |
فلزات اساسی |
|
BS |
124/8 |
149/9 |
009/15 |
974/8 |
905/10 |
368/12 |
978/3 |
|
(001/0) |
(000/0) |
(001/0) |
(000/0) |
(000/0) |
(002/0) |
(012/0) |
|
|
F_REV |
504/26 |
513/20 |
302/43 |
097/27 |
525/27 |
479/36 |
306/18 |
|
(000/0) |
(000/0) |
(000/0) |
(000/0) |
(000/0) |
(001/0) |
(000/0) |
|
|
F_SGA |
766/4 |
886/9 |
731/1- |
931/2 |
308/0- |
536/0 |
603/0- |
|
(421/0) |
(182/0) |
(757/0) |
(277/0) |
(929/0) |
(932/0) |
(906/0) |
|
|
F_CAP |
746/7- |
416/13- |
769/2- |
261/0- |
413/8- |
009/14- |
985/3- |
|
(133/0) |
(034/0) |
(595/0) |
(973/0) |
(02/0) |
(078/0) |
(307/0) |
|
|
F_EMP |
882/39 |
848/66 |
604/52 |
784/70 |
628/45 |
179/119 |
088/41 |
|
(153/0) |
(001/0) |
(051/0) |
(001/0) |
(028/0) |
(005/0) |
(163/0) |
|
|
F_TEMP |
909/5 |
077/20 |
339/31 |
439/8 |
124/23 |
931/35 |
863/18 |
|
(075/0) |
(000/0) |
(000/0) |
(035/0) |
(000/0) |
(001/0) |
(000/0) |
|
|
F_REV_CAP |
575/10 |
642/7 |
744/21 |
738/20 |
641/11 |
381/14 |
975/7 |
|
(008/0) |
(067/0) |
(002/0) |
(000/0) |
(000/0) |
(195/0) |
(001/0) |
|
|
F_EMP_TEMP |
036/4 |
634/18 |
145/21 |
419/12 |
762/16 |
061/26 |
693/5 |
|
(121/0) |
(000/0) |
(002/0) |
(002/0) |
(000/0) |
(001/0) |
(105/0) |
|
|
F_ EMPS-TEMP-CAP |
708/0 |
637/7 |
264/13 |
096/8 |
491/5 |
36/15 |
271/1 |
|
(778/0) |
(007/0) |
(019/0) |
(007/0) |
(08/0) |
(018/0) |
(549/0) |
به‌طورکلی با دقت در نتایج استنتاج می‌شود که تأثیر استراتژی تجاری (و اجزای آن) بر بازدۀ مازاد سهام شرکت در صنایع مختلف هم‌جهت و در یک راستا است؛ برای مثال ضریب استراتژی تجاری (BS) در اکثر صنایع مثبت و باتوجه‌به این نکته معنادار شده است که معناداری آن کمتر از یک‌درصد است یا معیار هزینۀ عمومی اداری به فروش (F_SGA) در هیچ‌یک از صنایع معنادار نشده است؛ اما شدت اثر (بزرگی ضریب) در صنایع مختلف متفاوت است؛ برای مثال صنعت دارویی در بیشتر ردیف‌ها بزرگ‌ترین ضریب را دارد یا صنعت فلزات اساسی در بیشتر ردیف‌ها کمترین تأثیر را دارد. این نشان می‌دهد که صنایع باتوجه‌به ویژگی‌های خاصشان استراتژی تجاری (و اجزای آن) را با شدت متفاوتی قیمت‌گذاری می‌کنند. این ویژگی‌های خاص می‌توانند مواردی نظیر تعداد کارکنان و اندازۀ صنایع، توسعۀ موفقیت‌آمیز محصول جدید (Saeidaardakani et al., 2010) و واکنش هزینه‌ها (چسبندگی هزینه‌ها) (Ezadpour et al., 2018) باشد.
به‌منظور کنترل اثر ویژگی‌های سال در قیمت‌گذاری استراتژی تجاری و اجزای آن، فرضیۀ اول پژوهش در هر یک از سال‌های دورۀ زمانی پژوهش نیز به‌صورت جداگانه آزمون شد. شکل (1) روند ضریب متغیر استراتژی تجاری را طی سال‌های مختلف دورۀ زمانی پژوهش نشان می‌دهد. نتایج نشان میدهدکه تأثیر استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد سهام شرکت در طی سال‌های 1390 الی 1395، 1399،1397 و 1401 مثبت و معنادار و طی سال‌های 1396، 1398 و 1400 منفی و معنادار است؛ به‌عبارت‌دیگر استنباط می‌شود که در طی سال‌های 1390 تا 1401، استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک بر بازدۀ مازاد سهام شرکت تأثیرگذار بوده است. هرچه ضریب معیار استراتژی تجاری بزرگ‌تر باشد، تأثیر بیشتری نیز بر بازدۀ مازاد سهام شرکت می‌گذارد.
شکل(1): روند تغییر در تأثیر استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد طی دورۀ زمانی پژوهش
Figure (1): The trend of change in the effect of business strategy on excess returns during the research period
شرکت‌ها ازنظر استراتژی تجاری روی یک طیف قرار دارند. هرچه عدد استراتژی تجاری برای شرکت بزرگ‌تر باشد، شرکت استراتژی تهاجمیتر داشته و هرچه این عدد کوچک‌تر باشد، استراتژی شرکت تدافعی بوده است (Hajiha & Ranjbarnavi, 2018 Tanani & Mohebkhah, 2014;). بر همین اساس شرکت‌ها در این پژوهش به سه گروه تقسیم شدند. شرکت‌هایی که امتیاز BS برای آنها از 5 تا 11 بود در دستۀ «تدافعی»، شرکت‌هایی که امتیاز BS برای آنها از 12 تا 18 بود در دستۀ «خنثی (تحلیلگر)» و شرکت‌هایی که امتیاز BS برای آنها از 19 تا 25 بود، در دسته «تهاجمی» قرار گرفتند. سپس فرضیۀ پژوهش برای هر یک از این سه دسته شرکت به‌صورت مجزا آزمون شد (به‌دلیل محدودیت در حجم مقاله از ارائۀ نتایج کامل خودداری شده است). نتایج نشان داد که میزان تاثیرگذاری و ارتباط استراتژی تجاری و هر یک از اجزای استراتژی تجاری بر بازدۀ مازاد سهام شرکت باتوجه‌به نوع استراتژی اتخاذی شرکت (تدافعی، خنثی و تهاجمی) متفاوت است؛ به‌عبارت‌دیگر شرکت‌ها می‌توانند باتوجه‌به اهداف خود یکی از انواع استراتژی (تدافعی، ختثی و تهاجمی) را انتخاب کنند. این انتخاب باعث تفاوت در میزان، شدت و جهت تاثیرگذاری استراتژی تجاری و اجزای آن بر بازدۀ مازاد سهام می‌شود. درمجموع از نتایج این‌گونه استنباط شد که می‌توان نتیجه گرفت که اهمیت استراتژی تجاری برای سرمایه‌گذاران در شرکت‌های تهاجمی بیشتر از شرکت‌های خنثی بوده است.
نتیجه‌گیری
این پژوهش به‌دنبال یافتن پاسخی به این پرسش بود که آیا استراتژی تجاری شرکت و اجزای تشکیل‌دهندۀ آن به‌عنوان عامل ریسک اطلاعات بر بازدۀ مازاد سهام تأثیرگذار است؛ به همین منظور، فرضیۀ اول پژوهش تأثیر استراتژی تجاری را به‌عنوان عامل ریسک بر بازدۀ مازاد بررسی و فرضیۀ دوم پژوهش تأثیر اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری را به‌عنوان عامل ریسک به شیوۀ متفاوتی بر بازدۀ مازاد بررسی می‌کند. نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان داد که استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک بر بازدۀ مازاد سهام شرکت تأثیر مثبت و معنادار دارد؛ بنابراین، می‌توان چنین نتیجه گرفت که سرمایه‌گذاران استراتژی تجاری شرکت را سیگنالی برای اتخاذ تصمیمهای سرمایهگذاریشان در نظر می‌گیرند و استراتژی تجاری شرکت بر تصمیمات سرمایه‌گذاران تأثیر دارد. نتیجۀ به‌دست‌آمده در این پژوهش با یافته‌های ایزلی و اوهارا (2004)، بنتلی و همکاران (2013)، پژوهش کردستانی و طایفه (1392) و بنتلی و همکاران (2014) همخوانی دارد. فرضیۀ دوم اثر اجزای مختلف استراتژی تجاری و ترکیبهای آن را بر بازۀ مازاد سنجید. نتایج نشان داد که تأثیر معیار رشد فروش، معیار تعداد کارکنان به فروش، معیار انحراف معیار کارکنان، معیار رشد فروش و شدت سرمایه، معیار تعداد کارکنان به فروش و انحراف معیار کارکنان و معیار تعداد کارکنان به فروش و انحراف معیار تعداد کارکنان و شدت سرمایه بر بازدۀ مازاد سهام شرکت مثبت و معنادار است و تأثیر معیار هزینۀ عمومی و اداری به فروش و معیار شدت سرمایه بر بازدۀ مازاد سهام شرکت معنادار نیست؛ بنابراین، می‌توان چنین نتیجه گرفت که از هشت ترکیب مختلف از معیارهای استراتژی تجاری، شش ترکیب دارای تأثیر مشابه (مثبت و معنادار) بر بازدۀ مازاد شرکت‌ها هستند؛ یعنی اجزای مختلف استراتژی تجاری را نیز عمدتاً مشابه با استراتژی تجاری کل (متغیر BS)، سرمایه‌گذاران به‌عنوان عوامل ریسک قیمت‌گذاری می‌کنند. معیارهای شدت سرمایه و هزینه‌های عمومی و اداری و فروش به‌صورت جداگانه بر بازدۀ مازاد تأثیری ندارند و این به آن معنی است که سرمایه‌گذاران این دو عامل را به تنهایی قیمت‌گذاری نمی‌کنند. از مجموع این نتایج این‌گونه استنباط می‌شود که فرضیۀ دوم پژوهش رد شده است؛ یعنی اجزای تشکیل‌دهندۀ استراتژی تجاری به‌عنوان عامل ریسک عمدتاً به شیوۀ مشابهی بر بازدۀ مازاد تأثیر می‌گذارند. نتیجۀ به‌دست‌آمده در این پژوهش با یافته‌های لیم (2015) همخوانی ندارد.
باتوجه‌به نتایج به‌دست‌آمده پیشنهادهایی مبنی بر یافته‌های پژوهش و پیشنهادهایی جهت انجام پژوهش‌های آتی ارائه شده است: الف) مدیران شرکت‌ها باید بر توسعه و اجرای استراتژی‌های تجاری قوی تمرکز کنند که با روندهای بازار و نیازهای مشتری همسو باشد. آنها باید نوآوری، کارایی هزینه و سرمایه‌گذاری استراتژیک را در اولویت قرار دهند. بازنگری و تطبیق منظم استراتژی‌ها در پاسخ به تغییرات بازار می‌تواند بسیار مهم باشد؛ ب) سرمایه‌گذاران بازار سرمایه با تنوع‌بخشی هدفمند و کارآمد می‌توانند در جهت حداکثرسازی ثروت خود در کوتاه‌مدت و نیز در بلندمدت گام بردارند. برای تحقق این هدف بهتر است در سبد سرمایه‌گذاری خود، سهام شرکت‌هایی نیز قرار داده شود که از استراتژی‌های تجاری مختلف در جهت رشد در آینده برخوردار هستند؛ ج) برنامه‌نویسان هوش مصنوعی یا پلتفرم‌های سرمایه‌گذاری می‌توانند، ابزارهای خودکاری در اختیار سرمایه‌گذاران قرار دهند تا استراتژی تجاری شرکت را در کنار سایر معیارهای مالی، تجزیه‌وتحلیل کند و در اختیار سرمایه‌گذاران بازار سرمایه قرار دهد. همچنین برخی از موضوعها و مواردی که پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی مد نظر قرار گیرد، عبارت‌اند از: الف) ازآنجایی‌که اوضاع اقتصادی بر استراتژی تجاری، ریسک اطلاعات و بازار شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد، با تفکیک اوضاع اقتصادی به دوران رکود و توسعه، موضوع پژوهش را می‌توان براساس این شرایط بررسی کرد؛ ب) در پژوهش حاضر استراتژی تجاری و اجزای آن به‌عنوان عامل ریسک اطلاعات در نظر گرفته شده است؛ ازاین‌رو پیشنهاد می‌شود پژوهشگران آتی عوامل دیگری از ریسک اطلاعات را در بررسی تأثیر ریسک اطلاعات بر بازدۀ مازاد سهام شرکت در نظر بگیرند.
مهمترین محدودیت پژوهش حاضر عدم امکان بررسی ترکیبهای بیشتر بین اجزای استراتژی تجاری به‌دلیل فراهم‌نبودن اطلاعات آن در محیط ایران بود. همچنین به‌دلیل حذف‌شدن بانکها و شرکت‌های واسطه‌گری مالی از نمونه، نتایج این پژوهش درخصوص استراتژی تجاری تعمیم‌پذیر به شرکت‌های مذکور نیست.
[1] Capital Asset Pricing Model
[2] Business strategy
[3] REV
[4] CAP
[5] SGA
[6] EMPS
[7] TEMP
[8] Defenders
[9] Prospectors
[10] Analyzers
[11] Reactors
[12] SIZE
[13] BM
)