تعداد نشریات | 43 |
تعداد شمارهها | 1,658 |
تعداد مقالات | 13,565 |
تعداد مشاهده مقاله | 31,197,975 |
تعداد دریافت فایل اصل مقاله | 12,287,437 |
بررسی تأثیر ساختار سرمایه بر نرخ بازده داراییها و ارزش افزودۀ اقتصادی با توجه به شدت رقابت در بازار محصول در صنعت (مطالعه موردی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران) | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
مدیریت دارایی و تامین مالی | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
مقاله 6، دوره 6، شماره 1 - شماره پیاپی 20، اردیبهشت 1397، صفحه 73-88 اصل مقاله (383.09 K) | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
نوع مقاله: مقاله پژوهشی | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2017.21387 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
نویسندگان | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
سعید سعیدا اردکانی1؛ مینو ایزدی* 2؛ فاطمه ایزدی3 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
1دانشیار، گروه مدیریت بازرگانی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری، دانشگاه یزد، یزد، ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی- مالی، گروه مدیریت بازرگانی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری دانشگاه یزد، یزد، ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
3کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی- مالی، گروه مدیریت، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
چکیده | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
ایجاد ارزش برای سهامداران از اهداف مهم شرکتها است و هنگامی محقق میشود که شرکتها سلامت مالی داشته باشند. ساختار تأمین مالی که یکی از مهمترین تصمیمهای مدیران است، در رفتار شرکتها در بازار محصول، تلاش آنها برای رقابت و درنهایت، در بازدههای رقابتی تأثیر میگذارد. توجه به بازار رقابت در تعیین روش تأمین مالی مناسب در افزایش بازده شرکتها اهمیت دارد. در این پژوهش، رابطۀ ساختار سرمایه و عملکرد شرکتها بررسی و توجه ویژهای به رقابت در بازار محصول در صنایع شده است. نتایج بررسی دادههای مالی برگرفته از صورتهای مالی 81 شرکت تولیدی در بازده زمانی 1388 – 1393 با بهکارگیری نرم افزار استتا 11 نشاندهندۀ تأثیر منفی اهرم مالی در نرخ بازده داراییها است. اثر تعدیلکنندگی رقابت بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده داراییها، منفی و معنادار است؛ اما اثر تعدیلکنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ منفی بین اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی، مثبت و معنادار است. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
کلیدواژهها | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
ارزش افزودۀ اقتصادی؛ رقابت بازار محصول؛ ساختار سرمایه؛ عملکرد شرکتها | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
اصل مقاله | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
مقدمه
بهحداکثررساندن ارزش شرکتها مستلزم اجرای طرحهای سودآور است. در دنیای امروز با توجه به شرایط بازار رقابت، تعیین روش تأمین مالی مناسب برای افزایش سودآوری و ادامۀ حیات شرکتها امری ضروری است [29]. مجموعه تصمیمهای مالی مدیران در زمینۀ تعیین ساختار سرمایۀ بهینه بسیار مهم است. مدیران شرکتها تصمیمهای مربوط به ساختار سرمایۀ خود را برای بهحداکثررسانی ارزش شرکت اتخاذ میکنند؛ در حالی که مدیران سطوح متفاوت اهرمی را در پیش روی خود دارند و میکوشند به بهترین ساختار سرمایه دست پیدا کنند [35]. برای بسیاری از مدیران تعیین سطح بهینهای از ساختار سرمایه که موجب به حداکثر رساندن ثروت سهامداران میشود، اهمیت زیادی دارد. تصمیمهای مربوط به ساختار سرمایه در بستری مستمر برای جریان عملیاتی شرکت اتخاذ میشود [10]؛ بنابراین میزان اهرم مالی در ساختار سرمایۀ شرکت، انتخاب نوع فعالیتهای عملیاتی شرکتها را تحت تأثیر قرار میدهد که این فعالیتها به نوبۀ خود، عملکرد شرکت را تحت تأثیر قرار میدهد [22]. وقتی شرکتی از نظر مالی در سطح بهینۀ ساختار سرمایۀ خود نباشد، تغییر در اهرم مالی آن میتواند سبب کاهش میانگین موزون هزینۀ سرمایۀ آن شود و بدینترتیب، ساختار سرمایۀ آن به سطح مطلوب نزدیک میشود؛ بنابراین تغییر در ساختار سرمایۀ شرکتها در ارزش آنها تأثیرگذار است؛ درنتیجه، تغییر ساختار مالی شرکتها در ارزش شرکت، ارزش افزودۀ اقتصادی و ارزش افزودۀ بازار آن میتواند تأثیر بگذارد [37]. براساس یافتههای گرد و همکاران (1393) بین متغیرهای نسبت کل بدهی به کل حقوق صاحبان سهام، نسبت کل بدهی بلندمدت به کل دارایی و نسبت کل بدهی به کل سرمایه بهعنوان معیاری از ساختار سرمایه با معیار ارزیابی عملکرد (بازده داراییها) رابطۀ معنادار وجود دارد [13]. پژوهشهای بسیاری دربارۀ رابطۀ اهرم مالی و عملکرد شرکت انجام شده و نتایج متناقضی به دست آمده است. برخی از پژوهشگران بیان کردهاند اهرم، اثر منفی در عملکرد دارد. گروه دیگری گفتهاند اهرم، اثر مثبت در عملکرد دارد [22]. برخی از پژوهشگران، انتخاب بهترین نوع منابع مالی را برعهدۀ مدیریت براساس درک وی از شرایط کنونی و نیازهای مالی شرکت میدانند و برخی شرایط بازار را در انتخاب منابع مالی موجود مؤثر میدانند. انتخاب از بین منابع مالی علاوه بر آنکه در کسب بازده مناسب برای شرکت و سرمایهگذاران نقش دارد، مسلماً تعهداتی را برای شرکت به همراه خواهد آورد که نوع تصمیمهای مالی و تعهدات مدیریت را با محدودیت در تصمیمگیری میتواند مواجه کند [8]. شیوۀ تأمین مالی شرکت در رفتار شرکت در بازار محصول و انگیزۀ شرکت برای رقابت و نیز رفتار سایر مشارکتکنندگان بازار و درنتیجه، در بازدههای رقابتی تأثیر میگذارد [7]. مطالعات اخیر نشان داده است علاوه بر عوامل داخلی شرکت، عوامل خارجی از مرزهای شرکت همچون شرایط ساختار بازار، وضعیت رقابت و فعالیت رقبا نیز تصمیمهای مالی یک شرکت را میتواند تحت تأثیر قرار دهد؛ بهطور مثال، فوسو[1] (2013) بیان کرد اهرم مالی، تأثیر مثبت و معناداری در عملکرد شرکت دارد. رقابت بازار محصول نیز تأثیر عملکردی اهرم را افزایش میدهد [9]. گوگردچیان و همکاران (1396) بیان کردند از میان شاخصهای معرفیشدۀ رقابت، تمرکز صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار و شاخص Q توبین در بازده سهام شرکتها تأثیر منفی و معنادار داشته است؛ ولی موانع ورود در بازده سهام، تأثیر معناداری نداشته است؛ بنابراین میتوان نتیجه گرفت شرکتهای با توان رقابتی زیاد، بازده کمی کسب کردهاند [12]. جرمیاس[2] (2008) آثار شدت رقابت و استراتژیهای کسب وکار را در رابطۀ اهرم مالی و عملکرد شرکتها بررسی کرد. نتایج نشان داد اهرم بهطور منفی، با عملکرد در ارتباط است. علاوه بر آن، شدت رقابت، اثر منفی در رابطۀ بین اهرم مالی و عملکرد شرکتهای مدّنظر دارد. براساس بررسیهای این پژوهش، رابطۀ اهرم مالی و عملکرد برای شرکتهای با استراتژی تمایز محصول در مقایسه با شرکتهای با استراتژی رهبری هزینه، منفیتر بوده است؛ بنابراین رقابت جانشینی برای بدهی در محدودکردن رفتار فرصتطلبانۀ مدیران میتواند باشد [22]. براساس نظریۀ مسئولیت محدود با افزایش رقابت، شرکتها تمایل پیدا میکنند برای بهدستآوردن یک مزیت استراتژیک به رفتار تهاجمی در بازار محصول متعهد باشند؛ درنتیجه، از بدهی بیشتری استفاده میکنند [20]؛ اما براساس نظریۀ براندازی با افزایش رقابت بازار، یک شرکت با بدهی زیاد در معرض تهدید و براندازی با یک شرکت با بدهی کم قرار میگیرد؛ بنابراین شرکتها تمایل دارند سطوح بدهی را کاهش دهند [16]. بهدلیل تأثیر متناقض اهرم در عملکرد، این تأثیر مشروط به متغیرهایی نظیر شدت رقابت در بازار محصول باید مدّنظر قرار بگیرد [30]. ویژگی مهم رقابت این است که بیشتر از یک بنگاه در بازار وجود دارد و همین خصیصه باعث میشود بنگاهها از لحاظ عملکرد با یکدیگر مقایسه شوند. مقایسهپذیربودن بنگاهها این امکان را به سرمایهگذاران میدهد تا بنگاههای با عملکرد مطلوب را برای سرمایهگذاری انتخاب کنند؛ بنابراین در این پژوهش، ضمن بررسی تأثیر اهرم مالی در عملکرد شرکتها، تأثیر رقابت در بازار محصول بر رابطۀ این دو متغیر سنجش و بررسی شده است. برای بررسی عملکرد شرکتها نیز از زوایای مختلف، برای سنجش عملکرد از دو رویکرد حسابداری (نرخ بازده داراییها) و رویکرد اقتصادی (ارزش افزودۀ اقتصادی) استفاده شده است که به نوبۀ خود نگاهی نو به بررسی عملکرد شرکتها است.
مبانی نظری یکی از راههای برخورد با تضاد منافع موجود بین سهامداران و مدیران، استفاده از سیستمهای ارزیابی عملکرد است [19]؛ به عبارتی، اندازهگیری عملکرد موجب پیدایش اطلاعات بههنگام و با ارزش برای تصمیمگیری مدیران ازجمله تصمیمگیری دربارۀ سرمایهگذاریها میشود [28]. مطالعات بسیاری در زمینۀ معیارهای ارزیابی عملکرد شرکتها و مدیران انجام شده است که نتایج بهدستآمده به ارائۀ رویکردهای زیر منجر شده است: نخست رویکرد حسابداری است؛ یعنی روشهایی که در آن از اطلاعات حسابداری برای ارزیابی عملکرد استفاده میشود و نسبتهایی چون بازده حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده داراییها، در این رویکرد جای میگیرند. یکی از پیامدهای سیر تحول مالی، استفاده از نسبتهای مالی برای ارزیابی عملکرد و تجزیه و تحلیل صورتهای مالی است که بنیان آن بهطورکامل به صورتهای مالی شامل ترازنامه، صورت سود و زیان و صورت گردش وجوه نقد بستگی دارد [23]. دوم رویکرد مدیریت مالی است که در آن، اغلب از نظریههای مدیریت مالی نظیر الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای[3] (CAPM) و مفاهیم ریسک و بازده استفاده میشود. تأکید اصلی این رویکرد بر تعیین بازده اضافی هر سهم است [2]. و سوم رویکرد تلفیقی است که در آن ترکیبی از اطلاعات حسابداری و بازار برای ارزیابی عملکرد به کار برده میشود.کلیّۀ نسبتهایی که به نسبت ارزشیابی مشهور است، در این دسته قرار دارد. این نسبتها با ترکیب ریسک و بازده با اطلاعات بازار و ترکیب آن با اطلاعات حسابداری، مبنای ارزشیابی مناسبی را برای ارزیابی عملکرد شرکتها فراهم میآورند [23]. و آخرین رویکرد، رویکرد اقتصادی است که در آن از مفاهیم اقتصادی استفاده میشود، عملکرد واحد تجاری با تأکید بر قدرت سودآوری داراییهای شرکت و با توجه به نرخ بازده و نرخ هزینۀ سرمایه بهکاررفته ارزیابی میشود. ارزش افزودۀ اقتصادی، ارزش افزودۀ اقتصادی تعدیلشده و ارزش افزودۀ بازار در این گروه جای دارد [2]. یکی از جدیدترین معیارهای مبتنی بر ارزش، معیار ارزش افزودۀ اقتصادی است. براساس این معیار، ارزش شرکت به بازده و هزینه سرمایۀ بهکارگرفتهشدۀ شرکت بستگی دارد. ارزش افزودۀ اقتصادی، ارزش کلی شرکت را از دیدگاه صاحبان سهام شرکت و سرمایهگذاران بالقوه نشان میدهد. از ویژگیهای مهم این شاخص آن است که صاحبان سرمایۀ شرکت بهطور واقعگرایانهای، سود عملیاتی شرکت را با درنظرگرفتن سرمایۀ شخصی سرمایهگذاریشده در حوزۀ کسب وکار و درآمدهای حاصل از آن ارزیابی میکنند [32]. از آنجا که ایجاد ارزش و افزایش ثروت سهامداران در بلندمدت از مهمترین اهداف شرکتها به شمار میرود و افزایش ثروت تنها درنتیجۀ عملکرد مطلوب حاصل خواهد شد، بهحداکثر رسیدن ارزش شرکت زمانی تحقق مییابد که شرکت، سلامت مالی داشته باشد؛ یعنی منابع مالی آن بهدرستی انتخاب و بهشکل صحیحی استفاده شود [23]. سرمایهگذاران با توجه به جدایی مالکیت از مدیریت، نیاز به منابع مالی وسیع در شرکتها و علاقۀ دارندگان منابع مالی به استفاده از منابع خود برای افزایش ثروت، عملکرد شرکتها و ساختار سرمایۀ آن را باید تجزیه و تحلیل کنند تا به سرمایهگذاری صحیح دست یابند. بنگاههای اقتصادی نیز برای ورود به تجارت و ادامۀ فعالیت در آن به سرمایه نیاز دارند. تأمینکنندگان منابع مالی، سرمایهگذاران (سهامداران) و اعتباردهندگانند که هر گروه به دنبال منافع خود است. آنچه تأمینکنندگان را تشویق میکند تا منابع خود را در فعالیت مشخصی به کار گیرند، عملکرد مطلوب آن فعالیت است که به دنبال آن، ارزش شرکت و درنتیجه، ثروت سهامداران افزایش مییابد [29]. خدامیپور و اسماعیلی (1389) بیان کردند تغییرات اهرم مالی در تبیین عملکرد عملیاتی دورۀ جاری، رابطۀ ارزشی و قدرت توضیحدهندگی دارد؛ بهگونهای که با مشاهدۀ تغییرات اهرم مالی در دورۀ جاری، عملکرد عملیاتی شرکت را در دورۀ جاری میتوان تجزیه و تحلیل کرد. از آنجا که بازار در دورۀ جاری، این متغیر را نشانهای از عملکرد عملیاتی در نظر نمیگیرد و آن را در قیمت این دوره منعکس نمیکند، تأثیر تغییر عملکرد در قیمت دورۀ بعد لحاظ میشود [24]. براساس نظر مایرز[4] (1996)، جنسن[5] (1986) و استولز[6] (1990) الگویی توسعه داده شد که براساس آن، تأمین منابع مالی با بدهی، مشکلات مربوط به سرمایهگذاری بیرویه و افراطی مدیران را کاهش میدهد؛ اما موجب بدترشدن سرمایهگذاری کمتر از حد مدیران میشود. این الگو بیان میکند بدهی میتواند هر دو تأثیر مثبت و منفی را بر شرکتها داشته باشد و این تأثیر دوگانه دربارۀ همۀ شرکتها دیده میشود [27]. از طرفی بدهی میتواند باعث بهبود عملکرد یک شرکت شود؛ زیرا مدیران را مجبور میکند تصمیمهایی اتّخاذ کنند که ارزش شرکت به حداکثر برسد. جنسن (1986) و استولز (1990) به نظمدهندگی بدهی اشاره کردند و گفتند بدهی، هزینۀ نمایندگی جریان نقدی آزاد را با کاهش جریان نقد در دسترس مدیران برای استفادههای شخصی کاهش میدهد. بهعلاوه تهدید به شکست، بدهی را به نیروی انگیزانندۀ قویای مبدل میکند که میتواند موجب کارایی بیشتر شرکت شود [11]. نظریۀ هزینۀ نمایندگی، این ایده را مطرح میکند که منافع مدیران شرکت و سهامداران بهطور کامل با هم هماهنگ نیست. براساس نظر جنسن و مکلینگ[7] (1976) این مسأله از جدایی مالکیت از مدیریت نشأت میگیرد؛ بهگونهای که مدیران تمایل دارند اهداف شخصی خود را در مقایسه با ارزش شرکت بیشینه کنند. این تضاد ممکن است در وضعیتی ایجاد شود که مدیران انگیزه دارند ریسک زیادی را بپذیرند و درنتیجه، بخشی از این ریسک به استراتژیهای سرمایهگذاری شرکت منتقل میشود [21]. از طرفی بدهی بهدلیل مالیاتپذیربودن آن، عملکرد شرکت را بهبود میبخشد؛ زیرا بخشی ازهزینۀ سرمایه از سهامداران به دولت منتقل میشود [26]. نتایج پژوهش باندیوپا دهای و مالینی باروا[8] (2016) فرضیههای مرتبط با اطلاعات نامتقارن، هزینههای نمایندگی، سیگنالینگ و جنبههای نقدینگی را در تعیین تصمیمهای مربوط به ساختار سرمایه نشان داد [5]. هزینۀ نمایندگی ممکن است از تضاد اعتباردهندگان و صاحبان سرمایه به وجود آید. این تضاد زمانی حاصل میشودکه ریسک از پیشتعیین شدهای که بهدلیل استفاده از بدهی به وجود آمده است، به اعتقاد مایزر (1977) موجب سرمایهگذاری کمتر از حد یا برآمدگی بدهی میشود. در این مورد، بدهی، تأثیر منفی در ارزش شرکت دارد [27]. بهعلاوه، تأمین مالی با بدهی، ریسکگریزی مدیران را افزایش و ترس از شکست در کسب بازده کافی برای پاسخگویی به اعتباردهندگان، تمایل آنها را به سرمایهگذاری در پروژههای پرریسک کاهش میدهد [4]. نتایج پژوهش علی شاه[9] و همکاران (2011) نشان داد اهرم مالی، تأثیر منفی در عملکرد شرکت دارد؛ بهگونهای که شرکتهایی با عملکرد مالی ضعیفتر، از سطح بیشتری از بدهی استفاده میکنند و شرکتهایی با عملکرد مالی بهتر، سطوح کمتری از بدهی را ترجیح میدهند [1]. نتایج پژوهش گنزالز[10] (2013) نشان داد در شرایط بحران اقتصادی، استفادۀ بیشتر از اهرم، موجب کاهش سود عملیاتی شرکتها میشود. علاوه بر این، هزینههای مالی غیرمستقیم فشارهای مالی، بیشتر از منافع کنترلی بدهی بوده است [11]. نتایج بهدستآمده از پژوهش اسدی و سدریانی (1394) نشاندهندۀ رابطۀ معنادار و منفی اهرم مالی با عملکرد شرکتها در صنایع فلزات اساسی، پتروشیمی، سیمان و دارویی است [3]. با توجه به مبانی نظری بیانشده، فرضیههای مربوط به تأثیر اهرم مالی در عملکرد شرکتها بهشرح زیر بیان شده است: فرضیۀ یک: اهرم مالی در نرخ بازده داراییهای شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد. فرضیۀ سه: اهرم مالی در ارزش افزودۀ اقتصادی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد. در جهان امروز با توجه به شرایط بازار رقابت، تعیین روش تأمین مالی مناسب برای افزایش سودآوری و ادامۀ حیات شرکتها امری ضروری است. رقابت در بازار محصول در پژوهشهای اقتصادی و مالی و بهعنوان قدرت بازار شرکتها تعریف میشود. قدرت بازار به منزلۀ کنترل شرکت بر قیمت و سطح تولید محصول آن است [36]. دربارۀ رابطۀ ساختار سرمایه و رقابت بازار محصول، سه نظریه مطرح میشود: دیدگاه اول، الگوی مسئولیت محدود است. در این دیدگاه، در زمان مسئولیت محدود بدهی، شرکتهایی که حداکثر سرمایه و بازار محصول متغیری دارند، تلاش میکنند با افزایش بدهی، سهم بازار خود را افزایش دهند. همانگونه که شرکتها بدهی بیشتری ایجاد میکنند، این انگیزه را خواهند داشت تا استراتژیهایی از تولید را به کار گیرند که در موقعیتهای مطلوب، بازده بیشتر و در موقعیتهای نامناسب، بازده کمتری را به دست آورند [31]. افزایش قدرت بازار، شرکتها را هدایت میکند که برای بهحداکثررساندن ثروت سهامداران و بهدستآوردن سودهای بیشتر، ریسک بیشتری را تقبل کنند و میزان محصول خود را افزایش دهند؛ درنتیجه، شرکتها برای اجرای استراتژی تهاجمی تولید و حفظ درآمد بالقوۀ خود، بدهی را افزایش میدهند [25]. دیدگاه دوم، الگوی شکار است. با توجه به این الگو، شرکتهای بدون بدهی تمایل دارند با رفتار تهاجمی (افزایش تولید یا کاهش قیمت) سایر شرکتها را از بازار بیرون کنند. در این نظریه بر این نکته تأکید شده است که وابستگی به منابع مالی خارجی (خارج از شرکت) میتواند موجب توانایی شرکت در رقابتهای تهاجمی شود که آن نیز از نظر مالی موجب میشود رقبا به استراتژیهای بازاری چپاولگرایانۀ خود ادامه دهند [7]. دیدگاه سوم، ساختار سرمایه و اثر سرمایهگذاری[11] است. بدهی در الگوهای اثر سرمایهگذاری بهعلت اثر جایگزینی دارایی به سرمایهگذاری کمتر از حد منجر میشود و درنتیجه، شرکتها از پذیرش پروژههای سرمایهگذاری سودآور و با ریسک زیاد صرف نظر میکنند؛ درنتیجه، هنگامی که یک شرکت، بدهی خود را افزایش میدهد، به انجام این کار متعهد است که در آینده، سرمایهگذاری نکند؛ زیرا درصد جریان نقدی آزاد که در هر دوره پرداخت میشود، افزایش مییابد که درنتیجۀ آن، جریان نقدی کمتری برای سرمایهگذاری در دسترس خواهد بود [16]. از آنجا که بدهی بیشتر به هزینۀ بیشتر محصول منجر میشود، شرکت رقیب ممکن است میزان محصول را افزایش دهد و باعث کاهش سود، کاهش سرمایهگذاری و کاهش میزان توسعۀ شرکت با اهرم بالا شود؛ درنتیجه، ممکن است با افزایش بدهی، میزان محصول کل شرکت کاهش یابد [33]. هنگامی که شرکت از فرصتهای سرمایهگذاری نتواند مزیت کسب کند، این امر به ازدستدادن و انتقال فرصت و سهم بازار به رقبا منجر میشود. زمانی که یک شرکت، اهرم مالی خود را افزایش میدهد، شرکتهای رقیب تلاش میکنند در جهتی سرمایهگذاری کنند که سهم بازار را به دست آورند و شرکتهای با اهرم بالا را از حوزۀ کسب و کار خارج کنند. توانایی شرکت برای تأمین مالی سرمایهگذاریها با استفاده از وجوه تولیدشدۀ داخلی، این ریسک را میتواند کاهش دهد؛ درنتیجه، عامل مهمی برای موفقیت شرکت در بازارهای محصول است [17]؛ بنابراین نظریۀ سرمایهگذاری، رابطهای منفی بین اهرم و قدرت بازار پیشبینی میکند. جو[12] (2016) در بررسی خود دربارۀ ارتباط رقابت بازار محصول، سرمایهگذاری در قسمت تحقیق و توسعه (R&D) و بازار سهام به این نتیجه دست یافت که ارتباط مثبت و قوی بین هزینههای تحقیق و توسعه و رقابت بازار محصول وجود دارد؛ بهگونهای که شرکتهای با R & D زیاد در صنایع رقابتیتر، به ریسکیتربودن تمایل دارند و بازده مدّنظر درآمد بیشتری نسبت به شرکتهای با R & D کمتر داشتهاند [14]. با توجه به مبانی نظری بیانشده، فرضیههای مربوط به بررسی تأثیر نقش تعدیلکنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و عملکرد شرکتها بهشرح زیر بیان شده است: فرضیۀ دو: رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده داراییهای شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادارتهران، تأثیر تعدیلکننده دارد. فرضیۀ چهار: رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران، تأثیر تعدیلکننده دارد.
روش پژوهش اطلاعات آماری لازم برای آزمون فرضیهها با استفاده از صورتهای مالی حسابرسیشدۀ شرکتهای تولیدی پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار که در سایت بورس اوراق بهادار تهران در دسترس است و نرمافزارهای تدبیر پرداز و رهآورد نوین جمعآوری شده است. اطلاعات مالی گردآوریشده برای آمادهسازی و محاسبۀ متغیرهای پژوهش در نرمافزار صفحه گستردۀ اکسل ثبت و درنهایت، برای آزمون فرضیههای پژوهش و تحلیلهای مربوط از نرمافزار Stata نسخۀ 11 استفاده شده است. برای توصیف آماری متغیرها نیز از نرمافزار Spss نسخۀ 20 استفاده شده است. نمونۀ پژوهش، شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار است که از این ویژگیها برخوردارند: بهدلیل متفاوتبودن ماهیت فعالیت شرکتهای سرمایهگذاری، بیمه، لیزینگ و بانکها، شرکتهای نمونه جزء این شرکتها نباشد؛ شرکتها قبل از سال مالی 1387 در بورس تهران پذیرفته شده و از ابتدای سال 1387، سهام آنها در بورس اوراق بهادار معامله شده باشد؛ برای مقایسه و جلوگیری از ناهمگونی، سال مالی شرکتها منتهی به 29 اسفندماه باشد و در فاصلۀ سالهای 1387 تا 1393 تغییر سال مالی نداده باشند؛ صورتهای مالی و یادداشتهای توضیحی همراه آنها و اطلاعات مالی ضروری آنها در دسترس باشد. برای اندازهگیری رقابت در بازار محصول نیز از صنعتهایی استفاده شده است که حداقل شامل سه شرکت باشد. این طبقهبندی با استفاده از سایت مرکز پردازش اطلاعات مالی ایران انجام گرفته است. با اعمال شرایط مذکور، تعداد اعضای نمونۀ این پژوهش شامل 81 شرکت در سالهای 93-88 به دست آمده است. در این پژوهش به پیروی از فوسو (2013) برای بررسی تأثیر ساختار مالی در عملکرد شرکتها، متغیر ساختار سرمایه (اهرم مالی) متغیر مستقل؛ نرخ بازده داراییها و ارزش افزودۀ اقتصادی، شاخصهای سنجش عملکرد مالی شرکتها؛ شدت رقابت در بازار محصول، متغیر تعدیلگر و شاخص کیوتوبین و اندازۀ شرکت، متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شده است. برای بررسی فرضیههای یک، دو، سه و چهار بهترتیب از الگوهای رگرسیونی یک، سه، دو و چهار بهشرح زیر استفاده شده است: ROAit= β 0 + β 1LEVit + β 2 BIit + +β3QTOBINit + β 4SIZEit+εit (1) در الگوی دو برای بررسی تأثیر نقش تعدیلکنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده داراییها از متغیر LEVit*BIit (حاصلضرب اهرم مالی در شاخص بونی) استفاده شده است [9]. ROAit= β 0 + β 1LEVit + β 2 BIit + β 3 LEVit*BIit +β4QTOBINit + β 5SIZEit+εit (2) EVAit= β 0 + β 1LEVit + β 2 BIit +β3QTOBINit + β 4SIZEit+εit (3) در الگوی چهار برای بررسی تأثیر نقش تعدیلکنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی از متغیر LEVit*BIit (حاصلضرب اهرم مالی در شاخص بونی) استفاده شده است [9]. EVAit= β 0 + β 1 LEVit + β 2 BIit + β 3 LEVit*BIit +β4QTOBINit + β 5SIZEit+εit (4) در این روابط، ROAit ، نرخ بازده داراییهای شرکت i در سال t؛ EVAit ، ارزش افزودۀ اقتصادی شرکت i در سال t؛ LEVit ، اهرم مالی شرکت i در سال t؛ BIit، شاخص بونی شرکت i در سال t؛ LEVit*BIit، حاصلضرب اهرم مالی در شاخص بونی؛ QTOBINi، شاخص کیوتوبین و SIZEit ، اندازۀ شرکت است. درادامه، نحوۀ عملیاتیکردن متغیرهای پژوهش تشریح شده است. نرخ بازده داراییها برابر است با نسبت سود خالص( Rit) به کل داراییها ( Iit) ROAit=Rit/Iit (5) روش محاسبۀ ارزش افزودۀ اقتصادی در این پژوهش بهشرح زیر است: EVAt = NOPATt– (WACCt * Capitalt-1) (6) در این رابطه،EVA ، ارزش افزودۀ اقتصادی در سال t؛ NOPATt، سود خالص عملیاتی پس از کسر مالیات در سال t؛ WACCt، میانگین موزون هزینۀ سرمایه و Capitalt-1، سرمایۀ بهکارگرفتهشده در ابتدای سال t است. میانگین موزون هزینۀ سرمایه، حاصل رابطۀ زیر است : WACCt= wd rd (1-t) + wps rps + wsrs (7) در این رابطه، wdوزن بدهی در ساختار سرمایه؛ rd نرخ هزینۀ بدهی؛ t نرخ مالیات، wpsوزن سهام ممتاز در ساختار سرمایه، rps نرخ هزینۀ سهام ممتاز، ws وزن سهام عادی و سود انباشته در ساختار سرمایه و rs نرخ هزینۀ سرمایۀ حقوق صاحبان سهام عادی است. سرمایۀ بهکار گرفتهشده در ابتدای سال t برابر است با مجموع ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در سال t-1، ارزش دفتری کل بدهیهای بهرهدار در سال t-1 و تعدیلات سرمایه در سالt-1. تعدیلات سرمایه نیز برابر است با مجموع ذخیرۀ کاهش ارزش موجودیها، ذخیرۀ هزینههای معوق، ذخیرۀ مزایای پایان خدمت کارکنان، ذخیرۀ مطالبات مشکوکالوصول، ذخیرۀ کاهش ارزش سرمایهگذارها، و هزینۀ تبلیغات [34]. اهرم مالی، ساختار سرمایه را نشان میدهد که برابر است با نسبت کل بدهی شرکت i در سال t(DEBTit ) به کل دارایی شرکت i در سال t(ASSETit) . LEVERAGEit= DEBTit/ ASSETit (8) در رویکرد غیرساختاری، درجۀ رقابت از رفتار بازار شرکتها به دست میآید. استنباط معیار غیرساختاری رقابت از این حقیقت نشأت میگیرد که تمرکز زیاد لزوماً بر رقابت کمتر دلالت ندارد. درواقع، فرضیۀ ساختار- کارایی نشان میدهد سطح زیاد تمرکز بازار محصول میتواند بهسادگی نتیجۀ کارایی بیان شده باشد. بونی[13] و همکاران (2007) ادعا کردند سطح زیاد تمرکز ممکن است از نیروی قوی شرکتهای غیرکارآمد خارج از بازار ناشی شود. در این زمینه، تمرکز ممکن است در پیشبینی درجۀ رقابت با شکست روبهرو شود. آنها معیار جدیدی برای رقابت به نام شاخص (Boone Indicator (BI مطرح کردند [9]. BIحساسیت سود یا سهم بازار شرکت به ناکارایی آنها در بازار محصول است و بر این فرضیه استوار است که در یک بازار محصول رقابتیتر، شرکتها در ازدستدادن سود یا سهم بازار بهدلیل ناکارایی تنبیه میشوند. در این زمینه فرض میشود سود با کارایی افزایش مییابد و این افزایش در صنایع رقابتیتر، بیشتر است. این معیار، یک معیار سادهتر رقابت براساس حساسیت سود یک شرکت به تصمیمهای استراتژیک شرکت است [9]. این شاخص با تابع رگرسیونی زیر حاصل میشود: VROAij = αit +Βit lnMcij + εit (9) در این رابطه VROAij، (درآمد حاصل از فروش) – (بهای تمامشدۀ کالای فروشرفتۀ شرکت i در صنعت j تقسیم بر کل داراییها)؛ lnMcij، تابع لگاریتمی هزینۀ نهایی (بهای تمامشده) کالای فروشرفته تقسیم بر درآمد حاصل از فروش شرکت i در صنعت j؛ Βit، پارامتر متغیر در زمان. ارزش مطلق شاخص Βitنشاندهندۀ میزان رقابت در بازار محصول است. هرچه ارزش مطلق Βit بیشتر باشد، میزان رقابت در صنعت بیشتر است [9].
یافتهها برای توصیف متغیرهای پژوهش از شاخص مرکزی (میانگین) و شاخصهای پراکندگی (کمینه، بیشینه، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی) استفاده شده است. میانگین متغیرهای اهرم مالی برابر با 625/0، شاخص بونی برابر با 526/0، نرخ بازده داراییها برابر با 110/0 ، ارزش افزودۀ اقتصادی برابر با 557/46-، کیوتوبین برابر با321/1 و اندازۀ شرکت برابر با 384/13 بوده است. شاخصهای پراکندگی (کمینه، بیشینه، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی) دربارۀ متغیر اهرم مالی بهترتیب، برابر با (029/0،740/1،209/0، 062/0،411/1)، متغیر شاخص بونی برابر با (031/0،988/0،241/0، 03/0،727/0-)، متغیر نرخ بازده داراییها برابر با (907/0- ، 639/0، 128/0، 285/0- ، 153/10)، متغیر ارزش افزودۀ اقتصادی برابر با (751/109- ،476/9- ، 318/24 ،194/0- ، 975/0- )، متغیر کیوتوبین برابر با (229/0، 284/4، 566/0،132/2 ،739/5) و دربارۀ متغیر اندازۀ شرکت برابر با (821/9، 437/18، 543/1، 870/0، 865/0) بوده است. درادامه، مانایی متغیرهای پژوهش بررسی شده است. آزمونهای ایستایی دادههای تابلویی بهطور معمول، از دو روش آزمون ریشۀ واحد برای دادههای مشترک و آزمون ریشۀ واحد برای هر مقطع انجام میشود. لوین، لین و چو[14] (2002) نشان دادند در دادههای تابلویی، استفاده از آزمون ریشۀ واحد برای دادههای مشترک، قدرت بیشتری نسبت به استفاده از آزمون ریشۀ واحد برای هر مقطع بهصورت جداگانه دارد [18] براساس نتایج آزمون مانایی پژوهش (روش لوین، لین و چو) نظر به اینکه سطح معناداری این آزمون برای تمامی متغیرهای پژوهش برابر با 000/0 است و مقدار آمارۀ این آزمون برای متغیرهای اهرم مالی، شاخص بونی، کیوتوبین، اندازۀ شرکت، ارزش افزودۀ اقتصادی و نرخ بازده داراییها بهترتیب، برابر با (784/40- ، 996/11- ، 736/39- ، 611/25- ، 655/38- ، 854/6- ، 279/52-) بوده است؛ بنابراین همۀ متغیرهای پژوهش در دورۀ مدّنظر مانا است. پیش از تخمین الگو لازم است آزمون Fلیمر برای تعیین نوع روش الگوی رگرسیونی از نظر دادههای تابلویی یا دادههای تلفیقی انجام شود و در صورت پذیرش روش دادههای تابلویی، آزمون هاسمن برای تعیین نوع روش از لحاظ آثار ثابت یا آثار تصادفی انجام شود. اگر سطح معناداری آزمون هاسمن کوچکتر از 5 درصد باشد، فرض صفر (آثار تصادفی) رد و آثار ثابت انتخاب میشود و اگر سطح معناداری آزمون هاسمن بزرگتر از 5 درصد باشد، فرض صفر تأیید و آثار تصادفی انتخاب میشود. در الگوی یک با توجه به سطح معناداری آزمون Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (71/2F= ) روش دادههای تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (0027/0) و مقدار آمارۀ آزمون (22/16X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگو استفاده شده است. در الگوی دو با توجه به سطح معناداری آزمون Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (74/2F= ) روش دادههای تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (003/0) و مقدار آمارۀ آزمون (74/17X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگوی استفاده شده است. در الگوی سه با توجه به سطح معناداری آزمون Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (11/5F= ) روش دادههای تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون(5/475X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگو استفاده شده است. در الگوی چهار با توجه به سطح معناداری آزمون Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (22/5F= ) روش دادههای تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (19/498X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگو استفاده شده است. وولدریج[15] (2002) آزمون خودهمبستگی سادهای را دربارۀ (دادههای تابلویی) پیشنهاد میکند که در آن، جملات اختلال از فرایند خودرگرسیونی مرتبۀ اول AR (1) تبعیت میکند. فرضیۀ صفر در آزمون وولدریج، نبود خودهمبستگی مرتبۀ اول در جملات اختلال الگوی رگرسیون است که در صورت رد فرضیۀ صفر، الگوی تخمینزدهشده، خودهمبستگی مرتبۀ اول خواهد داشت [18]. ماهیت دادههای تابلویی ایجاب میکند اینگونه دادهها در مطالعات بسیاری، مشکل ناهمسانی واریانس داشته باشند. از آنجا که این مشکل، تأثیر مهمی در برآوردها و استنباطهای آماری بر جای میگذارد، لازم است قبل از توجه به هرگونه تخمین، وجود یا نبود ناهمسانی واریانس بررسی شود. برای آزمون برابری واریانس در دادههای تابلویی از آزمون نسبت درستنمایی (LR) استفاده شده است. در صورتی که سطح معناداری محاسبهشده کوچکتر از 05/0 باشد، فرض صفر این آزمون مبنی بر وجود واریانس همسانی رد میشود و الگو مشکل واریانس ناهمسانی دارد؛ بنابراین در صورت وجود مشکل واریانس ناهمسانی براساس آزمون نسبت درستنمایی باید بهگونهای الگو را برآورد کردکه این مشکل برطرف شود. از آنجا که یکی از روشهای رفع مشکل واریانس ناهمسانی، برآورد الگو به روش حداقل مربعات تعمیمیافته (GLS) است [15] برای تخمین الگو باید از این روش استفاده کرد. در الگوی یک با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (3560/0) و مقدار آمارۀ آزمون (862/0F=) خودهمبستگی وجود ندارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درستنمایی LR (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (52/516X2=) الگو مشکل ناهمسانی واریانس دارد. در الگوی دو با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (3634/0) و مقدار آمارۀ آزمون (836/0F=) خودهمبستگی وجود ندارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درستنمایی LR (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (58/520X2=) الگو مشکل ناهمسانی واریانس دارد. در الگوی سه با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (87/745 F=) خودهمبستگی وجود دارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درستنمایی LR (008/0) و مقدار آمارۀ آزمون (62/15X2=) الگو مشکل ناهمسانی واریانس دارد. در الگوی چهار با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (390/728F=) خودهمبستگی وجود دارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درستنمایی LR (015/0) و مقدار آمارۀ آزمون (67/15X2=) الگو، مشکل ناهمسانی واریانس دارد؛ درنتیجه، الگوهای یک و دو، مشکل ناهمسانی واریانس دارد و برای رفع این مشکل از روش FGLS استفاده شده است و الگوهای سه و چهار، مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی دارد و برای رفع خودهمبستگی از عملکرد (AR1) و رفع ناهمسانی واریانس از روش FGLSاستفاده شده است. نتایج تخمین الگوها پس از رفع مشکل درادامه بیان میشود.
جدول(1) نتایج تخمین الگوی یک به روشFGLS
نتایج جدول (1) نشان میدهد با توجه به مقدار سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=) معنیداربودن الگو تأیید میشود. نتایج آزمون فرضیۀ یک نشان میدهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در نرخ بازده داراییها تأثیر معناداری دارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با (05/0>000/0 P=) است؛ بنابراین فرضیۀ مذکور تأیید میشود. از آنجا که مقدار آمارۀ آزمون برابر با 95/23- است، این تأثیر منفی است؛ به عبارتی، با افزایش بدهی در ساختار سرمایۀ شرکتها، نرخ بازده داراییها کاهش مییابد. این نتایج مغایر یافتههای پژوهش فوسو (2013) و مطابق با یافتههای علی شاه و همکاران (2010) و جرمیاس (2008) است و به اعتقاد مایزر (1977) بدهی موجب سرمایهگذاری کمتر از حد میشود و تأثیر منفی در ارزش شرکت دارد. مقدار R-sq الگو نیز نشان میدهد 24 درصد تغییرات نرخ بازده داراییها با متغیرهای مستقل الگو تبیین میشود. نتایج تخمین الگوی دو
جدول (2) نتایج تخمین الگو دو به روش FGLS
با توجه به سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=)، معنیداربودن الگو تأیید میشود. نتایج جدول شمارۀ (2) دربارۀ آزمون فرضیه دو نشان میدهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در نرخ بازده داراییها، تأثیر معنادار و منفی دارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با 000/0 و مقدار آمارۀ آزمون برابر با 80/9- است؛ بنابراین فرضیۀ دو تأیید میشود. اثر تعدیلکنندگی رقابت در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده داراییها، منفی و معنادار است که درواقع، با افزایش شاخص بونی بهعنوان معیار مستقیمی از رقابت، اثر منفی اهرم مالی در نرخ بازده داراییها کاهش مییابد. مطابق پژوهش فوسو (2013) رقابت در بازار محصول باعث تشدید رابطۀ اهرم مالی و عملکرد مالی شرکتها میشود؛ در حالی که جرمیاس (2008) به این نتیجه دست یافت که رقابت، شدت تأثیر اهرم مالی- عملکرد را کاهش میدهد. مقدار R-sq الگو نشان میدهد 25 درصد تغییرات نرخ بازده داراییها با متغیرهای مستقل الگو تبیین میشود. نتایج تخمین الگوی سه
جدول(3) نتایج تخمین الگوی سه به روش FGLS
با توجه به سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=)، معنیداربودن الگو تأیید میشود. نتایج جدول شمارۀ (3) دربارۀ آزمون فرضیۀ سه نشان میدهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در ارزش افزودۀ اقتصادی اثر ندارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با 328/0 است؛ بنابراین فرضیۀ مذکور تأیید نمیشود. نتایج تخمین الگوی چهار
جدول(4) نتایج تخمین الگوی چهار به روش FGLS
با توجه به سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=) معنیداربودن الگو تأیید میشود. نتایج جدول شمارۀ (4) دربارۀ آزمون فرضیۀ چهار نشان میدهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در ارزش افزودۀ اقتصادی، تأثیر معنادار و منفی دارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با 028/0و مقدار آمارۀ آزمون برابر با 20/2- است؛ بنابراین فرضیۀ چهار تأیید میشود. اثر تعدیلکنندگی رقابت در رابطۀ اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی، مثبت و معنادار است که درواقع، با افزایش شاخص بونی بهعنوان معیار مستقیمی از رقابت، اثر منفی اهرم مالی در نرخ بازده داراییها افزایش مییابد. مقدار R-sq الگو نشان میدهد 56 درصد تغییرات ارزش افزوده با متغیرهای مستقل الگو تبیین میشود.
نتایج و پیشنهادها هدف از انجام این پژوهش، بررسی تأثیر اهرم مالی در عملکرد مالی شرکتها بوده است. از آنجا که شیوۀ تأمین مالی شرکت در رفتار شرکت در بازار محصول و انگیزۀ شرکت برای رقابت و نیز رفتار سایر مشارکتکنندگان بازار و درنتیجه، در بازدههای رقابتی تأثیر میگذارد و بهدلیل تأثیر متناقض اهرم در عملکرد، این تأثیر مشروط به متغیرهایی نظیر شدت رقابت در بازار باید بررسی شود؛ بنابراین در این پژوهش ضمن بررسی تأثیر اهرم مالی در عملکرد اقتصادی شرکتها، تأثیر رقابت در رابطۀ اهرم مالی در عملکرد شرکتها بررسی شد. برای سنجش عملکرد مالی از دو معیار نرخ بازده داراییها و ارزش افزودۀ اقتصادی استفاده شد. نتایج نشان داد با استفاده از شاخص نرخ بازده داراییها، اهرم مالی در عملکرد مالی شرکتها، تأثیر منفی دارد. اثر تعدیلکنندگی رقابت بازار محصول در رابطۀ بین اهرم مالی و نرخ بازده داراییها، منفی و معنادار است که درواقع، با افزایش شاخص بونی بهعنوان معیار مستقیمی از رقابت بازار محصول، اثر منفی اهرم مالی در نرخ بازده داراییها کاهش مییابد؛ بهگونهای که شرکتهای اهرمی در مقایسه با شرکتهای رقیب با افزایش رقابت در بازار محصول، عملکرد مالی بیشتری دارند و شرکتها در محیط رقابتیتر از منافع اهرمیبودن میتوانند استفاده کنند؛ اما در صورت استفاده از شاخص ارزش افزودۀ اقتصادی، تأثیر منفی اهرم مالی در عملکرد شرکتها با درنظرگرفتن اثر تعدیلکنندگی رقابت بازار محصول تشدید میشود؛ به عبارتی، شرکتهای با اهرم مالی بالاتر در مقایسه با رقبای خود با افزایش رقابت در بازار محصول، ارزش افزودۀ اقتصادی کمتری دارند؛ بنابراین رابطۀ اهرم مالی با عملکرد شرکتها به شاخص سنجش عملکرد حساس بوده است؛ درنتیجه، به مدیران شرکتها توصیه میشود در هنگام تصمیمگیری در زمینۀ ساختار سرمایه و تصمیمهای تأمین مالی به میزان رقابت در صنعت توجه کنند. با توجه به اینکه تأثیر اهرم مالی در عملکرد شرکتها به شاخص سنجش عملکرد بستگی دارد، به مدیران و سرمایهگذران پیشنهاد میشود برای بررسی عملکرد شرکت به یک شاخص اکتفا نکنند و از رویکردهای متفاوتی استفاده کنند. به سرمایهگذاران نیز پیشنهاد میشود برای سرمایهگذاری در شرکتها به سهم بازار و جایگاه شرکتها در صنعت و میزان رقابت در بازار محصول صنعت توجه کنند. به پژوهشگران بعدی پیشنهاد میشود عملکرد شرکتها را با توجه به شاخصهای مختلف مالی، حسابداری و اقتصادی بررسی کنند. با توجه به اینکه علاوه بر عوامل داخلی شرکتها، عوامل خارجی بسیاری در عملکرد شرکتها تأثیرگذار است، پیشنهاد میشود تأثیر تعدیلگری عوامل خارجی نظیر نوع صنعت، نوسانهای اقتصادی و ... نیز سنجیده شود. در این پژوهش برای سنجش عملکرد با استفاده از شاخص ارزش افزودۀ اقتصادی به دادههای متعددی نیاز است و نظر به پیچیدگی محاسبۀ این شاخص، بهدلیل در دسترس نبودن اطلاعات لازم برای سنجش این شاخص، برخی از شرکتها حذف شدهاندکه از محدودیتهای این پژوهش محسوب میشود. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
مراجع | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
[1] Ali Shah٫ S. Z., & Ali Butt٫ S. (2011). Impact of leverage on performance of firms: Evidence from Pakistan. The Busines Review Cambridge. 19: 187-194. [2] Anvary Rostamy, A. A., Tehrani,R., & Seraji, H. ( 2004). The investigation the relationship between the economic value added, earning before interest and taxes (ebit) , cash from operation (ceo) with share market value (mv) of the listed companies in Tehran Stock Exchange .Journal of The Accounting And Auditing Review. 11(3): 65-91. (in persian). [3] Asadi , M., & Sadriani , M .( 2015). The effect of firm size, beta and financial leverage on the performance of selected companies in tehran stock exchange (the breakdown of industrial groups). Journal of Economic Modeling Research . 5( 19):149-174. (in persian). [4] Balakrishnane, S., & Fox, I. (1993). Asset specificity, firm heterogeneity and financial leverage.Strategic Management Journal. 14(1):3-16. [5] Bandyopadhya, A., & Malini Barua, N. (2016). Factors determining capital structure and corporate performance in India: Studying the business cycle effects. The Quarterly Review of Economics and Finance. 61: 160–172. [6] Boone, J., Van Ours, J. C. & Van der Wiel, H. (2007). How (Not) To Measure Competition (Tilec Discussion Paper No. 2007-014. [7] Campelllo, M. (2003).Capital structure and product market interaction: Evidence from business cycles. Journal of Financial Economics. 68: 353-378. [8] Daghani, R., Etemadi, H., Azizkhani, M., & Anvary Rostamy, A. (2015).The financing decisions and managerial market timing evidence from tehran stock exchange. Journal of Asses Management And Financing. 3(3):21-36. (in persian). [9] Fosu, S. (2013). Capital structure, product market competition and firm performance: Evidence from south Africa. The Quarterly Review of Economics and Finance, 53(2): 140-151. [10] Goel, U., Chadha, S., & Sharma, A. (2015). Operating liquidity and financial leverage: Evidences from indian machinery industryoriginal research article .Procedia - Social and Behavioral Sciences.189: 344-350. [11] González, V. M. (2013). Leverage and corporate performance: international evidence, International Review of Economics and Finance. 25: 169–184. [12] Googerdchian, A., Hassan Heidary Soltanabadi, H., & Mtofares, Z. (2017). Theoretical and Empirical Analysis of the Effect of Comparative Influence of Market Production on Stock Returns of Companies Listed in the Tehran Stock Exchange. The Quarterly Journal Of Asset Management And Financing. 5(1): 31-44. (in persian). [13] Gord, A., Vaghfi, H., & Fakouri, M . (2015). Examine relationsheep between measures of financial leverage (capital structure) and measure of performance. Journal of Accounting Research. 4(4): 1-18. (in persian). [14] Gu, L. (2016). Product market competition, R & D investment, and stock returns,Journal of Financial Economics. 119(2): 441–455. [15] Guiarati, D. (2008). Basic Econometrics. Translated by Abrishami. H. Univercity of Tehran Press, 10th edition . [16] Guney, Y., Li, L., & Fairchild, R. (2011). The relationship between product market competition and capital structure in Chines listed firms. International Review of Financial Analysis. 20: 41-51. [17] Haushalter, D., Klasa, S., &Mamaxwel, W. F. (2007). The influence of product market dynamics on a firm cash holdings and heding behavior. Jurnal of Financial Economics, 84: 797- 825. [18] HekmatiFarid, S., Mohammadzadeh, Y., & Khazali, D. (2016).The impact of business regulatory reforms and intellectual property rightsgrowth in upper middle income countries on economics, Quarterly Journal of Economic Growth and Development Research. 6(22):119-130. (in persian). [19] Horngren, C. T., Datar, S. M., & Foster , G. (2006). Cost Accounting: A Managerial Emphasis. 12 th Edition, New Jersey: Prentice-Hall, Inc. [20] Istaitieh, A., & Rodriguez, J. M. (2006) .Factor- product markets and firm’s capital structure: A literature review.Review of Financia Economics. 15: 49-75. [21] Jensen, M. G., & Meckling, W. H. (1976 (.Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs, and ownership structure. Journal of Financial Economics. 3(4(:305- 360. [22] Jermias٫ J. (2008). The relative influence of competitive intensity and business strategy on the relationship between financial leverage and performance.The British Accounting Review. 40: 71-86. [23] Kashani, M., & Rasaiian, A. (2010). The relationship between tobin's Q and criteria for evaluating the performance of companies in Iran. Quarterly Financial Accounting.3: 131-146. (in persian). [24] Khodamipoor, A., & Esmaeili, A. (2011). Value-relevance of changes in financial leverage for explaining operating performance. Journal of Accounting Knowledge. 2(6): 65-91. (in persian). [25] Lousuth, S. (2008). The Strategic Use of Corporate Debt Under Product Market Competition, Theory And Evidence. A thesis submitted to the degree of doctor of Philosophy University of Bath School of Management. [26] Lubatkin, M., & Chatterjee, S.(1994). Extending modern portfolio theory into the domain of corporate diversification: Dose it apply?, Academy of Management Journal. 37:109- 136. [27] Margariti, D. & Psillaki, M. (2010). Capital structure, equity ownership and firm performance. Journal of Banking & Finance. 34: 621–632. [28] Mashayekh, S., & Abdollahi, M. (2013). Investigating the relation between ownership concentration, firm performance and dividend policy in the companies listed in Tehran Stock Exchange. Financial Accounting Researches. 3(4):71-86. (in persian). [29] Nikbakht, M. R., & Paykani, M. (2010). Review the relationship between capital structure and accounting and market performance assessment companies accepted in Stock Exchange.Journal of Financial Research. 11( 28): 89-104. (in persian). [30] O٫ Brien٫ J. P. (2003). The financial leverage implications of pursuing a strategy of innovation. Strategic Management Journal. 24: 415-431.
[31] Pandy, I. M. (2004) . Capital stracture , profitability and market structure: evidence from Malasia, Asia Pacific Journal of Economics and Business. 8(2): 78- 91. [32] Rajnoha, R., Sujova, A., & Dobrovic, J. (2012). Management and economics of business processes added value. Procedia – Social and Behavioral Sciences. 62: 1292 – 129. [33] Rathinasami , R . S., Krishnaswamy , C. R., & Mantripragada, K. G. ( 2000) . Capital structure and product market interaction: An international perspective. Global Business and Finance Review. 5(2): 51- 63. [34] Rezaee Panderi, A. (2009). The Relationship Between Economic Value And Risks of Listed Companies In Tehran Stock Exchange. M. A thesis at University of Isfahan. [35] Salim, M., & Yadav, R. (2012). Capital structure and firm performance: Evidence from Malaysian listed companies,Procedia - Social and Behavioral Sciences. 65: 156 – 166. [36] Sarlak, N., & Mirzaie, F. (2017). The relation between market competition and dividend policies. The Quarterly Journal Of Asset Management And Financing. 4(40): 45-60. (in persian). [37] Wet, J., & Hall, J. H. (2004). The relationship between EVA, MVA and leverage, Meditari Accountancy Research. 12(1): 39- 59.
| |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
آمار تعداد مشاهده مقاله: 4,919 تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 1,528 |