اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات44
تعداد شماره‌ها1,877
تعداد مقالات15,278
تعداد مشاهده مقاله43,731,459
تعداد دریافت فایل اصل مقاله17,563,669
لاری دشت بیاض, محمود, صالحی, مهدی, سخاوت پور, مریم. (1397). بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. , 6(1), 181-196. doi: 10.22108/amf.2017.21332
محمود لاری دشت بیاض; مهدی صالحی; مریم سخاوت پور. "بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران". , 6, 1, 1397, 181-196. doi: 10.22108/amf.2017.21332
لاری دشت بیاض, محمود, صالحی, مهدی, سخاوت پور, مریم. (1397). 'بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران', , 6(1), pp. 181-196. doi: 10.22108/amf.2017.21332
لاری دشت بیاض, محمود, صالحی, مهدی, سخاوت پور, مریم. بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. , 1397; 6(1): 181-196. doi: 10.22108/amf.2017.21332

بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

مدیریت دارایی و تامین مالی
مقاله 12، دوره 6، شماره 1 - شماره پیاپی 20، اردیبهشت 1397، صفحه 181-196    اصل مقاله (390.44 K)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2017.21332
نویسندگان
محمود لاری دشت بیاض* 1؛ مهدی صالحی2؛ مریم سخاوت پور3
1استادیار گروه حسابداری دانشکده علوم اداری و اقتصاد دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران
2دانشیار گروه حسابداری دانشکده علوم اداری و اقتصاد دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران
3کارشناسی ارشد حسابداری، گروه حسابداری موسسه آموزش عالی عطار، مشهد، ایران
چکیده
پژوهش حاضر، اثر تعدیلی محدودیت ‌مالی با شاخص کاپلان و زینگالس (1997) را در رابطۀ ساختار دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی و ساختار‌ مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار ‌تهران بررسی می‌کند. بدین‌منظور، 155 شرکت برای یک دورۀ 11 ساله (1393-1383) بررسی شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد محدودیت مالی شرکت­ها در رابطۀ کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی با اهرم ‌مالی و اجزای دارایی‌های وثیقه‌شدنی (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، موجودی‌کالا و حساب­های دریافتنی) با اهرم ‌مالی شرکت، تأثیر مثبت و معناداری دارد؛ به عبارت دیگر، با وجود محدودیت­های مالی در شرکت­ها، این رابطه تقویت می­شود. در تحلیل فرضیۀ سوم، متغیر تعدیلی محدودیت مالی در رابطۀ بین دارایی‌های بلندمدت وثیقه‌شدنی با اهرم ‌مالی بلندمدت تأثیری ندارد. متغیر تعدیلی محدودیت مالی در رابطۀ بین دارایی‌های کوتاه‌مدت وثیقه‌شدنی با اهرم مالی کوتاه‌مدت، نشان‌دهندۀ اثر مثبت و معناداری است. علاوه بر این اثر تعدیلی محدودیت‌ مالی در اجزای دارایی‌های کوتاه‌مدت‌ وثیقه‌شدنی (موجودی‌کالا و حساب­های دریافتنی) با اهرم ‌مالی کوتاه‌مدت به‌ترتیب، نشان‌دهندۀ رابطۀ مثبت و معنادار و نبود رابطه است.
کلیدواژه‌ها
اهرم مالی؛ بورس اوراق بهادار‌تهران؛ محدودیت مالی؛ ساختار دارایی‌ها؛ وثیقه
اصل مقاله

مقدمه

 

در زمان حاضر، محیطی که شرکت‌ها در آن فعالیت می­کنند، محیط در حال رشد و رقابتی است و شرکت­ها نیز برای پیشرفت، به توسعۀ فعالیت‌های خود با سرمایه‌گذاری جدید نیاز دارند. سرمایه‌گذاری‌های جدید نیازمند تأمین ‌مالی و وجوه نقد لازم است. در این راستا، شرکت‌ها ناگزیر به استفاده از ساز و­کارهای تأمین ‌مالی می­شوند­ [28]. شرکت‌ها تأمین ‌مالی خود را از راه‌های مختلفی انجام می‌دهند که بخشی از آن، تأمین ‌مالی با بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت است [11]. با توجه به مبانی موضوع، یکی از عوامل مؤثر در تأمین‌ مالی شرکت‌ها، ترکیب و ساختار دارایی‌ها است. ساختار دارایی‌ها، همان ترکیب دارایی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت است که از لحاظ قابلیت وثیقه‌گذاری بررسی شده است [36]. نظریه‌های متعددی اشاره دارند که نوع دارایی‌های تحت تملک شرکت در ساختار تأمین ‌مالی شرکت می‌تواند تأثیر‌گذار باشد [34]. نردن و کمپن[1] (2013) نشان دادند دارایی­های بلندمدت (اموال، ماشین­آلات و تجهیزات) محرک مهمی برای راهکار وثیقه­گذاری است و دارایی­های کوتاه­مدت (موجودی­کالا و ‌حساب­های دریافتنی) اهمیت کمتری دارد. در ضمن دارایی­های در خور وثیقه­گذاری برای شرکت­هایی که از بدهی‌های بانکی استفاده می­کنند، اهمیت بیشتری دارد [36]. شرکت‌ها برای تأمین منابع مالی ضروری خود، همواره با محدودیت‌های مالی مواجه هستند که شدت آن با توجه به شرایط و محیط‌های اقتصادی و سیاسی، اندازۀ بنگاه و نوع صنعت با یکدیگر کاملاً متفاوت است. دارایی‌های‌ وثیقه‌شدنی، امکان تأمین ‌مالی را برای شرکت‌های با محدودیت مالی تسهیل می­کند [1]. با وجود دارایی­های ثابت بیشتر، ریسک اعطای اعتبار کاهش می­یابد و افزایش ارزش دارایی‌های وثیقه­ای به افزایش معناداری در توان تأمین مالی شرکت منجر می­شود [6، 13]؛ به‌ویژه زمانی که شرکت­ها با محدودیت مالی روبه‌رو شوند، راهکار وثیقه‌گذاری به بهبود شرایط و تسهیل در تأمین اعتبار شرکت‌ها منجر می­شود [45، 38، 1]؛  زیرا زمانی که دارایی­های وثیقه­ای افزایش می­یابد، شرکت­ها به‌آسانی با گروگذاشتن دارایی­های مذکور، نیازهای خود به منابع مالی را با استقراض می‌توانند برطرف کنند [6]. درواقع، می­توان ادعا کرد دارایی­های وثیقه­ای، ساز و­کاری برای کاهش و رفع محدودیت­های مالی شرکت­ها است؛ بنابراین با واردکردن متغیر تعدیل‌کنندۀ محدودیت ‌مالی، اثر محدودیت مالی در ارتباط بالقوه بین ساختار دارایی‌ها و اهرم ‌مالی شرکت بررسی و تبیین شده است. با توجه به اهمیت تأمین ‌مالی و نقش مهم آن در موفقیت شرکت‌ها، با شناسایی متغیرهای مؤثر در آن، اطلاعات مهمی را در اختیار سرمایه‌گذاران و تحلیلگران مالی، در راستای ارزیابی وضعیت آتی شرکت می‌توان قرار داد.

 

 مبانی نظری

بحث محدودیت مالی یکی از موضوعات مهم و اساسی پیش روی تمام شرکت­ها است. شیوۀ استدلال برای بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی­ها و اهرم مالی، تفکیک شرکت­ها به دو گروه با محدودیت مالی و بدون محدودیت مالی است. فازاری و همکاران[2]، (1998) استدلال می­کنند شرکت­هایی که محدودیت مالی زیاد دارند، در هنگام تصمیم‌گیری­های سرمایه­گذاری، بر جریان‌های نقدی تأکید بیشتری دارند؛ به عبارتی، با افزایش اختلاف بین هزینۀ تأمین مالی داخلی و خارجی، حساسیت سرمایه‌گذاری به وجوه نقد داخلی افزایش می­یابد؛ به عبارت دیگر، این شرکت­ها برای تأمین مالی از نظریۀ سلسله‌مراتبی تبعیت می­کنند و منابع داخلی را به منابع خارجی ترجیح می‌دهند [20]. برخی پژوهشگران مانند آلمیدا و کامپلو[3] (2007) با ایجاد الگوی دوره­ای، احتمال مواجهۀ شرکت­ها با محدودیت­های مالی را بررسی کرده­اند. شرکت­های بدون محدودیت مالی، هیچ­گونه حساسیتی به جریان­های نقدی از خود نشان نمی‌دهند؛ اما شرکت‌های با محدودیت اعتباری، حساسیت مثبتی به جریان­های نقد دارند که با افزایش وثیقۀ در دسترس بر میزان حساسیت شرکت­های با محدودیت مالی افزوده می‌شود. بخش عمده‌ای از مبانی موجود در حوزۀ مالی نشان داده است محدودیت­های مالی، توانایی مدیران را برای تأمین مالی پروژه­های سرمایه­گذاری محدود می‌کند [24، 3]. یکی از مواردی که می­توان استنباط کرد، آن است که شرکت­ها در مواجهه با محدودیت‌های تأمین مالی ممکن است به‌دلیل هزینه‌های زیاد تأمین مالی، از قبول و انجام پروژه­های با ارزش فعلی خالص مثبت صرف­ نظر ­کنند که این کار به کم‌سرمایه­گذاری منجر می­شود [44]؛ از این‌رو، شرکت­ها مبالغ لازم را برای انجام پروژه‌های سرمایه‌گذاری نخواهند توانست تأمین کنند. در این وضعیت، اگر یک شرکت، حجم مناسبی از دارایی­های وثیقه­ای داشته باشد، با ایجاد بدهی­های جدید، حجم تأمین مالی خود را می‌تواند افزایش دهد و بدین‌ترتیب، محدودیت­های مالی ایجادشده را تا حدودی برطرف کند و به‌تبع آن، میزان سرمایه­گذاری­های خود را توسعه دهد [1]؛ به عبارت دیگر، اگر ارزش دارایی‌های ­وثیقه‌شدنی کاهش (افزایش) یابد، توان تأمین مالی و به‌تبع آن، میزان سرمایه­گذاری­های شرکت نیز کاهش (افزایش) می­یابد [40]. کاهش ارزش دارایی­های وثیقه­ای، خود موجب افزایش هزینه­های تأمین مالی شرکت می­شود [13، 20، 34]. عوامل متعددی ازجمله ماهیت فعالیت، دارایی‌ها و نوع صنعت و هزینه‌های مالی در ساختار تأمین ‌مالی و محدودیت‌های مالی شرکت تأثیرگذار است [15]. شرکت‌ها زمانی محدودیت تأمین ‌مالی دارند که بین مصارف داخلی و مصارف خارجی وجوه تخصیص‌داده‌شده با یک شکاف روبه‌رو باشند[9]. منظور از «محدودیت مالی» این است که عواملی مانع تأمین وجوه لازم برای همۀ سرمایه‌گذاری‌های مطلوب می‌شود [39]. ناتوانی در تأمین وجوه برای سرمایه‌گذاری، ممکن است ناشی از شرایط بد اعتباری، ناتوانی در گرفتن وام، ناتوانی در انتشار سهام و وجود دارایی‌های غیرنقدشونده باشد [25]. گارسیا و میراسوگورب[4] (2014) بیان می­کنند شرکت‌های با محدودیت مالی، تمایل دارند وجوه نقد خود را نخست برای تأمین مالی طرح‌های سودآور و سپس در دارایی‌های ثابت یا سرمایه در گردش سرمایه‌گذاری کنند. آنها وجوه نقد خود را به‌گونه‌ای سرمایه‌گذاری می‌کنند که تضمینی برای دریافت وام جدید به حساب آید. شرکت‌ها به‌دلیل مشکلات تأمین‌ مالی که در آینده با آنها مواجه خواهند شد، به افزایش دارایی‌های ثابت مشهود تمایل بیشتری دارند [23 و 33]. اسعدی و عباس‌زاده (2014) نشان دادند نسبت دارایی‌های ثابت مشهود، رابطۀ منفی با بدهی‌های کوتاه‌مدت و رابطۀ مثبتی با بدهی‌های بلندمدت دارد؛ به‌گونه‌ای که با افزایش سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت، بدهی‌های بلندمدت شرکت‌ها افزایش و بدهی‌های کوتاه‌مدت آنها کاهش می‌یابد [4]. براساس نظریۀ توازن، دارایی‌ها ابزاری برای تأمین‌ مالی هستند؛ بنابراین زمانی که ارزش وثیقۀ دارایی‌ها افزایش می‌یابد، امکان تأمین ‌مالی شرکت با بدهی بیشتر می‌شود؛ زیرا شرکت‌هایی که دارایی‌های آنها ارزش وثیقه‌گذاری بیشتر دارد، توانایی بیشتری برای انتشار بدهی تضمین‌شده دارند [14]. پژوهش­های زیادی، وجود ارتباط مثبت بین ساختار دارایی‌ها و میزان استفاده از اهرم در شرکت‌ها را اثبات کرده است [12، 16، 17، 22، 23، 27، 35، 36، 37، 38، 43]. متمی‌ملالا و احمد[5] (2015) دریافتند دارایی‌های ثابت و سرقفلی‌ها، ارتباط مثبت و معناداری با نسبت بدهی شرکت‌ها دارد [31]. متین‌فرد و قوشائی ‌قوجق (2014) نشان دادند بین ساختار سرمایه با ارزش وثیقه‌ای دارایی‌ها، ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد [32]؛ بنابراین شرکت‌های با سطح دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی بیشتر، نیازهای خود به منابع مالی را با استقراض می‌توانند برطرف کنند [29، 1]. از طرفی استقراض با وثیقه­گذاری، به کاهش مشکلات اطلاعاتی مانند گزینش ‌معکوس و خطر ‌اخلاقی کمک می­کند [18، 30، 8]. هدف گرفتن وثیقه این است که علاوه بر جریان‌های نقدی پیش‌بینی‌شدۀ وام‌گیرنده، دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی نیز پشتوانۀ وام باشد تا ریسک وام‌دهنده کاهش یابد. دارایی‌های ثابت مشهود، این قابلیت را دارند که تأمین مالی جدید شرکت‌ها را بهبود بخشند و روش ایمنی برای فراهم‌کردن وثیقه برای سرمایه‌گذار به حساب آیند [21، 19]. مبانی تأمین‌ مالی شرکت عموماً بر عینی­بودن دارایی­ها به‌عنوان محرک اصلی راهکار وثیقه­گذاری تأکید داشته­اند؛ در حالی­ که مبانی جدیدتر، بر اهمیت قابلیت انتقال دارایی‌ها تأکید دارند که این امر موجب کاهش محدودیت‌های مالی شرکت می‌شود [12، 23، 36]. افلاطونی (2016) نشان داد با افزایش دارایی­های وثیقه­ای، میزان تأمین مالی از محل بدهی­ها افزایش می­یابد و به‌تبع آن، میزان سرمایه‌گذاری شرکت نیز زیاد می­شود. افزایش حجم دارایی­های ­وثیقه‌شدنی به تسهیل در تأمین اعتبار منجر می­شود که این امر، محدودیت‌های مالی ایجادشده را تا حدودی رفع می­کند [1]. هال[6] (2012) نشان داد ارتباط بین ملموس‌بودن دارایی‌ها (کل دارایی ثابت تقسیم بر کل دارایی‌ها) و اهرم ‌مالی (بدهی‌های بلندمدت تقسیم بر کل دارایی) متفاوت است؛ به‌گونه‌ای که در کشورهای با محدودیت کمتر در وثیقه، رابطۀ این دو متغیر قوی‌تر است [23]. احمد شیخ و وانگ[7] (2011) دریافتند سودآوری، نقدینگی، نوسان‌ها، درآمد و ملموس‌بودن (ساختار دارایی‌ها) رابطۀ منفی با نسبت بدهی بلندمدت در شرکت‌های پاکستانی دارد [2]. پژوهش­های مختلف، نشان­‌دهندۀ شواهدی است که وجود عدم تقارن اطلاعاتی و کارایی اطلاعاتی ضعیف بازار اوراق بهادار تهران را تأیید می­کند. چنین موضوعی باعث می­شود اعتباردهندگان، مبالغ کمتری را برای سرمایه­گذاری به شرکت­ها اختصاص دهند و یا در صورت اعطای اعتبار، نرخ­های بازده بیشتری ازشرکت مطالبه کنند. در این شرایط، شرکت­هایی که حجم بیشتری از  دارایی­های وثیقه­ای را در اختیار دارند، با گروگذاشتن دارایی­های مذکور برای اخذ وام، محدودیت­های مالی ایجادشده را تا حدودی برطرف می‌کنند؛ بنابراین حجم دارایی­های وثیقه­ای، سرمایه­گذاران را به سرمایه‌گذاری و اعطای اعتبار ترغیب می‌کند و در مرحلۀ بعد، برای کاهش محدودیت­های مالی، شرکت­ها از گرو­گذاری دارایی­های وثیقه­ای و اخذ وام می‌توانند استفاده کنند [1]. در مطالعات انجام‌شده، پژوهشی در زمینۀ بررسی اثر محدودیت مالی در رابطۀ بین ساختار دارایی­ها و ساختار مالی انجام نشده است؛ بنابراین برای بررسی رابطۀ بالا، فرضیه­های زیر تنظیم می شود:

1- محدودیت مالی شرکت در ارتباط بین کل دارایی­های ‌وثیقه‌شدنی و اهرم‌ مالی مؤثر است.

2- محدودیت‌ مالی شرکت در ارتباط بین اجزای دارایی­های ‌وثیقه‌شدنی (اموال، ماشین­آلات و تجهیزات، موجودی‌کالا، و حساب­های دریافتنی) و اهرم‌ مالی مؤثر است.

3- محدودیت ‌مالی شرکت در ارتباط بین کل دارایی­های بلندمدت ‌وثیقه‌شدنی (اموال، ماشین­آلات و تجهیزات) و اهرم مالی بلندمدت مؤثر است.

4- محدودیت مالی شرکت در ارتباط بین کل دارایی­های کوتاه­مدت ‌وثیقه‌شدنی و اهرم‌ مالی کوتاه‌مدت مؤثر است.

5- محدودیت‌ مالی شرکت در ارتباط بین اجزای دارایی­های کوتاه­مدت ‌وثیقه‌شدنی (موجودی‌کالا و حساب­های دریافتنی) و اهرم ‌مالی کوتاه­مدت مؤثر است.

 

روش پژوهش

در این پژوهش برای دستیابی به داده‌های مدّنظر برای فرضیه‌های پژوهش، از اطلاعات موجود در نرم‌افزار ره‌آوردنوین و بررسی صورت‌های مالی حسابرسی‌شدۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با مراجعه به سایت رسمی بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1383 تا 1393 است که این معیارها را داشته باشند: دورۀ مالی آنها به 29 اسفندماه هر سال ختم شود؛ در طول دورۀ پژوهش، تغییر دورۀ مالی نداشته باشند تا نتایج عملکرد مالی مقایسه‌پذیر باشد؛ جزء شرکت­های سرمایه­گذاری، مؤسسات مالی و اعتباری، بانک­ها، بیمه­ها و هلدینگ­ها نباشد. با توجه به شرایط ذکرشده، 155 شرکت با استفاده از نرم‌افزار R تجزیه و تحلیل شده است. متغیر وابستۀ پژوهش حاضر، ساختار اهرم‌ مالی است که در سه سطح، کل اهرم‌ مالی، اهرم‌مالی بلندمدت و اهرم‌ مالی کوتاه‌مدت شرکت بررسی شده است. متغیر مستقل پژوهش، ساختار دارایی‌ها است که در سه سطح، کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی، کل دارایی‌های بلندمدت ‌وثیقه‌شدنی و کل دارایی‌های کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی و اجزای آن (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، موجودی‌کالا و حساب‌های دریافتنی) به‌تفکیک بررسی شده است. متغیرهای کنترلی نیز شامل موجودی نقد و فرصت رشد و سودآوری است. متغیرهای فوق، مطابق پژوهش نردن و کمپن (2013) استفاده شده است. برای بررسی متغیر تعدیل‌کنندۀ محدودیت‌مالی از شاخص کاپلان و زینگالس[8][28] (1977) استفاده شده است. ابتدا برای بررسی رابطۀ ساختار دارایی­ها و ساختار اهرم مالی، الگو­های زیر برآورد شده است:

(1) Levi,t = β0 + β1 STECOLLi,t-1+ β2 Ci,t-1+ β3 QTi,t-1 + β4 NetInci,t-1 + ԑi,t

(2) Levi,t = β0 + β1 PPEi,t-1 + β2 Invi,t-1 + β3 Reci,t-1 + β4 Ci,t-1 + β5 QTi,t-1 + β6   NetInci,t-1 + ԑi,t

(3) LTLevi,t = β0 + β1 PPEi,t-1 + β2 Ci,t-1 + β3 QTi,t-1 + β4 NetInci,t-1 + ԑi,t

(4) STLevi,t = β0 + β1 STEssi,t-1 + β2 Ci,t-1 + β3 QTi,t-1 + β4 NetInci,t-1 + ԑi,t

(5) STLevi,t = β0 + β1 Invit-1 + β2 Reci,t-1 + β3 Ci,t-1 + β4 QTi,t-1 + β5   NetInci,t-  + ԑi,t

و درادامه، برای بررسی اثر تعدیلی محدودیت مالی در ارتباط ساختار دارایی­ها و ساختار اهرم مالی از الگوهای زیر استفاده شده است:

(6) Levi,t = β0 + β1 STAColli,t-1 + β2(STAColl *FCi,t-1) + β3 FCi,t-1 + β4 Ci,t-1 + β5 QTi,t-1 + β6 NetInci,t-1 + ԑi,t

 (7) Levi,t = β0 + β1 PPEi,t-1 + β2 Invi,t-1 + β3 Reci,t-1 + β4 PPE*FCit-1 + β5 Inv*FCit-1 + β6 Rec*FCi,t-1 1 + β7 FCi,t-1 + β8 Ci,t-1 + β5 QTi,t-1 + β9 NetInci,t-+ ԑi,t

(8) LTLevi,t = β0 + β1 PPEi,t-1+ β2 (PPE*FCi,t-1) + β3 FCi,t-1 + β4 Ci,t-1 + β5 QTi,t-1 + β6 NetInci,t-1 + ԑi,t

 (9) STLevi,t = β0 + β1 STAssi,t-1 + β2 (STAss*FCi,t-1) + β3 FCi,t-1  + β4 Ci,t-1 + β5 QTi,t-1 + β6 NetInci,t-1 + ԑi,t

(10) STLevi,t = β0 + β1 Invi,t-1 + β2 Reci,t-1 + β3 Inv*FCi,t-1 + β4 Rec*FCi,t-1+ β5 FCi,t-1  + β6 Ci,t-1 + β7 QTi,t-1 + β8 NetInci,t-1 + ԑi,t

 

نحوۀ محاسبۀ متغیرهای وابسته در الگو بدین‌شرح است: Levi,t  اهرم مالی شرکت i در سال t است که از نسبت کل بدهی­ها به کل دارایی­ها به دست می­آید؛ LTLevit اهرم مالی بلندمدت شرکت i در سال t است که از نسبت بدهی بلندمدت به دارایی­ها به دست می‌آید؛ STLevit اهرم مالی کوتاه­مدت شرکت i در سال t است که از نسبت بدهی کوتاه­مدت به دارایی­ها به دست می­آید. نحوۀ محاسبۀ متغیرهای مستقل در الگو بدین‌شرح است: STColli,t-1 جمع کل اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات و موجودی‌کالا و حساب های دریافتنی تقسیم بر کل دارایی های شرکت i در سال t-1 (جمع کل دارایی‌های وثیقه‌شدنی)؛STAssi,t-1  جمع کل موجودی‌کالا و حساب‌های دریافتنی تقسیم بر کل دارایی‌های شرکت i در سال t-1 (کل دارایی‌های کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی)؛ PPEi,t-1 نسبت اموال، ماشین‌آلات و تجهیرات به کل دارایی­های شرکت i در سال t-1 (کل دارایی‌های بلندمدت ‌وثیقه‌شدنی)؛ Invi,t-1 نسبت موجودی کالا به کل دارایی‌های شرکت i در سال t-1 و Reci,t-1 نسبت حساب­های دریافتنی به کل دارایی­های شرکت i در سال t-1 است. نحوۀ محاسبۀ متغیرهای کنترلی الگو نیز بدین‌شرح است: Ci,t-1 نسبت موجودی نقد به کل دارایی­های شرکت i در سال t-1؛ QTi,t-1شاخص کیوتوبین، معیاری برای فرصت­های رشد و سرمایه­گذاری شرکت i در سال t-1 است که به‌صورت زیر محاسبه می­شود [15]:

 

 

که در آن MVE ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان سال؛ PS ارزش تسویۀ سهام ممتاز در پایان سال (در ایران برابر صفر قرار می­گیرد)؛ DEBT ارزش دفتری بدهی‌ها در پایان سال وTA  ارزش دفتری کل دارایی‌ها در پایان سال و NetInci,t-1 نسبت سود خالص به کل دارایی­های شرکت i در سال t-1 است که برای کنترل سودآوری شرکت استفاده شده است. نحوۀ محاسبۀ متغیر تعدیلی محدودیت‌ مالی نیز بدین‌صورت است: برای بررسی رابطۀ محدودیت مالی با ساختار تأمین ‌مالی شرکت‌ها از شاخص کاپلان و زینگالس (1977) برای اندازه‌گیری محدودیت‌های مالی استفاده شده است. مطابق شاخص کاپلان وزینگالس (1977) محدودیت مالی ترکیبی خطی از 4 عامل بدین‌شرح است: نسبت وجه نقد، سود تقسیمی، نسبت بدهی و ارزش بازار حقوق ‌صاحبان سهام. FCi,t-1محدودیت مالی شرکت i در سال t-1 که اگر شرکت دچار محدودیت مالی باشد، برابر یک قرار داده می­شود و در غیر این ­صورت برابر صفر خواهد بود. KZ شاخص اندازه­گیری محدودیت تأمین‌ مالی کاپلان و زینگالس (1977) را تهرانی و حصارزاده (1388) [42] بومی­سازی کرده­اند که محاسبۀ آن به شیوۀ زیر است:

KZ = 17.33 – 37.486 C – 15.216 DIV + 3.39 Lev – 1.402 MTB

  C نسبت موجودی نقد به دارایی­ها؛  DIV نسبت سود تقسیمی به دارایی­ها؛ Lev  نسبت بدهی­ها به دارایی­ها؛ MTB نسبت حاصل‌جمع ارزش بازار حقوق‌ صاحبان ‌سهام و ارزش دفتری بدهی­ها به ارزش دفتری دارایی­ها است. پس از محاسبۀ مقادیر KZ برای هر شرکت- سال، مقادیر از کوچک‌ترین به بزرگ‌ترین مرتب و سپس به پنج قسمت تقسیم می­شود که شرکت- سال­های حاضر در پنجک چهار و پنج را  شرکت- سال‌های دچار محدودیت مالی شناسایی کرد.

 

یافته‌ها

در این قسمت، میانگین، میانه (معیارهای مرکزی)، انحراف معیار، بیشینه و کمینۀ (معیارهای پراکندگی) متغیرهای استفاده‌شده محاسبه شده است. مقدار میانگین، میانه و انحراف معیار اهرم‌ مالی به‌ترتیب، 168/0 ، 64/0 ، 181/0 است. گفتنی است مقادیر بیشینه و کمینۀ متغیر مذکور به‌ترتیب، برابر با 987/0 و 089/0، مقدار میانگین و میانه و انحراف معیار اهرم مالی بلند‌مدت و اهرم مالی کوتاه­مدت به‌ترتیب، 094/0 ، 053/0 ، 113/0 و 537/0، 551/0، 187/0 و بیشترین و کمترین مقدار این متغیر­ها به‌ترتیب، 939/0، 000/0 و 998/0، 037/0 است. نتایج نشان می‌دهد به‌طور متوسط، 62 درصد ساختار مالی شرکت­ها را بدهی­ها تشکیل می‌دهد. همچنین مقدار میانگین، میانه و انحراف معیار متغیر­های مستقل کل دارایی­های ­وثیقه‌شدنی، دارایی‌های کوتاه‌مدت و دارایی­های بلندمدت به‌ترتیب، 715/0، 771/0، 198/0 و 459/0، 469/0، 196/0 و 258/0، 113/0، 180/0 است و بیشترین و کمترین مقدار این متغیرها به‌ترتیب، 898/0، 004/0 و 918/0، 000/0 و 888/0، 000/0 است و به‌طور متوسط، 25 درصد ساختار دارایی­های شرکت­ها را دارایی­های بلندمدت ­وثیقه‌شدنی تشکیل می­دهد. درادامه، شرکت‌ها به دو گروه با محدودیت تأمین ‌مالی و بدون محدودیت تأمین ‌مالی تقسیم شده است. به گروه اول، مقدار یک و به گروه دوم، مقدار صفر اختصاص داده شده است. در این تقسیم‌بندی از مجموع 1649 مشاهده، 983 (سال – شرکت)، با محدودیت مالی و تعداد 666 (سال – شرکت) بدون محدودیت تأمین مالی است.

 

 

جدول (2) ضرایب همبستگی پیرسون

متغیرهای

KZ

LEV

LTLEV

STLEV

STAsse

STAcoll

PPE

Inv

Rec

C

QT

Netlnc

KZ

1

199/0

115/0

130/0

073/0

147/0

077/0

003/0-

099/0

063/0-

736/0-

603/0-

LEV

 

1

215/0

849/0

369/0

155/0

128/0-

102/0

262/0

212/0-

205/0-

464/0-

LTLEV

 

 

1

333/0-

312/0-

029/0

374/0

231/0-

203/0-

136/0-

048/0-

124/0-

STLEV

 

 

 

1

428/0

134/0

326/0-

223/0

363/0

130/0-

172/0-

381/0-

STAsse

 

 

 

 

1

574/0

483/0-

650/0

730/0

050/0-

127/0-

121/0-

STAcoll

 

 

 

 

 

1

440/0

379/0

413/0

123/0-

108/0-

136/0-

PPE

 

 

 

 

 

 

1

307/0-

359/0-

077/0-

024/0

012/0-

Inv

 

 

 

 

 

 

 

1

043/0-

018/0

058/0-

136/0-

Rec

 

 

 

 

 

 

 

 

1

082/0-

114/0-

013/0-

C

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

139/0

145/0-

QT

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

198/0

Netlnc

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

 

 

 

 

برای بررسی شدت و جهت همبستگی متغیرهای پژوهش، آزمون همبستگی به کار رفته و نتایج در جدول 1 ارائه شده است. وجود همبستگی مثبت و معنادار بین متغیر دارایی‌های وثیقه‌شدنی و اهرم مالی (15/0) و همبستگی بین دارایی‌های بلندمدت وثیقه‌شدنی و اهرم مالی بلندمدت (37/0) نشان‌دهندۀ وجود دارایی‌های وثیقه‌شدنی در ساختار دارایی‌های شرکت‌ها است که ساز و کاری شناخته می‌شود که توان شرکت­ها را در تأمین مالی افزایش داده است. این موضوع با مبانی نظری و نتایج فرضیۀ سوم  و چهارم پژوهش کاملاً سازگار است.

در راستای آزمون فرضیه‌های پژوهش ابتدا از آزمون‌های F لیمر، هاسمن، بروش پاگان، قابلیت ادغام، بروش‌گاد فری و آزمون نیکویی برازش استفاده می­شود و  براساس پیش‌آزمون‌های انجام‌شده، درنهایت، تخمین الگوی کلی ارائه می­شود. برای بررسی اثر تعدیلی محدودیت مالی در ارتباط ساختار دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی در ساختار ‌اهرم مالی، ابتدا به‌صورت مختصر، رابطۀ ساختار‌ دارایی و ساختا‌ر اهرم مالی بررسی شده است. ابتدا برای تعیین روش به‌کارگیری داده‌های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن‌بودن مقاطع، از آزمون F لیمر استفاده شده است. در هر پنج الگوی پژوهش برای آزمون الگو‌ها، داده‎ها به‌صورت تابلویی تأیید شده است. در آزمون هاسمن، ضرورت استفاده از روش آثار ثابت یا تصادفی بررسی ­می‌­شود. با توجه به نتایج در هر پنج الگو به‌جز الگوی سوم، سطح معناداری کمتر از 05/0 است که نشان می­دهد برای برآورد ضرایب الگو‌ها باید از الگوی آثار ثابت استفاده شود؛ ولی در الگوی سوم پژوهش، سطح معناداری آزمون هاسمن بیشتر از 5 درصد است که برای برآورد ضرایب الگوی مذکور باید از الگوی آثار تصادفی استفاده شود. درادامه، با اجرای آزمون قابلیت ادغام، نتایج حاصل از آزمون هاسمن (استفاده از الگوی آثار ثابت) با الگوی ادغام‌شده مقایسه می­شود. نتایج نشان می­دهد سطح معناداری در هر پنج الگو به‌جز الگوی سوم، کمتر از 05/0 است؛ بنابراین استفاده از الگوی آثار ثابت تأیید می­شود. درنهایت، با اجرای آزمون بروش‌گادفری، خود‌همبستگی سریالی متغیرها بررسی می‌شود. نتیجۀ آزمون بروش‌گادفری نشان می‌دهد سطح معناداری در همۀ الگوها، کمتر از 05/0 است؛ بنابراین خودهمبستگی سریالی در هر پنج الگو وجود دارد؛ براساس این، به علت وجود خودهمبستگی سریالی برای برازش الگوی تابلویی، استفاده از روش کمترین مربعات خطا [9]مناسب نیست؛ پس برای رفع این مشکل ‌باید از الگوی خطی تعمیم‌یافتۀ تابلویی[10]، الگو‌ها برازش داده شود که درادامه، برای بررسی معناداری هر یک از الگوهای آماری با توجه به اینکه از الگوهای خطی تعمیم‌یافتۀ تابلویی استفاده شده است، یکبار الگو با حضور تمام متغیرها و بار دیگر، تنها با عرض از مبدأ برازش داده می‌شود. مقدار لگاریتم درست‌نمایی را برای هر یک از الگوها محاسبه می‌کنیم و سطح معناداری مربوط به الگو را با این مقادیر به دست می‌آوریم. با توجه به اینکه سطح معناداری حاصل کمتر از مقدار سطح معنا‌داری است، فرضیۀ صفر مبنی بر نبود نیکویی برازش رد می‌شود؛ یعنی الگوها معنا‌دار است. آزمون دوربین واتسون در الگو­ها نشان می‌دهد خطاها، مشکل خودهمبستگی دارند. چنانکه اشاره شد برای رفع این مشکل در الگو­های تابلویی از الگوهای خطی تعمیم‌یافتۀ تابلویی برای برازش الگو­ها استفاده می­شود. با محاسبۀ ضریب تعیین برای الگو­ها، دقت الگو و درصد تغییرات متغیر وابسته را با متغیر مستقل می‌توان بیان کرد. مقدار ضریب تعیین نشان می‌دهد متغیر­های مستقل در الگوها به‌ترتیب، حدود 24، 27، 16، 30 و 30 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهد. در اجرای آزمون هاسمن برای الگوی سوم، استفاده از الگوی آثار تصادفی تأیید شده است. درادامه، باید الگوی آثار تصافی با الگوی ادغام‌شده با یکدیگر مقایسه شود. بدین‌منظور از آزمون بروش پاگان استفاده شده است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده برای برآورد ضرایب الگوی سوم، استفاده از الگوی آثار تصادفی تأیید شد.


 

جدول (2) نتایج آزمون فرضیه‌ها

متغیرها

مقادیر

الگوی اول

الگوی دوم

الگوی سوم

الگوی چهارم

الگوی پنجم

STACOLL

ضریب

(آمارۀ آزمون)

008/0

(353/0)

 

 

 

 

سطح معناداری

724/0

 

 

 

 

PPE

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

032/0-

(186/1-)

197/0

(576/10)

 

 

سطح معناداری

 

236/0

001/0 >

 

 

STASS

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

 

 

173/0

(713/6)

 

سطح معناداری

 

 

 

001/0 >

 

INV

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

036/0-

(027/1-)

 

 

195/0

(356/5)

سطح معناداری

 

305/0

 

 

001/0 >

REC

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

035/0

(146/1)

 

 

170/0

(416/5)

سطح معناداری

 

252/0

 

 

001/0 >

QT

ضریب

(آمارۀ آزمون)

035/0

(225/7)

030/0

(367/6)

010/0

(645/2)

031/0

(766/5)

024/0

(536/4)

سطح معناداری

001/0 >

001/0 >

008/0

001/0 >

001/0 >

NET  INC

ضریب

(آمارۀ آزمون)

509/0-

(727/16-)

516/0-

(887/16-)

168/0-

(306/7-)

405/0-

(563/12-)

415/0-

(794/12-)

سطح معناداری

001/0 >

001/0 >

001/0 >

001/0 >

001/0 >

‌

 

با توجه به نتایج جدول شمارۀ 2، نتایج در آزمون الگوی اول نشان می­دهد بین کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی با کل اهرم‌ مالی شرکت، ارتباط معناداری وجود ندارد و برآورد ضرایب الگوی دوم نشان می‌دهد بین هیچ کدام از اجزای دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات و موجودی‌کالا و حساب‌های در‌یافتنی) با کل اهرم‌ مالی، ارتباط معناداری وجود ندارد. نتایج برآورد الگوی سوم نشان می‌دهد بین کل دارایی‌های وثیقه‌شدنی بلندمدت (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات) با اهرم‌ مالی بلندمدت، ارتباط مستقیم و معناداری وجود دارد. برآورد ضرایب الگوی چهارم نشان می‌دهد دارایی‌های کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی، ارتباط مستقیم و معناداری با اهرم‌ مالی کوتاه‌مدت شرکت دارد. برازش الگوی پنجم پژوهش، نشان‌دهندۀ رابطۀ مستقیم و معناداری بین اجزای دارایی‌های‌کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی (موجودی‌کالا و حساب‌های‌دریافتنی) با اهرم ‌مالی‌کوتاه‌مدت شرکت است. درادامه، برای آزمون اثر محدودیت مالی در ارتباط ساختار دارایی‌ها و ساختار اهرم‌ مالی، از الگو‌های ششم تا دهم استفاده می­شود. برای تخمین الگو‌های مذکور، ابتدا آزمون F لیمر استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد سطح معناداری در همۀ الگو­ها کمتر از 05/0 است؛ بنابراین برای برازش پنج الگوی پژوهش داده‌ها به‌صورت تابلویی تأیید می‌شود و در مرحلۀ بعد، آزمون هاسمن اجرا می شود که در چهار الگوی اول، سطح معناداری کمتر از 05/0 و در الگوی پنجم، سطح معناداری بیشتر از05/0 است. بدین‌ترتیب، در چهار الگوی اول از آثار ثابت و در الگوی آخر از آثار تصادفی استفاده می‌شود. نتایج حاصل از آزمون هاسمن با آزمون قابلیت ‌ادغام مقایسه شده است که نتایج نشان می‌دهد در چهار الگوی اول، سطح معناداری کمتر از 05/0 است؛ بنابراین برای برآورد ضرایب الگو‌ها باید از الگوی آثار ثابت استفاده شود و برای الگوی آخر با اجرای آزمون بروش پاگان، نتیجۀ حاصل از آزمون هاسمن مبنی بر استفاده از آثار تصادفی با الگوی ادغام‌شده مقایسه می‌شودکه نتایج نشان می‌دهد برای برآورد ضرایب الگوی دهم باید از الگوی آثار تصادفی استفاده شود. برای بررسی خود‌همبستگی سریالی بین متغیرها، آزمون بروش‌گادفری اجرا می­شود که در هر پنج الگوی پژوهش، سطح معناداری کمتر از 05/0 است؛ بنابراین بین متغیر‌ها، خودهمبستگی سریالی وجود دارد که درنتیجه، الگوها باید از الگو‌های خطی تعمیم‌یافتۀ تابلویی برازش داده شود. درادامه، آزمون دوربین واتسون برای بررسی خودهمبستگی خطاها محاسبه شده است که نتایج نشان می‌دهد خطاها در هر پنج الگو، مشکل خودهمبستگی دارند. همانگونه که بیان شد، در داده‌های تابلویی از الگوهای خطی تعمیم‌یافتۀ تابلویی برای رفع مشکل استفاده می­شود. برای بررسی معناداری الگو­ها، آزمون نیکویی برازش برای پنج الگوی بالا اجرا شد که معناداربودن الگوها را نشان می‌دهد. برای بررسی دقت الگوها، ضریب تعیین محاسبه شده است که متغیر­های مستقل در الگو­ها به‌ترتیب، حدود 25، 31، 16، 31 و 31 درصد از تغییرات متغیر وابسته را  توضیح می­دهد.


 

 

 

 

 

 

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیه‌ها

متغیرها

مقادیر

الگوی ششم

الگوی هفتم

الگوی هشتم

الگوی نهم

الگوی دهم

STAColl

ضریب

(آمارۀ آزمون)

042/0-

(743/1-)

 

 

 

 

سطح معناداری

081/0

 

 

 

 

STAColl * FC (KZ)

ضریب

(آمارۀ آزمون)

134/0

(397/4)

 

 

 

 

سطح معناداری

001/0 >

 

 

 

 

FC (KZ)

ضریب

(آمارۀ آزمون)

116/0-

(910/4-)

108/0-

(289/4-)

020/0-

(023/2-)

081/0-

(427/4-)

082/0-

(342/4)

سطح معناداری

001/0 >

001/0 >

043/0

001/0 >

001/0 >

PPE

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

057/0-

(794/1-)

177/0

(637/7)

 

 

سطح معناداری

 

072/0

001/0 >

 

 

INV

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

101/0-

(515/2-)

 

 

122/0

(922/2)

سطح معناداری

 

011/0

 

 

003/0

REC

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

004/0-

(130/0-)

 

 

136/0

(512/3)

سطح معناداری

 

896/0

 

 

000/0

PPE * FC (KZ)

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

081/0

(054/2)

045/0

(546/1)

 

 

سطح معناداری

 

039/0

122/0

 

 

INV * FC(KZ)

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

169/0

(261/3)

 

 

179/0

(347/3)

سطح معناداری

 

001/0

 

 

000/0

REC * FC(KZ)

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

104/0

(225/2)

 

 

074/0

(548/1)

سطح معناداری

 

026/0

 

 

122/0

STASS

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

 

 

115/0

(913/3)

 

سطح معناداری

 

 

 

001/0 >

 

STASS * FC(KZ)

ضریب

(آمارۀ آزمون)

 

 

 

135/0

(803/3)

 

سطح معناداری

 

 

 

001/0 >

 

QT

ضریب

(آمارۀ آزمون)

031/0

(280/6)

026/0

(168/5)

009/0

(250/2)

025/0

(512/4)

018/0

(315/3)

سطح معناداری

001/0 >

001/0 >

024/0

001/0 >

000/0

Net Inc

ضریب

(آمارۀ آزمون)

524/0-

(034/17-)

533/0-

(297/17-)

171/0-

(357/7-)

419/0-

(917/12-)

430/0

(213/13-)

سطح معناداری

001/0 >

001/0 >

001/0 >

001/0 >

001/0 >

 

 

برآورد فرضیه‌های پژوهش و تجزیه و تحلیل آن در جدول شمارۀ 3 ارائه شده است. با توجه به نتایج جدول شمارۀ 3، از آنجا که سطح معناداری متغیر حاصل‌ضرب کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی با معیار محدودیت مالی کاپلان و زینگالس (1997)، کوچک‌تر از 5 درصد است، محدودیت مالی در رابطۀ کل دارایی‌های وثیقه‌شدنی وکل اهرم مالی شرکت، اثر معناداری دارد و ضریب متغیر مثبت است که نشان می­دهد متغیر تعدیلی محدودیت مالی در رابطۀ بین دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی و اهرم مالی شرکت، اثر مثبت و معناداری دارد؛ بدین‌ترتیب فرضیۀ اول تأیید می­شود.

در راستای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، براساس نتایج به‌دست‌آمده در جدول شمارۀ 3 از آنجا که سطح معناداری متغیرهای حاصل‌ضرب اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات و حساب‌های دریافتنی و موجودی‌کالا با معیار محدودیت­های مالی کوچک‌تر از 5 درصد است، محدودیت مالی در رابطۀ اجزای دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی (متغیرهای اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، موجودی‌کالا و حساب‌های دریافتنی) با اهرم ‌مالی شرکت، اثر معناداری دارد. علاوه بر این علامت متغیرهای بالا مثبت است که ارتباط مستقیمی را نشان می‌دهد؛ بدین‌ترتیب، فرضیۀ دوم پژوهش تأیید می­شود. در راستای آزمون فرضیۀ سوم پژوهش براساس نتایج به‌دست‌آمده در جدول شمارۀ 3 از آنجایی که سطح معناداری متغیر حاصل‌ضرب اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات با معیار محدودیت تأمین ‌مالی بزرگ‌تر از 5 درصد است، ارتباط معناداری بین دارایی‌های بلندمدت ‌وثیقه‌شدنی (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات) و معیار محدودیت تأمین ‌مالی با اهرم‌ مالی بلند‌مدت شرکت وجود ندارد؛ بنابراین فرضیۀ سوم تأیید نمی­شود. در راستای آزمون فرضیۀ چهارم پژوهش براساس نتایج به‌دست‌آمده، سطح معناداری متغیر حاصل‌ضرب دارایی‌های کوتاه‌مدت با محدودیت تأمین مالی کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین محدودیت مالی در رابطۀ دارایی‌های کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی و اهرم‌ مالی کوتاه‌مدت شرکت، اثر معناداری دارد. ضریب متغیر بالا مثبت است که ارتباط مستقیمی را با اهرم مالی کوتاه‌مدت شرکت نشان می­دهد؛ بنابراین فرضیۀ چهارم تأیید می­شود و با توجه به نتایج جدول شمارۀ 3 از آنجایی که سطح معناداری برای متغیرهای حاصل‌ضرب موجودی‌کالا و محدودیت ‌مالی و حاصل‌ضرب حساب‌های دریافتنی و محدودیت ‌مالی به‌ترتیب، کمتر از 5 درصد و بیشتر از 5 درصداست، ارتباط معناداری بین حاصل‌ضرب موجودی‌کالا و محدودیت‌ مالی با اهرم مالی کوتاه‌مدت شرکت وجود دارد و ضرایب مثبت متغیر فوق، نشان‌دهندۀ رابطۀ مستقیم است؛ بنابراین محدودیت ‌مالی در رابطۀ بین موجودی‌کالا با اهرم مالی کوتاه‌مدت شرکت، اثر مثبت و معناداری دارد و رابطۀ معناداری بین حساب‌های دریافتنی و محدودیت تأمین ‌مالی با اهرم مالی کوتاه‌مدت شرکت وجود ندارد.

 

نتایج و پیشنهادها                  

می‌توان استدلال کرد وثیقه، ساختار سرمایه را تعیین می‌کند. در این پژوهش تلاش شد شواهدی دربارۀ یک کانال خاص، کانالی به نام وثیقه ارائه کنیم که با آن، حقوق وام‌دهنده در ساختار سرمایه تأثیر می‌گذارد. مطالعات اولیه نشان می‌دهد صورت خاصی از تأمین ‌مالی با بدهی، مانند استقراض با وثیقه‌گذاری، به کاهش مشکلات اطلاعاتی مانند گزینش معکوس و خطر اخلاقی کمک می‌کند؛ بنابراین هدف و انگیزۀ اصلی مطالعۀ حاضر، علاوه بر بررسی و ارزیابی ارتباط معمول بین دارایی‌ها و بدهی، به‌عنوان منبعی برای این دارایی‌ها، مطالعۀ آن دسته از دارایی­ها است که برای استفاده به‌عنوان وثیقه برای تأمین مالی با بدهی، نسبت به بقیه مناسب‌تر است.

ابتدا در پنج الگوی اول پژوهش، رابطۀ ساختار دارایی‌ها با اهرم مالی بررسی شده است که نتایج به‌دست‌آمده، نشان‌دهندۀ نبود رابطۀ کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی و اجزای آن با کل اهرم مالی شرکت است که با نتایج متی ملالا (2015) همخوانی ندارد. دلیل آن ممکن است ترکیب اجزای دارایی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت باشد؛ از این‌رو، فرضیه‌ها با تفکیک متغیرها به کوتاه­مدت و بلندمدت آزموده شده است. نتایج نشان می­دهد بین دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی بلندمدت با اهرم مالی بلندمدت، رابطۀ مثبت و معناداری برقرار است. بین کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی کوتاه‌مدت و اجزای آن با اهرم مالی کوتاه‌مدت شرکت نیزرابطۀ مثبت و معناداری برقرار است که این نتایج مطابق با پژوهش‌های نردن و کمپن (2013)، متی ملالا (2015)، گانی و همکاران (2011) و مغایر با نتایج احمدشیخ و وانگ (2011) است. این نتایج نشان می­دهد شرکت­ها وقتی دارایی­های وثیقه­ای زیادی دارند، توانایی زیادی در تأمین ­مالی با استقراض به دست می­آورند.شرکت‌ها از این دارایی­هابه‌آسانی برای وثیقۀ دریافت وام و کاهش محدودیت مالی استفاده می­کنند. این در حالی است که محدودیت مالی شرکت در تأمین ‌مالی با تأثیر معکوسی که در توانایی استقراض شرکت دارد، تأثیر زیادی در قابلیت تأمین ‌مالی شرکت داشته است؛ بنابراین اثر تعدیلی محدودیت مالی براساس شاخص کاپلان و زینگالس(1977) در روابط پیش‌گفته نیز بررسی می­شود. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون‌های اثر محدودیت مالی در ارتباط بین ساختار دارایی‎‌ها و اهرم­ مالی نشان می‌دهد محدودیت مالی در ارتباط کل دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی با اهرم مالی شرکت و اجزای دارایی‌های ‌وثیقه‌شدنی (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، موجودی‌کالا و حساب دریافتنی) با اهرم‌ مالی، رابطۀ مستقیم و معناداری دارد. از طرفی در فرضیۀ سوم، دربارۀ اثر محدودیت مالی در ارتباط بین دارایی‌های بلندمدت ‌وثیقه‌شدنی با اهرم مالی بلندمدت، رابطه‌ای یافت نشد. این نتیجه با پژوهش‌های چنی و همکاران (2012) سازگار نیست. نتایج الگوی اول نشان می­دهد شرکت‌ها با افزایش دارایی­های ثابت بلندمدت­، میزان تأمین مالی را از محل بدهی­های بلندمدت می‌توانند افزایش دهند؛ ولی در شرایط مواجهۀ شرکت­ها با محدودیت­های مالی، به‌دلیل عدم تقارن اطلاعاتی و ناکارایی بازار سرمایه و کیفیت ضعیف گزارش‌های مالی، حجم دارایی­های بلندمدت وثیقه­ای به‌تنهایی معیار دسترسی به تسهیلات نخواهد بود. در فرضیۀ چهارم، اثر محدودیت مالی در ارتباط بین دارایی‌های کوتاه‌مدت ­وثیقه‌شدنی و اهرم­مالی کوتاه‌مدت، رابطۀ مستقیم و معناداری وجود دارد. آزمون اثر محدودیت مالی در اجزای دارایی‌های کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی با اهرم مالی کوتاه‌مدت نشان می‌دهد اثر تعدیلی در رابطۀ بین موجودی‌کالا با اهرم مالی کوتاه‌مدت، تأثیر مثبت و معناداری دارد و بین حساب‌های دریافتنی با اهرم­ مالی کوتاه‌مدت رابطه‌ای یافت نشد.

 براساس نتایج حاصل از پژوهش می‌توان استدلال کرد مدیران  به ترکیب و نوع دارایی­های در دسترس شرکت‌ها برای تأمین ‌مالی کلی شرکت می‌توانند اتکا کنند که این امر به کاهش محدودیت­های مالی شرکت­ها منجر می­شود. علاوه بر این مدیران استفاده از دارایی‌های کوتاه‌مدت ‌وثیقه‌شدنی ازجمله موجودی‌کالا را راهکاری برای استقراض کوتاه‌مدت می‌توانند در ‌نظر داشته باشند. به اعتباردهندگان و به‌ویژه بانک‌ها پیشنهاد می‌شود برای اعطای اعتبار، در شرایطی که شرکت‌ها با محدودیت‌هایی مالی مواجه هستند، معیارهای بیشتری را مدّنظر قرار دهند و تنها بر دریافت وثیقه‌های سنگین از درخواست‌کنندگان اعتبارات اتکا نکنند و سایر معیارهای کسب اطمینان را از بازپرداخت تسهیلات نیز در نظر بگیرند. در پژوهش‌های بعدی، پژوهشگران، نتایج حاصل را با نتایج پژوهش حاضر می‌توانند مقایسه کنند. در ضمن محدودیت مالی را به دو بخش محدودیت داخلی و خارجی می‌توان تقسیم کرد و رابطۀ بالا را دوباره آزمود.


[1]. Norden and Kampen

[2]. Fazzari et all

[3]. Almeida and Campello

[4].Gracia and Mirasogorb

[5]. Matemilola and Ahmad

[6] . Hall

[7].Ahmad sheikh and Wang

[8].Kaplan and  Zingales

[9].Ordinary least squares

[10].Panel generalized linear models

مراجع
 [1] Aflatooni, A. (2016). Investigating the effect of finansial Reporting quality on the relation among collateral assets, financing and investment. Asset Managenent & Financing. 4(3): 109 – 124.

[2] Ahmed Sheikh, N., & Wang, Z. (2011). Determinants of capital structure: An empirical study of firms in manufacturing industry of Pakistan. Managerial Finance. 37(2): 117 – 133.

[3] Almeida, H., & Campello, M. (2007). Financial constraints, asset tangibility and corporate investment. Revieew of Financial Studies. 20(5): 1429-1460.

[4] Asadi, A. R., & Abbaszadeh, M. R. (2014). An investiyation of determinants of capital stracture of affiliated and unaffiliated firms in Thran Stock Exehange. Financial Monetary Economics. 7(21): 210 -233. (in Persian).

[6] Balakrishnan, K., Core, J. E., & Verdi, R. S. (2014). The relation between reporting quality and financing and investment: Evidence from changes in financing capacity. Journalof Accounting Research. 52(1): 1-36.

 [8] Berger, A., Frame, S., & Ioannidou, V. (2011). Tests of ex ante versus ex post theories of collateral using private and public information. Journal of Financial Economics. 100: 85-97.

[9] Berle, A., & Means, G. (1932). The Modern Corporation and Private Property. Macmillan New York.

 [10] Blve, G., Shariatpanahi, S. M., Abrahimi, S., & Hosseini, S. H. (2014). The effective factors in the preference of short – term finance. Journal of Securities Exchange. (25): 21- 137.

[11] Campello, M., & Giambona, E. (2013). Real assets and capital structure. Journal of Financial and Quontitative Analysis. 48 (5): 1333–1370.

[12] Chaney, T., Srawr, D., & Thesmar, D. (2012). The collateral channel: How rael estate shocks affect corporate investment. American Economic Review. 102(6): 2381-2409.

[13] Chang, C., Lee A. C., & Lee, C. F. (2009). Determinants of capital structure choice: A structural equation modeling approach. The Quartery Review of Economics and finance. 49: 197-213.

[14] Chung, K. H., & Pruitt, S. W. (1994). A simple approximation of Tobin’s q. Financial Management. 23(3): 70-4.

[15] Deari, F., & Deari, M. (2010). Determinants. of capital structure: Case of companies listed on zargreb stock exchange. International Review of Econamies & Business. 13(1): 65–82.

[16] Drobetz, W., & Fix, R. (2003). What are the determinants of the capital structure? Some evidence for Switzerland. Swiss Journal of Economics and Statistics. WWZ/Department of Finance, Working Paper No. 4/03.

[17] Faulkender, M., & Petersen, M. (2006). Does the source of capital affect capital structure? Review of Financial Studies. 19: 45–79.

 [18] Fazzari, S., Hubbard, R., & Petersen, B. (1988). Financing constraing and corporate investment. Brooking papers on Economic Activity. 1: 141- 195.

[19] Frank, M., & Goyal, V. (2009). Capital structure decisions: Which factors are reliably important? Financial Management. 38: 1- 37.

[20] Gan, J. (2007). The real effects of asset market bubbles: Loan- and firm-level evidence of a lending channel. Review of Financial Studies. 20(6): 1941-1973.

[21] Gracia, J. L., & Mirasogorb, F. (2014). Sensitivity of exrternal resources to cash flow under financial constraints. International Business Review, 3(5): 920-930.

[22] Guney. Y., Li, L., & Farichild, R. (2011). The relationship between product market competition and capital structure in Chinese listed firms. International Rewiew of Financial Analysis. 20: 41 – 51.

[23] Hall, T. (2012). The collateral channel: Evidence on leverage and asset tangibility. Journal of Corporate Finance. 18: 570–583.

[24] Hubbard, R. (1998). Capital markets impetections and investment. Journal of Economic Literature. 36: 193- 227.

[25] Kanani Amiri, M. (2008). Financial constraints and stock returns in capital market. Daneshvar Raftar. 26: 29 – 48. (in Persian).

[26] Kaplan, S., & Zingales, L. (1997). Do investment-cash flow sensivities provide useful measures of financin constraints? The Journal of Economics. 112: 169-215.

[27] Karadeniz. Kandir, S. Y., Balcilar, M., & Onal, Y. B. (2009). Determinants of capital structure: Eridence from Turkish lodging companies. International Journal of Contemporary Hospitality Management. 21 (5): 594 – 609.

[28] Khajavi, S., Salhinia, M. (2015). Financing constraints and firm growth. Quarterly Financial Accounting Journal. 7(25): 29- 48.

[29] Korner, P. (2007). The Determinants of corporate debt maturity structure: Evidence from Czech firms. Czech Journal of Economics and Finance. 57(3 – 4): 142 – 158.

[30] Leary, M. (2009). Bank loan supply, lender choice, and corporate capital structure. Journal of Finance. 64: 1143–1185.

[31] Matemilola, B. T., & Ahmad, R. (2015). Debt financing and importance of fixed assets and goodwill assets as collateral: Dynamic panel evidence. Journal of Business Economics and Management. 16(2): 407-421.

[32] Matinfard, M., & Qvshayy Qujeq, D. (2015). The relationship between capital stractur and collateral value of assets and performance of the companies listed in Tehran Stock Exehange. The therd National Conference on Accoanting and Management.

[33] Moradi, M., Eskandar, H., & Mehdi Elhaei, S. (2015). Sensitivity of external finance resources to cash flow under financial constraints: Replacement role of tangible fixed assets. Asset Management & Financing. 2(4): 111- 126.

[34] Myers, S. C., & Magluf, N. (1984). Corporarte financing and invesing and investment decision when firms have information investors do not have. Journal of financial Economics. 13 (2): 187– 221.

[35] Nankoo, P. K., & Boateng, A. (2010). The empirical determinants of target capital structure and adjustment to long – run target: Evidence form Canadian firms. Applied Economics Letters. 17: 983 – 990.

[36] Norden, L., & Kampen, S.V. (2013). Corporate leverage and collateral channel. Journal of Banking & Finance. 37: 5062-5072.

[37] Qian, Y., Tian. Y. & Wirjanto, T. S. (2007). An empirical investigation into the capital structure choice determinants of publicly listed Chinese companies. Unpublished ph.D. Thesis, Zhejiang University.

[38] Rajan, G., & Zingales, L. (1995). What do we know about capital sfructure? Some evidence from international data. Journal of Finance. 50(5): 1421-1460.

[39] Richardson, S. (2006). Over- investment of free cash flow. Review of Accounting Studies. 11: 153- 189.

[40] Stiglitz, J., & Weiss, A. (1981). Credit rationing in markets with imperfect information. American Economic Review. 71(3): 393-410.

[41] Stosh, M. H., & Mauer, D. C. (1996). The determinants of corporate debt maturity structure. Journal of Business. 69(3): 279 – 312.

[42] Tehrani, R., & Hesarzade, R. (2009). The effect of free cash flows and financial on over- investment and under – investment. Accounting Research. 1(3): 50-67.

[43] Titman, S., & Wessels, R. (1988). The determinants of capital structure choice. Journal of Finance. 43(1): 1- 19.

[44] Verdi, R. (2006). Financial reporting quality and investment efficiency. Working paper, MIT University.

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 8,347
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 3,127


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب