مطالعۀ تطبیقی عوامل مؤثر بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع بورس اوراق بهادار تهران

مقدمه

مدیران مالی شرکت‌ها وظیفۀ اصل  برنامه‌ریزی و هدایت صحیح منابع و مصارف سرمایه را به عهده دارند تا از این طریق ارزش شرکت و ثروت سهامداران را بهبود بخشند (Ramsheh et al., 2017). در این راستا، مدیریت وجوه نقد و حجم مربوط به سرمایه‌گذاری کارآمد و بهینه‌سازی سازوکارهای دریافت و پرداخت نقش بسزایی در تحقق هدف اصلی مدیریت مالی که همانا حداکثرسازی ارزش شرکت است، ایفا می‌کند (Akbari et al., 2017)؛ بنابراین مدیریت صحیح وجوه نقد با تعیین ماندۀ بهینۀ آن، تعادل بین هزینه‌های نگهداری و فرصت استفاده از وجوه نقد را ایجاد کرده و شرایط مساعد استفاده از این دارایی را فراهم می‌کند (Xia et al., 2021). حجم انبوه مطالعات انجام‌شده و انباشت دانش پیرامون مطالعۀ ساختار سرمایۀ شرکت‌ها نشان‌دهندۀ اهمیت زیاد ساختار سرمایه در بین مطالعات مالی است (Zalaghi et al., 2020).

نظریه‌های ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ شامل ﻧﻈﺮیۀ ﺳﻨﺘﻰ (ﺳﻮد ﺧﺎﻟﺺ ﻋﻤﻠﻴﺎﺗﻰ، ﺳﻮد ﺧﺎﻟﺺ)، ﻧﻈﺮیۀ ﻣﻮدﻳﻠﻴﺎﻧﻰ و ﻣﻴﻠﺮ و نظریه‌های ﻧﻮﻳﻦ (ﺗﻮازن ﺛﺎﺑﺖ، ﺳﻠﺴﻠﻪ‌ﻣﺮاﺗﺒﻰ، ﻧﻤﺎﻳﻨﺪﮔﻰ و ﻣﻮﻗﻌﻴﺖ‌ﺳﻨﺠﻰ ﺑﺎزار) است. هدف این مجموعه نظریه‌ها، تفسیر ساختار سرمایه بود که از این میان نسخه‌های ﭘﻮﻳﺎی دو ﻧﻈﺮیۀ ﺗﻮرازن و ﺳﻠﺴﻠﻪ‌ﻣﺮاﺗﺒﻰ بیشتر مورد ‌توجه پژوهش‌های ﺗﺠﺮﺑﻰ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ بود. با توجه به ﻣﺪل ﺗﻮازن ﭘﻮﻳﺎ ﻛﻪ پژوهش‌های زﻳﺎدی را در دهۀ اﺧﻴﺮ ﺑﻪ ﺧﻮد اﺧﺘﺼﺎص داده اﺳﺖ، در ﺷﺮﻛﺖ‌ها ﺳﻌﻰ می‌شود، ﺳﻄﺢ ﺑﺪﻫﻰ و اﻫﺮم (که ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎی ﺗﻌﺪﻳﻞ را ﻧﻴﺰ ﺑﻪ ﻫﻤﺮاه دارد) در زﻣﺎنﻫﺎی ﻣﺨﺘﻠﻒ ﺗﻌﺪﻳﻞ شود (Hu & Xu, 2020). بر‌اساس این نظریه، شرکت‌ها بین هزینه‌های انحراف از اهرم هدف و هزینه تعدیل اهرم توازن برقرار می‌کنند (Niu et al., 2023; Osoolian et al., 2016). اسدی و همکاران (2021) بیان می‌کنند که فرآیند تعدیل ساختار سرمایه به‌سمت اهرم هدف تدریجی است. این حرکت تدریجی به‌سمت اهرم هدف ممکن است تحت‌تأثیر منفی ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎی ﺗﻌﺪﻳﻞ قرار گیرد؛ ﺑﻨﺎﺑﺮاﻳﻦ احتمال دارد شرکت‌ها ﺗﻨﻬﺎ زﻣﺎﻧﻰ ﺑﺮای ﺗﻌﺪﻳﻞ اﻫﺮم ﺧﻮد اﻗﺪام ﻛﻨﻨﺪ ﻛﻪ ﻣﺰاﻳﺎی ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺑﻴﺶ از ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎی آن ﺑﺎﺷﺪ (Hashemi et al., 2015; Liu et al., 2020). درنهایت، شرکت‌ها ﻫﻤﻮاره ﺗﺤﺖ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﺑﻬﻴﻨﻪ ﻓﻌﺎﻟﻴﺖ نمی‌کنند، ﺑﻠﻜﻪ ﺑﺎ ﺷﻨﺎﺳﺎﻳﻰ ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎی ﺗﻌﺪﻳﻞ، داﻣﻨﻪای مقبول از اﻫﺮمﻫﺎ را ﺗﻌﺮﻳﻒ و ﺳﻌﻰ ﻣﻰﻛﻨﻨﺪ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ را در اﻳﻦ داﻣﻨﻪ ﺣﻔﻆ ﻛﻨﻨﺪ. ریپامونتی^[1] (2020) معتقد است ﺗﺨﻤﻴﻦ ﺳﺮﻋﺖ ﺣﺮﻛﺖ شرکت‌ها ﺑﻪ‌ﺳﻤﺖ اﻫﺮم ﻫﺪف ﻣﻬﻢﺗﺮﻳﻦ مسئلۀ اﻳﻦ روزﻫﺎی پژوهش‌های ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ اﺳﺖ. توجه نکردن به ساختار بهینۀ سرمایه مشکلاتی را در روابط نمایندگی در شرکت‌ها ایجاد خواهد کرد؛ بنابراین ﻳﻜﻰ از اﺻﻠﻰﺗﺮﻳﻦ ﺗﺼﻤﻴﻤﺎت ﻣﺪﻳﺮان ﻣﺎﻟﻰ در ﺷﺮﻛﺖﻫﺎی ﺳﻬﺎﻣﻰ ﻋﺎم، ﺗﻌﻴﻴﻦ ﺗﺮﻛﻴﺐ ﺑﺪﻫﻰ و ﺳﻬﺎم در راﺳﺘﺎی ﺑﻪ ﺣﺪاﻛﺜﺮسازی ﺛﺮوت صاحبان سهام است (Li et al., 2023; Jiang et al., 2021; Gan et al., 2021).

توجه به سایر عوامل مؤثر بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه اقدامی ضروری برای شرکت‌ها به حساب می‌آید (Drobetz & Wanzenried, 2007). ﺷﺮﻛﺖﻫﺎی ﺳﻮدآور ﺑﻪ اﺣﺘﻤﺎل زﻳﺎد ﺳﻮد اﻧﺒﺎشتۀ در دﺳﺘﺮس زیادی دارﻧﺪ؛ ﺑﻪﻃﻮری ﻛﻪ ﻣﻤﻜﻦ اﺳﺖ دﭼﺎر ﻣﺤﺪودﻳﺖﻫﺎی ﺷﺪﻳﺪ ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ (داﺧﻠﻰ) ﻧﺸﻮﻧﺪ و ﻗﺎدر ﺑﻪ اﻧﺘشار اوراق ﺑﻬﺎدار ﺑﺎ ﻛﻢﺗﺮﻳﻦ ﻫﺰﻳﻨﻪ ﺑﺎﺷﻨﺪ. درواﻗﻊ، ﺷﺮﻛﺖﻫﺎی ﺑﺎ ﺳﻮدآوری زیاد ﺑﻪ اﺣﺘﻤﺎل زﻳﺎد از ﻣﺰاﻳﺎی اﻧﻌﻄﺎفﭘﺬﻳﺮی ﻣﺎﻟﻰ و ﺗﻌﺪﻳﻞ اﻫﺮم ﺑﻬﺮهﻣﻨﺪ می‌شوند؛ درﻧﺘﻴﺠﻪ ﻗﺎدر ﺑﻪ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺮﻳﻊﺗﺮ ﺑﻪ‌ﺳﻤﺖ اﻫﺮم ﻫﺪف هستند. از ﺳﻮی دﻳﮕﺮ، ﺷﺮﻛﺖﻫﺎی ﺑﺎ ﺳﻮدآوری ﭘﺎﻳﻴﻦ ﺗﻤﺎﻳﻞ دارﻧﺪ ﻛﻪ وﺟﻮه داﺧﻠﻰ ﻣﺤﺪود داﺷﺘﻪ ﺑﺎﺷﻨﺪ؛ بنابراین ﺑﺎ نبودِ ﺛﺒﺎت و ﻣﺤﺪودﻳﺖﻫﺎی ﻣﺎﻟﻰ روﺑﻪرو ﻫﺴﺘﻨﺪ ﻛﻪ از ﺗﻌﺪﻳﻞ اﻫﺮم ﺟﻠﻮﮔﻴﺮی می‌کند (Dang et al., 2012). ناظمی اردکانی و زارع (2016) حاکمیت شرکتی را عاملی مؤثر بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه به شمار می‌آورند و معتقدند، حاکمیت شرکتی با امکان ایجاد ساختاری مناسب زمینۀ استفادۀ بهینه از منابع و حفظ حقوق صاحبان سهام را فراهم می‌‌کند. گرجی و راعی (2013) عامل رقابت بازار را بر روی سرعت تعدیل ساختار سرمایۀ شرکت‌های ایرانی مؤثر می‌دانند و تأکید می‌کنند، تعدیل ساختار سرمایه در بین شرکت‌های ایرانی با سرعت زیادی انجام می‌شود. اوینو و یوکائگ‌بو^[2] (2015) سودآوری و فرصت‌های رشد را به‌عنوان عاملی اثرگذار بر سرعت تعدیل و ساختار سرمایه مطرح کردند. در مشاهدات این پژوهشگران مشخص شد سودآوری و ساختار دارایی رابطۀ منفی و که اندازۀ شرکت و سپر

[1]. Ripamonti

[2].

مالیاتی غیر بدهی رابطۀ مثبتی با اهرم دارند. پژوهشگران دیگر عامل داخلی ریسک خاص شرکت عامل خارجی نرخ تورم را بررسی کردند که مشخص شد، اثر منفی بر ساختار سرمایه و سرعت تعدیل اهرم هدف دارند (Moradi & et al., 2018). علاوه بر این، تعمق بیشتر در مطالعات انجام‌شده پیرامون سرعت تعدیل ساختار سرمایه نشان‌دهندۀ آن بود که ویژگی‌های دیگری وجود دارد که تعیین‌کنندۀ سرعت تعدیل ساختار سرمایه است. ازجمله به اندازۀ شرکت و دارایی‌های ثابت مشهود (Niu et al., 2023; Hashemi et al., 2017)، نرخ رشد GDP، نسبت پوشش بهره (Zamanisabzi et al., 2020)، نرخ ارز، نرخ بهره، نرخ مؤثر مالیات (Memon et al., 2020)، عرضۀ پول و جریان نقدی آزاد اشاره می‌شود (Mosaddegh et al., 2019; khamseh & Khodabande, 2020; Liu et al., 2020; Wojewodzki et al., 2020). با مرور این پژوهش‌ها مشخص شد که بررسیِ فقط یک یا دو عامل مؤثر بر سرعت تعدیل نتیجه‌ای فراگیر ندارد. به این منظور که هدف سرعت تعدیل ساختار سرمایه دستیابی به اهرم هدف با حفظ بهینگی (Ahmadzadeh et al., 2015) و نه فقط پذیرش دامنه‌ای مقبول از اﻫﺮمﻫاست. در بین پژوهش‌های گذشته با توجه به مروری که نویسندگان انجام دادند، تفکیک صنایع و مقایسۀ سرعت تعدیل در میان صنایع مختلف انجام نشده است. در این راستا، پژوهش حاضر به‌دنبال واردکردن تمامی این عوامل اثرگذار در مدل رگرسیون است تا ضمن پاسخگویی به خلأ پژوهش‌های گذشته سرعت تعدیل را در بین صنایع تولیدی و خدماتی مقایسه کند. نتایج این مطالعه به مدیران شرکت‌ها برای اخذ تصمیمات مناسب دربارۀ فعالیت‌های تأمین مالی و حرکت به‌سوی ساختار سرمایۀ بهینه (Rashidi, 2020) در صنایع تولیدی و خدماتی فعال در بورس اوراق بهادار تهران راهگشاست.

مبانی نظری پژوهش

ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﻳﻚ ﺷﺮﻛﺖ ﺗﺮﻛﻴﺒﻰ از ﺑﺪﻫﻰﻫﺎى ﻛﻮﺗﺎه‌ﻣﺪت، ﺑﻠﻨﺪ‌ﻣﺪت و ﺣﻘﻮق ﺻﺎﺣﺒﺎن ﺳﻬﺎم است ﻛﻪ داراﻳﻰﻫﺎى ﺷﺮﻛﺖ به‌وسیلۀ آنها ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ ﺷﺪه و ﺷﺎﻣﻞ اﻗﻼم ﺳﻤﺖ ﭼﭗ ﺗﺮازﻧﺎﻣﻪ است (Albanez & Schiozer, 2021). ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ به‌عنوان ﻧﺴﺒﺖ اوراق ﺑﻬﺎدار قدیمی‌تر (داراى رتبۀ ﺑﻴﺸﺘﺮ) ﺑﻪ ﺟﻤﻊ سرمایه‌گذاری‌ها ﺗﻌﺮﻳﻒ می‌شود. ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ ﺗﻌﺎدل ﺑﻴﻦ ﺳﻬﺎم ﻋﺎدى، ﻣﻤﺘﺎز و زیرمجموعه‌های ﻣﺮﺗﺒﻂ ﺑﺎ آن، ﺳﻮد اﻧﺒﺎﺷﺘﻪ و ﺗﺮﻛﻴﺐ اﺳﺘﻘﺮاض ﺷﺮﻛﺖ اﺳﺖ ﻛﻪ واﺣﺪ ﺗﺠﺎرى ﺑﺮاى ﺗﺄﻣﻴﻦ داراﻳﻰﻫﺎى ﺧﻮد از آنها اﺳﺘﻔﺎده می‌کند (Sikveland et al., 2022). تصمیم‌های ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ و سرمایه‌گذاری در شرکت‌ها، تصمیم‌هایی ﻫﺴﺘﻨﺪ ﻛﻪ ﻫﺮ دو ﺑﺎ آینده‌نگری اﺗﺨﺎذ می‌شوند. در تصمیم‌های ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ ﺷﺮﻛﺖ وﺟﻮه ﻣﻮردﻧﻴﺎز را در ﺣﺎل ﺣﺎﺿﺮ ﺑﻪ ﻛﺎر می‌گیرد ﺗﺎ در آﻳﻨﺪه ﺑﻪ ﺗﻌﻬﺪات ﺧﻮد در ﻗﺒﺎل تأمین‌کنندگان ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﻰ ﻋﻤﻞ ﻛﻨﺪ. در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری، ﺷﺮﻛﺖ از ﺑﻌﻀﻰ ﻣﺰاﻳﺎى ﻓﻌﻠﻰ ﺑﻪ اﻣﻴﺪ ﺗﺤﺼﻴﻞ ﻣﺰاﻳﺎى ﺑﻴﺸﺘﺮ در آﻳﻨﺪه چشم‌پوشی می‌کند. سرمایه‌گذاری در ماشین‌آلات و ﺗﺠﻬﻴﺰات ﻣﺼﺪاق آینده‌نگری در ﻛﺴﺐ ﺳﻮد و ﺑﺎزدۀ سرمایه‌گذاری است (Vargas et al., 2022).

ﺑﺮرﺳﻰ پژوهش‌های اﻧﺠﺎم‌ﺷﺪه دربارۀ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ ﺣﺎﻛﻰ از آن اﺳﺖ ﻛﻪ ﻋﻤﺪۀ پژوهش‌ها در زمینۀ ﺗﺄﺛﻴﺮ ﺑﺪﻫﻰ و اﻫﺮم ﻣﺎﻟﻰ ﺑﺮ ﺑﺎزده و ارزش شرکت‌ها ﺑﻮده اﺳﺖ؛ به‌عنوان ﻣﺜﺎل، ﻣﻮدﻳﻠﻴﺎﻧﻰ و ﻣﻴﻠﺮ (1985) ﺑﺤﺚ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ را ﺑﺮرﺳﻰ کردند. ﻣﻮﺿﻮع ﻣﻮرد ﺑﺤﺚ آنها اﻳﻦ ﺑﻮد ﻛﻪ آﻳﺎ اﺳﺘﻔﺎده از ﺑﺪﻫﻰ در ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ شرکت‌ها ﺑﺮ ارزش ﺷﺮﻛﺖ و هزینۀ ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻣﻰﮔﺬارد؟ آﻧﺎن ﺑﻪ اﻳﻦ ﻧﺘﻴﺠﻪ رﺳﻴﺪﻧﺪ ﻛﻪ اﺳﺘﻔﺎده از ﺑﺪﻫﻰ ﺑﺮ ارزش ﺷﺮﻛﺖ ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻣﺜﺒﺖ ندارد و ﺑﺮ ﻣﻴﺎﻧﮕﻴﻦ ﻣﻮزون هزینۀ ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ ﻧﻴﺰ ﺗﺎ ﺣﺪ ﻣﺤﺪودى ﺗﺄﺛﻴﺮ ﺧﻮاﻫﺪ ﮔﺬاﺷﺖ. ﻣﻨﺎﺑﻊ ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ شرکت‌ها ﺑﺮاﺳﺎس ﺳﻴﺎﺳﺖ ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ آنها ﺑﻪ دو ﺑﺨﺶ ﻣﻨﺎﺑﻊ «ﻣﺎﻟﻰ دروﻧﻰ» و «ﺑﻴﺮوﻧﻰ» ﺷﺮﻛﺖ ﺗﻘﺴﻴﻢ ﻣﻰﺷﻮد. در ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﻰ دروﻧﻰ، ﺷﺮﻛﺖ از ﻣﺤﻞ ﺳﻮد ﻛﺴﺐ‌ﺷﺪه اﻗﺪام ﺑﻪ ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ می‌کند؛ ﻳﻌﻨﻰ ﺑﻪ‌ﺟﺎى ﺗﻘﺴﻴﻢ ﺳﻮد ﺑﻴﻦ ﺳﻬﺎﻣﺪاران، ﺳﻮد را در ﻓﻌﺎﻟﻴﺖﻫﺎى اغلب ﻋﻤﻠﻴﺎﺗﻰ ﺷﺮﻛﺖ ﺑﺮاى ﻛﺴﺐ ﺑﺎزدۀ ﺑﻴﺸﺘﺮ ﺑﻪ ﻛﺎر می‌گیرد و در ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﻰ ﺑﻴﺮوﻧﻰ از ﻣﺤﻞ ﺑﺪﻫﻰﻫﺎ و ﺳﻬﺎم اﻗﺪام ﺑﻪ ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ می‌کند (Zamanisabzi et al., 2020).

در ارتباط با سرعت تعدیل ساختار سرمایه پژوهش‌های گسترده‌ای انجام گرفت. ﻳﻜﻰ از اﺑﺘﺪاﻳﻰﺗﺮﻳﻦ پژوهش‌هایی ﻛﻪ ﻓﺮضیۀ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ شرکت‌ها را ﺗﻘﻮﻳﺖ ﻛﺮد، پژوهش ﻣﺎرﻛﻮس (1983) است. وى در اﻳﻦ ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ ﺑﻪ‌دﻧﺒﺎل ﺗﻮﺿﻴﺢ ﺗﻐﻴﻴﺮات ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﺑﺎﻧﻚﻫﺎى ﺗﺠﺎرى آﻣﺮﻳﻜﺎ بود. ﻣﺎرﻛﻮس ﺑﻴﺎن کرد ﻛﻪ ﺑﺎﻧﻚﻫﺎى ﻣﻮردﺑﺮرﺳﻰ داراى ﻳﻚ ﻧﺴﺒﺖ ﺑﺪﻫﻰ ﻫﺪف ﺑﻮده‌اﻧﺪ ﻛﻪ ﻫﻤﮕﺮاﻳﻰ 

زیادی ﺑﻪ‌ﺳﻤﺖ آن از ﺧﻮد ﻧﺸﺎن ﻣﻰدﻫﻨﺪ. وى ﺑﺎ اﺳﺘﻔﺎده از ﻳﻚ ﻣﺪل ﺗﻠﻔﻴﻘﻰ (ﭘﻨﻞ) ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ اﻳﻦ ﺑﺎﻧﻚﻫﺎ را ﺑﻴﻦ ٢٠ ﺗﺎ ٢٤ درﺻﺪ در ﺳﺎل ﺗﺨﻤﻴﻦ زد. تائبی نقندری و همکاران (2018) نشان دادند که عامل آنتروپی صورت‌های مالی رابطۀ معکوسی با سرعت رسیدن شرکت‌ها به ساختار سرمایه‌شان دارد. طالبی نجف آبادی و همکاران (2018) نشان دادند که ﺑﻴﻦ ارزش اﺧﺘﻴﺎر ﺧﺮﻳﺪ و ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ رابطۀ ﻣﻌﻨﺎدار وﺟﻮد ﻧﺪارد؛ اﻣﺎ ﺑﻴﻦ ﺑﺎزدۀ ﻣﻮرداﻧﺘﻈﺎر و ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ رابطۀ ﻣﻨﻔﻰ و ﻣﻌﻨﺎدار وﺟﻮد دارد. دﻟﻮ و ﻫﻤﻜﺎران (2018) ﻧﺸﺎن دادند که ﻣﻘﺪار اﻫﺮم ﻓﺎرغ از ﺳﻴﺎﺳﺖﻫﺎی ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ ﺑﻪ ﻣﻴﺎﻧﮕﻴﻦ ﮔﺮاﻳﺶ دارد. اﻳﻦ ﭘﺪﻳﺪه ﻛﻪ ﺑﺎزﮔﺸﺖ ﻣﻜﺎﻧﻴﻜﻰ ﺑﻪ ﻣﻴﺎﻧﮕﻴﻦ ﻧﺎﻣﻴﺪه ﻣﻰﺷﻮد، ﺑﺮ ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪﺷﺪه ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻣﻰﮔﺬارد. ﺷﺮﻛﺖﻫﺎﻳﻰ ﻛﻪ در ﺑﺎﻻی اﻫﺮم ﻫﺪف ﻗﺮار داﺷﺘﻪاﻧﺪ و ﺑﺎ ﻛﺴﺮی ﻣﺎﻟﻰ روﺑﻪرو ﺑﻮده‌اﻧﺪ، ﻧﺴﺒﺖ‌ﺑﻪ ﺳﺎﻳﺮ شرکت‌ها ﺑﺎ ﺳﺮﻋﺖ ﺑﻴﺸﺘﺮی ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﺧﻮد را ﺗﻌﺪﻳﻞ ﻛﺮده‌اﻧﺪ و با ﺣﺬف اﺛﺮ ﺑﺎزﮔﺸﺖ ﺑﻪ ﻣﻴﺎﻧﮕﻴﻦ، ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ اﻫﺮم ﻛﺎﻫﺶ می‌یابد. پژوهش‌های دیگر علاقه‌مند به رابطۀ ﻣﻴﺎن ﺣﺎﻛﻤﻴﺖ ﺷﺮﻛﺘﻰ و ﺗﺼﻤﻴﻤﺎت ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ بودند (Fatahi et al., 2018; MoeinAddin et al., 2014). نتایج این پژوهش‌ها حاکی از ارتباط مثبت بین ﻛﻴﻔﻴﺖ ﺣﺎﻛﻤﻴﺖ ﺷﺮﻛﺘﻰ با ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ بود. به ‌عبارت ‌دیگر، شرکت‌هایی که حاکمیت شرکتی قوی‌تری دارند، به‌دنبال توازن در ساختار سرمایه خود هستند.

ﻟﻴﺮى و راﺑﺮﺗﺲ (2005) ﺑﻴﺎن کردند ﻛﻪ بیشتر ﺑﺮرﺳﻰﻫﺎى ﻗﺒﻠﻰ ﺑﻪ‌ﻃﻮر ﺿﻤﻨﻰ اﻳﻦ ﺗﻌﺪﻳﻞ را ﺑﺪون ﻫﺰﻳﻨﻪ ﻓﺮض ﻛﺮده‌اﻧﺪ. در اﻳﻦ ﺣﺎﻟﺖ شرکت‌ها ﻗﺎدرند، ﺑﻪ‌ﻃﻮر ﭘﻴﻮﺳﺘﻪ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﺧﻮد را ﺑﻪ‌ﺳﻤﺖ اﻫﺮم ﺑﻬﻴﻨﻪ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﻛﻨﻨﺪ. ﺣﺎل آﻧﻜﻪ در ﺣﻀﻮر ﭼﻨﻴﻦ ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎﻳﻰ، ﭘﺎﺳﺦ ﻓﻮرى ﺑﻪ اﻧﺤﺮاﻓﺎت ﻫﻤﻮاره ﺑﻬﺘﺮﻳﻦ ﺳﻴﺎﺳﺖ ﻧﺨﻮاﻫﺪ ﺑﻮد؛ بنابراین آنها ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎى ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺗﺤﺖ ﺳﻪ ﺳﻨﺎرﻳﻮى ﻣﺨﺘﻠﻒ و ﺷﺒﻴﻪﺳﺎزى ﻧﺴﺒﺖﻫﺎى اﻫﺮﻣﻰ را در ﻫﺮ ﻳﻚ از اﻳﻦ ﺳﻨﺎرﻳﻮﻫﺎ معرفی کردند و ﺑﻪ اﻳﻦ ﻧﺘﻴﺠﻪ رسیدند ﻛﻪ ﺗﺼﻤﻴﻤﺎت ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ شرکت‌ها ﺑﺎ ﻓﺮﺿﻴﻪ ﺗﻌﺪﻳﻞ دﻳﻨﺎﻣﻴﻚ اﻫﺮم ﺳﺎزﮔﺎرى دارد (Leary & Roberts, 2005). ﻓﻼﻧﺮى و ﻫﺎﻧﻜﻴﻨﺰ^[1] (2007) ﺧﺎﻃﺮنشان کردند، ﺗﺼﻤﻴﻤﺎت ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪاى ﻧﻪ‌ﺗﻨﻬﺎ ﺑﺮ ﺳﻄﺢ ﻣﻄﻠﻮب اﻫﺮم، ﺑﺮ ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎى ﺑﺮآﻣﺪه از ﻫﺪف و ﺗﻌﺪﻳﻞ در راﺳﺘﺎى ﻫﺪف ﻧﻴﺰ ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻣﻰﮔﺬارد. مرور مطالعات گذشته نشان‌دهندۀ آن است که سرعت تعدیل ساختار سرمایه تحت‌تأثیر ویژگی‌های مختلف شرکت‌ها و صنایع مرتبط با آنها قرار می‌گیرد (Haghighi Talab et al., 2018). ویژگی‌های تعیین‌کنندۀ سرعت تعدیل ساختار سرمایه شامل اندازۀ شرکت، سودآوری، سطح دارایی‌های ثابت، ریسک، نقدینگی، فرصت رشد، نرخ رشد GDP، نرخ ارز، نرخ تورم، رقابت، نرخ بهره، نرخ مؤثر مالیات، عرضۀ پول، جریان نقدی آزاد و نسبت پوشش بهره است (Haghighitalab et al., 2018; Mosaddegh et al., 2019; khamseh & Khodabande, 2020; Liu et al., 2020; Zamanisabzi et al., 2020; Wojewodzki et al., 2020).

پژوهش‌های پیشین نشان‌دهندۀ آن است که شرکت‌های بزرگ‌تر ﺑﺎ عدم تقارن اطلاعاتی کمتر، ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ اﻳﻨﻜﻪ دﺳﺘﺮﺳﻰ ﺑﻬﺘﺮى ﺑﻪ ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﻰ ﺑﻴﺮوﻧﻰ ﺧﻮاﻫﻨﺪ داﺷﺖ، هزینه‌های ﻣﺎﻟﻰ ﻛﻤﺘﺮى دارﻧﺪ. ﭘﺎﻳﻴﻦ‌ﺑﻮدن ﻫﺰینۀ ﻣﺎﻟﻰ ﺷﺮﻛﺖ به‌منزلۀ ﭘﺎﻳﻴﻦ‌ﺑﻮدن ﻫﺰینۀ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ ﺧﻮاﻫﺪ ﺑﻮد؛ ﺑﻨﺎﺑﺮاﻳﻦ پیش‌بینی می‌شود، شرکت‌های ﺑﺰرگ ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎى ﺗﻌﺪﻳﻞ ﻛﻤﺘﺮى داﺷﺘﻪ ﺑﺎﺷﻨﺪ و درﻧﺘﻴﺠﻪ ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ آنها بیشتر باشد (Flannery & Hankins, 2007). ﺑﻪ ﻋﺒﺎرت دﻳﮕﺮ، اﺳﺘﺪﻻل می‌شود، ﺷﺮﻛﺖﻫﺎى ﺑﺰرگ ﻧﻮﺳﺎن ﮔﺮدش ﻧﻘﺪى ﻛﻤﺘﺮى دارﻧﺪ (Liu et al., 2020). درنتیجۀ ﻛﺎﻫﺶ ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎى ﺑﺎﻟﻘﻮۀ ﺗﻮﻗﻴﻒ، ﺳﻮد ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺷﺮﻛﺖ ﻧﻴﺰ در ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﻫﺪف ﻛﺎﻫﺶ ﻳﺎﻓﺘﻪ است ﻛﻪ به‌دﻧﺒﺎل آن ﻛﺎﻫﺶ ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ را ﻧﻴﺰ در ﺑﺮدارد (Flannery & Hankins, 2007). اﮔﺮﭼﻪ ﻓﻼﻧﺮى و ﻫﺎﻧﻜﻴﻨﺰ (2007) ﻣﻴﺎن اﻧﺪازۀ ﺷﺮﻛﺖ و ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ رابطۀ ﻣﺜﺒﺘﻰ در ﻧﻈﺮ ﮔﺮﻓﺘﻪاﻧﺪ، ﻫﺎس و ﭘﻴﺘﺮز^[2] (2006) و ﺑﺎﻧﺮﺟﻰ (2005) رابطۀ ﻣﻌﻜﻮﺳﻰ ﺑﻴﻦ اﻳﻦ دو ﻣﺘﻐﻴﺮ ﮔﺰارش کردند.

ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻧﻈﺮ ﻓﻼﻧﺮى و ﻫﺎﻧﻜﻴﻨﺰ (2007) ﺳﻮدآورى، ﻫﺰﻳﻨﻪ و ﺳﻮد، ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﻳﻚ ﺷﺮﻛﺖ را ﺗﺤﺖ‌ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻗﺮار ﺧﻮاﻫﺪ داد. ﺷﺮﻛﺘﻰ ﻛﻪ ﺳﻮدآورى ﺑﻴﺸﺘﺮى داﺷﺘﻪ ﺑﺎﺷﺪ، اﻧﻌﻄﺎف ﺑﻴﺸﺘﺮى در ﺗﺼﻤﻴﻤﺎت ﻣﺎﻟﻰ (ﺑﺎ ﻣﺤﺪودﻳﺖﻫﺎى ﻛﻤﺘﺮ) و ﺳﻬﻢ ﺑﻴﺸﺘﺮى از ﺻﺪور اوراق ﺑﻬﺎدار ﺑﺎ ﻧﺴﺒﺖ ﻗﺎﺑﻞ‌ﻗﺒﻮل ﺧﻮاﻫﺪ داﺷﺖ (ﻫﺰﻳﻨۀ ﻛﻤﺘﺮ در ﺗﺄﻣﻴﻦ ﻣﺎﻟﻰ ﺑﻴﺮوﻧﻰ)؛ ﺑﻪ اﻳﻦ ﻣﻌﻨﺎ ﻛﻪ شرکت‌ها ﺳﻮدآورى ﺑﻴﺸﺘﺮى ﺑﺎ ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎى

[1]. Flannery & Hankins

[2]. Haas & Peeters

ﻛﻤﺘﺮ در راﺳﺘﺎى اﻳﺠﺎد ﺗﻮازن ﻣﺠﺪد ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﻫﺪﻓﻤﻨﺪ ﺗﺠﺮﺑﻪ ﺧﻮاﻫﻨﺪ کرد. ﻋﻼوه ﺑﺮ آن، ﺳﻮد بیشتر ﻣﻮﺟﺐ اﻓﺰاﻳﺶ ارزش درﺻﺪ ﺳﭙﺮ ﻣﺎﻟﻴﺎﺗﻰ ﺑﺪﻫﻰ ﻳﺎ ﺑﻪ ﺣﺪاﻗﻞ رﺳﺎﻧﺪن رﻳﺴﻚ داراﻳﻰ ﺟﺎﻳﮕﺰﻳﻦ ﻣﻰﺷﻮد (اﻓﺰاﻳﺶ ﺳﻮد ﺗﻌﺪﻳﻞ). ﺑﻪ‌ﺧﺼﻮص زﻣﺎﻧﻰ ﻛﻪ ﺷﺮﻛﺖ ﭘﺎﻳﻴﻦﺗﺮ از اﻫﺮم ﻗﺮار دارد (Flannery & Hankins, 2007)؛ ﺑﻨﺎﺑﺮاﻳﻦ ﻣﻰﺗﻮان درک کرد که ﺳﻮدآورى ﺷﺮﻛﺖ ﺑﻪ‌ﺻﻮرت ﻣﺜﺒﺖ ﺑﺮ ﺷﻴﻮه‌اى اثرگذار است ﻛﻪ شرکت‌ ﺳﺎﺧﺘﺎر ﺳﺮﻣﺎیۀ ﺧﻮد را ﺑﺮاﺳﺎس آن ﺗﻌﺪﻳﻞ می‌کند (Zamanisabzi et al., 2020). بعضی از پژوهش‌ها نشان داده‌اند که سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع تولیدی و خدماتی متفاوت است (Chasiotis et al., 2022). بر این اساس فرضیه‌های پژوهش مطرح می‌شود:

فرضیۀ اصلی پژوهش:

H₁. سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

فرضیه‌های فرعی پژوهش:

H₂. تأثیر اندازۀ شرکت بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع تولیدی و خدماتی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₃. تأثیر سودآوری بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₄. تأثیر دارایی‌های ثابت بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₅. تأثیر ریسک بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₆. تأثیر نقدینگی بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₇. تأثیر فرصت رشد بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₈. تأثیر نرخ رشد GDP بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₉. تأثیر نرخ ارز بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₁₀. تأثیر نرخ تورم بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

 H₁₁. تأثیر رقابت محصول بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₁₂. تأثیر نرخ بهره بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₁₃. تأثیر نرخ مؤثر مالیات بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₁₄. تأثیر عرضۀ پول بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₁₅. تأثیر جریان نقدی آزاد بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

H₁₆. تأثیر نسبت پوشش بهره بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تفاوت دارد.

روش پژوهش

جامعۀ آماری پژوهش حاضر شامل کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که ویژگی‌های زیر را دارند: شرکت‌های موردمطالعه در این پژوهش باید تاریخ پذیرش آنها در سازمان بورس اوراق بهادار به قبل از سال 1392 برگردد و تا پایان سال 1398 همچنان در فهرست شرکت‌های بورسی قرار داشته باشند. دورۀ مالی شرکت‌ها فقط یک سال مالی (365 روز) باشد. بهتر است، برای یکنواختی و سهولت در انجام محاسبات شروع سال مالی شرکت‌ها اول فروردین ماه و پایان سال مالی شرکت‌ها 29 اسفند ماه باشد و دارای اطلاعات کامل و در دسترس باشند.

به‌منظور گردآوری داده‌های مربوط به متغیرهای پژوهش از سایت کدال (صورت‌های مالی شرکت‌ها) استفاده شد. داده‌های مربوط به محاسبۀ نرخ رشد GDP و تورم از مرکز آمار ایران و نرخ بهره با توجه به اعلام بانک مرکزی در ادوار مختلف استخراج شد. در این بخش اطمینان حاصل شد که داده‌های جمع‌آوری‌شده از صحت و دقت برخوردارند. پس از جمع‌آوری اطلاعات برای انتخاب از بین روش‌های الگوهای رگرسیونی ترکیبی و الگوی داده‌های تابلویی از آزمون F لیمر استفاده شد و با استناد به نتایج آزمون هاسمن یکی از الگوهای اثرات ثابت یا تصادفی انتخاب خواهد شد. به این صورت که ابتدا با توجه به فرضیه‌های پژوهش پس از بررسی مدل رگرسیون برای سنجش معنادار بودن یا نبودن ارتباط متغیرهای وابسته و مستقل مدنظر، مدل رگرسیون چندگانه با استفاده از داده‌های ترکیبی (سری زمانی و مقطعی) به‌‌صورت زیر برآورد می‌شود:

که در آن i=1,2,…,N نشان‌دهندۀ واحدهای مقطعی و t=1,2,…T بر زمان (هفت‌ساله) اشاره دارد. سایر متغیرها نیز به‌صورت زیر تعریف می‌شوند:

متغیر اهرم مالی (ساختار سرمایۀ شرکت) نشان‌دهندۀ این است که چقدر بدهی برای تأمین دارایی‌های شرکت استفاده شده است. این شناخت که نشان‌دهندۀ نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌های شرکت است، در فرمول (2) آورده شده است (Davallou & Rezaeian, 2016):

که در آن  (اهرم مالی شرکت i در سال t)، :  (کل بدهی شرکت i در سال t) و  (کل دارایی‌های شرکت i در سال t)

به‌منظور سنجش متغیر اندازۀ شرکت از معیار لگاریتم کل دارایی‌ها استفاده شده است (Yin & Tian, 2017). به این ترتیب که لگاریتم کل دارایی‌های شرکت‌های موردبررسی برای دورۀ 1392 الی 1398 محاسبه شده است.

:  اندازۀ شرکت i در سال t

:  لگاریتم کل دارایی‌های شرکت i در سال t

از نسبت سود عملیاتی قبل از کسر استهلاک به کل دارایی‌های اول دوره به‌عنوان شاخص سودآوری استفاده شده است (Yin & Tian, 2017). ایزدی‌نیا و همکاران (2013) بیان کردند که سود عملیاتی در مقایسه با سود خالص قدرت پیش‌بینی‌کنندگی بهتری در مدل‌های اقتصادسنجی دارد. نحوۀ محاسبۀ آن در فرمول (4) آمده است:

که در آن  و  به‌ترتیب نشان‌دهندۀ سود عملیاتی قبل از کسر استهلاک به کل دارایی‌های اول دورۀ شرکت i در سال t و سود عملیاتی قبل از کسر استهلاک شرکت i در سال t است.

به‌منظور ارزیابی متغیر دارایی‌های ثابت از نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌ها استفاده شده است (khoshkar et al., 2020). فرمول (5) نشان‌دهندۀ نحوۀ محاسبۀ دارایی‌های ثابت است.

که در آن  و  به‌ترتیب نشان‌دهندۀ نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌های شرکت i در سال t و دارایی‌های ثابت مشهود شرکت i در سال t است.

متغیر ریسک تجاری با اهرم عملیاتی (نسبت تغییر در سود قبل از بهرۀ مالیات به تغییرات فروش در فروش خالص شرکت) سنجیده و ارزیابی می‌شود (Olfati & Ohadi, 2022) (فرمول 6):

که در آن ،  و  به‌ترتیب نشان‌دهندۀ ریسک تجاری شرکت i در سال t، تغییرات در سود قبل از بهره و مالیات شرکت i در سال t و تغییرات در فروش خالص (کل فروش) شرکت i در سال t است.

اثر متغیر نقدینگی بر میزان اهرم استفاده‌شده در ساختار سرمایه با شاخص نسبت جاری سنجیده می‌شود. در این نسبت فرض بر این است که دارایی‌های جاری پشتوانۀ بازپرداخت بدهی‌های جاری شرکت است (khoshkar et al., 2020). هرچه این نسبت بیشتر باشد، وضعیت نقدینگی شرکت بهتر است (فرمول 7).

که در آن ،    و  به‌ترتیب نشان‌دهندۀ نقدینگی (نسبت جاری) شرکت i در سال t، دارایی‌های جاری شرکت i در سال t و بدهی‌های جاری شرکت i در سال t است.

محاسبۀ فرصت‌های رشد از طریق فرمول (8) انجام می‌شود:

که در آن ،  و  به‌ترتیب نشان‌دهندۀ نسبت قیمت بازار به دفتری سهام شرکت i در سال t، ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t و ارزش بازاری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t است (Hosseini et al., 2017).

کل ارزش ریالی محصولات نهایی تولیدشده توسط واحدهای اقتصادی مقیم کشور در دورۀ زمانی معین (سالانه یا فصلی ) را تولید ناخالص داخلی می‌نامند. برای محاسبۀ نرخ رشد GDP از روش ارزش‌افزوده در داخل کشور استفاده می‌شود. در این شیوۀ محاسبه ابتدا، کلیۀ فعالیت‌های اقتصادی به بخش‌های متفاوت تقسیم‌بندی می‌شوند و سپس ارزش‌های اقتصادی را که هر بخش ایجاد کرده است، محاسبه می‌کنند. از آنجا ‌که طبق تعریف مبنای محاسبه، ارزش‌های اقتصادی ایجاد‌شدۀ هر بخش در سال جاری توسط عوامل تولیدی مربوط به آن بخش است، ارزش کالاهای واسطه‌ای و نیمه‌ساختۀ مربوط به سال یا سال‌های قبل و نیز تمام هزینه‌های واسطه‌ای (مشارکت بخش‌های دیگر) از آن کسر شد. درواقع، ارزش‌افزودۀ هر بخش متناظر با حقوق و دستمزد، اجاره، بهره و سود عوامل تولید آن بخش است (Lashgari et al., 2018).

برای محاسبۀ نرخ برابری ارزها روش‌های مختلفی وجود دارد؛ مبنای کالایی که براساس نرخ تورم کشورها محاسبه می‌شود، قدرت برابری خرید که در این روش میزان پول به کار گرفته‌شده برای یک سبد ثابت کالایی در چند کشور مقایسه شده و نرخ تبدیل محاسبه می‌شود، روش دیگر بر مبنای تراز پرداخت‌هاست که مابه‌التفاوت میزان ارز وارد و خارج‌شده به کشور را مبنا قرار می‌دهد و با حجم نقدینگی مقایسه می‌کند. بانک‌های مرکزی در دنیا ازجمله بانک مرکزی ایران براساس فرمول (Reelection rate) نرخ واقعی ارز را محاسبه می‌کند (Hosseini et al., 2017). منظور از نرخ ارز در پژوهش حاضر، نرخ ارز رسمی است که بانک مرکزی اعلام می‌کند.

نرخ تورم، شاخصی برای نمایش ارزش پول و قدرت خرید است که در یک بازۀ زمانی محاسبه می‌شود. نرخ تورم برابر با تغییرات نسبی در شاخص قیمت است که اغلب شاخص قیمت مصرف‌کننده ^[1] است. نرخ تورم ممکن است از طریق محاسبۀ قیمت هفتگی، ماهانه و سالانه برای یک سبد کالای پایه حاصل شود. این سبد که به‌عنوان سبد پایه و شاخص کالا شناخته می‌شود، هرچند سال یک ‌بار بازنگری می‌شود (Davoodi & Zolghadri., 2012).

[1]. Consumer Price Index (CPI)

برای اندازه‌گیری رقابت محصول از شاخص هرفینددال – هریشدمن (HHI) استفاده شد. این شاخص میزان تمرکز صنعت را اندازه‌گیری می‌کند. هرچه این شاخص بزرگ‌تر باشد، میزان تمرکز بیشتر است و رقابت کمتری در صنعت وجود دارد و برعکس. شاخص هرفینددال -هریشدمن از حاصل جمع توان دوم سهم بازار کلیۀ بنگاه‌های فعال در صنعت طبق فرمول (9) انجام می‌گیرد (Korzbor & Shahverdiani,. 2017): 

که در آن  نشان‌دهندۀ میزان فروش است.

بهره هزینه‌ای است که وام‌گیرنده برای استفاده از یک دارایی پرداخت می‌کند. به عبارت دیگر، نرخ بهره قیمت وام‌گیری در بازار پول است؛ یعنی اگر پولی از بازار پول قرض گرفته شود، چقدر هزینه در برخواهد داشت. به‌طور طبیعی هرچه تورم بیشتر باشد، نرخ قرض‌گرفتن در بازار پول هم بیشتر می‌شود. نرخ بهره‌روی سایر بازارها و میزان سرمایه‌گذاری در یک کشور تأثیر چشمگیری دارد (Davoodi & Zolghadri., 2012).

روش‌های مختلفی برای محاسبۀ نرخ مؤثر مالیات وجود دارد که با توجه به سطح دسترسی داده‌های آماری به انواع مختلفی تقسیم‌بندی می‌شود (Uemura, 2022) (فرمول 10):

جریان نقدی که شرکت پس از خروج وجه نقد و برای پوشش عملیات جاری و حفظ دارایی‌های شرکت در اختیار دارد، جریان آزاد نقدی است. شرکت‌ها از این وجوه برای توسعه و گسترش کسب‌وکار خود، افزایش تولید و فروش و پرداخت بدهی‌ها استفاده می‌کنند. علامت اختصاری آن در این پژوهش FCF است. برای محاسبۀ آن از فرمول (11) استفاده می‌شود:

که در آن Net cash flow operating activities و Cash dividends به‌ترتیب نشان‌دهندۀ خالص جریان نقدی فعالیت‌های عملیاتی و سود نقدی سهم است که در صورت‌های مالی گزارش می‌شود و Capital expenditure، هزینۀ سرمایه است.

نسبت پوشش بهره بیانگر این است که تا چه اندازه می‌توان از محل سود قبل از کسر بهره و مالیات هزینۀ بهره را پوشش داد. هرچه این نسبت افزایش یابد، ریسک مالی (نپرداختن بدهی) بیشتر می‌شود؛ بنابراین ریسک ورشکستگی افزایش می‌یابد. فرمول (12) نشان‌دهندۀ نسبت پوشش بهره است (Chawa, 2021).

معادلۀ عرضۀ پول در اقتصاد ایران برحسب اجزای پایۀ پولی و نرخ بهره به‌صورت زیر خواهد بود.

M = k(NFA + NGL + NOA) + kr

در رابطۀ فوق، عرضۀ پول در ایران تابعی از نرخ بهره و درون‌زا در نظر گرفته شده است. در معادلۀ فوق عبارت k(NFA + NGL + NOA) نشان‌دهندۀ جزء ثابت عرضۀ پول است که در اختیار بانک مرکزی و برون‌زاست. عبارت kr نشان‌دهندۀ بخش درون‌زای عرضۀ پول است. علاوه بر این، NFA دارایی‌های خارجی و ذخایر طلای بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، NGL بدهی دولت و بانک‌های دولتی به بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، NOA سایر دارایی‌ها و بدهی‌ها به‌علاوۀ حساب سرمایۀ بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، r نرخ سود علی‌الحساب تسهیلات اعطایی بانک‌های تجاری و تخصصی و k ضریب فزایندۀ حجم پول است.

قسمت دوم مدلی که برای تخمین سرعت تعدیل استفاده خواهد شد، یک مدل تعدیل جزئی است که از سوی مارک نرلاو^[1] مطرح شده است. مدل تعدیل جزئی نرلاو به‌صورت زیر نمایش داده می‌شود:

[1] .Mark Nerlove

در این مدل،  اهرم هدف شرکتi ام در زمان t،  و  به‌ترتیب اهرم‌های واقعی شرکتiام در زمان‌های t و t-1 است.  نیز سرعت تعدیل جزئی و  جزء اخلال مدل است. درواقع، این مدل اجازه می‌دهد که هر سال شرکتi ام شکاف بین اهرم واقعی و هدف خود را به مقدار  کاهش دهد. چنانچه مدل براساس اهرم واقعی شرکت مرتب شود، معادلۀ (14) به دست می‌آید:

تخمین مدل فوق مشکلی مهم دارد. مشکل غیرقابل مشاهده‌ یا اندازه‌گیری بودن اهرم هدف  است. برای رفع مشکل اول، از طریق مدل‌سازی نسبت بدهی هدف به کمک متغیرهای مؤثر بر ساختار سرمایه تخمین معقولی از اهرم هدف شرکت به دست می‌آید. درواقع، مدل بر این اساس شکل می‌گیرد که اهرم هدف شرکت‌های مختلف در گذر زمان با اثرپذیری از عوامل تعیین‌کنندۀ ساختار سرمایه دستخوش تغییر شود (فرمول 15).

که در رابطۀ فوق  برداری از ویژگی‌های شرکi ام در زمان t-1 است که با مزایا و هزینه‌های فعالیت تحت نسبت‌های اهرمی متفاوت مرتبط است.  هم ضریب تخمینی این بردار خواهد بود. طبق نظریۀ توازی  است. بردار  در برگیرندۀ مجموعه عواملی است که بر ساختار سرمایۀ شرکت‌ها مؤثر هستند (Gujarati, 2004). اگرچه این عوامل در مطالعات گوناگون با تغییرات اندکی همراه بوده‌اند، بخش اعظم ادبیات ساختار سرمایه بر روی تعدادی از این عوامل اتفاق‌نظر دارند که درحقیقت متغیرهای این پژوهش را شامل می‌شوند.

در این قسمت پایایی متغیرها و آزمون‌های آن در داده‌های ترکیبی بحث می‌شود. پایایی متغیرهای پژوهش به این معنی است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است؛ درنتیجه استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود. بدین منظور در این پژوهش از آزمون لوین، لین و چو استفاده شد. لوین، لین و چو نشان دادند که در داده‌های ترکیبی استفاده از آزمون ریشۀ واحد برای ترکیب داده‌ها قدرت بیشتری نسبت‌‌به استفاده از آزمون ریشۀ واحد برای هر مقطع به‌صورت جداگانه دارد. در این آزمون فرض صفر نشان‌دهندۀ وجود ریشۀ واحد در سری است. نتایج آزمون لوین، لین و چو نشان از آن داشت که تمام متغیرهای پژوهش در هر دو گروه صنایع تولیدی و خدماتی ایستا بودند. نتیجه گرفته می‌شود که همۀ داده‌ها پایا هستند (ریشه واحد ندارند) و پایابودن داده‌ها نشان‌دهندۀ غیر کاذب بودن برآورد مدل رگرسیونی در مراحل بعدی خواهد بود. به‌علاوه، نتایج آزمون‌های F لیمر (چاو)، هاسمن و آرچ LM به‌ترتیب مبنی بر مدل تابلویی دیتا، اثرات ثابت و همسانی واریانس در هر دو گروه صنایع تولیدی و خدماتی تأیید شد. در ادامه، تلاش شد، مدل مناسبی طرح و برآورد شود که در حد مقبولی تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهد (جدول 1).

جدول (1) نتایج حاصل از تخمین مدل هر دو گروه

Table (1) The results of estimating the fixed effects model to test the hypotheses of both groups

*مأخذ: یافته‌های پژوهش

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از جدول (1)، ضریب برآوردشدۀ سرعت ساختار سرمایه در سطح احتمال 5 درصد در هر دو گروه معنادار شده است و دارای مقدار ضرایب متفاوت هستند؛ بنابراین فرضیۀ اول (فرضیۀ اصلی) مبنی بر متفاوت‌بودن اندازۀ سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران تأیید می‌شود. به‌علاوه، گفته می‌شود که دربارۀ صنایع خدماتی و تولیدی موردبررسیِ ساختار سرمایه هدف وجود دارد و این شرکت‌ها به‌طور متوسط در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب 73 و 85 درصد به‌سمت ساختار سرمایه هدفشان حرکت می‌کنند. درواقع، این نتایج نشان‌دهندۀ آن است که شرکت‌های موردبررسی در مدت یک سال بیشتر از نصف اهرم مالی هدفشان را جبران می‌کنند. ضرایب برآوردشده در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر اندازۀ شرکت برابر (0009/0) و (194/0) است که در سطح معناداری 5 درصد بیان می‌شود که بین متغیر اندازۀ شرکت و سرعت تعدیل ساختار سرمایه رابطۀ معناداری وجود دارد و با توجه به متفاوت‌بودن ضرایب تأثیر در هر دو گروه صنایع تولیدی و خدماتی فرضیۀ دوم تأیید می‌شود. از طرفی، با توجه به منفی‌بودن ضریب متغیر اندازۀ شرکت این ارتباط معکوس و معنادار است. در ارتباط با فرضیۀ سوم (تأثیر سودآوری بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه) ضریب برآورد‌شده برای متغیر سودآوری در صنایع خدماتی که برابر با (007/0) و نبودِ سطح معناداری آمارۀ t رابطۀ معناداری میان سودآوری و سرعت تعدیل وجود ندارد و در صنایع تولیدی برابر با (13/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری میان سودآوری و سرعت تعدیل وجود دارد.

در بررسی فرضیۀ چهارم (متفاوت‌بودن تأثیر دارایی‌های ثابت بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) نتایج نشان‌دهندۀ آن است که برای متغیر دارایی‌های ثابت در صنایع خدماتی که برابر با (30/0) و نبودِ سطح معناداری آمارۀ t رابطۀ معناداری میان دارایی‌های ثابت و سرعت تعدیل وجود ندارد و در صنایع تولیدی برابر با (150/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 رابطۀ معناداری میان دارایی‌های ثابت و سرعت تعدیل وجود دارد. در بررسی فرضیۀ پنجم (متفاوت‌بودن: تأثیر ریسک بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) برای متغیر ریسک تجاری در صنایع خدماتی که برابر با (0008/0) و نبودِ سطح معناداری آمارۀ t رابطۀ معناداری بین ریسک تجاری سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود ندارد و در صنایع تولیدی برابر با (820/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 5 درصد رابطۀ معناداری بین ریسک تجاری سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد. در بررسی فرضیۀ ششم (تفاوت تأثیر نقدینگی بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) ضرایب به‌دست‌آمده در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر نقدینگی برابر (0001/0) و (015/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد فرضیه تأیید می‌شود. به عبارت دیگر، گفته می‌شود که بین متغیر نقدینگی و سرعت تعدیل ساختار سرمایه رابطۀ معناداری وجود دارد. با توجه به مقادیر متفاوت به‌دست‌آمده برای میزان تأثیر نقدینگی بر سرعت تعدیل هر صنعت فرضیه مورد تأیید است. با توجه به معکوس‌بودن ضریب متغیر نقدینگی گفته می‌شود که این ارتباط معکوس و معنادار است. در بررسی فرضیۀ هفتم (متفاوت‌بودن تأثیر فرصت رشد بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) برای متغیر فرصت‌های رشد در صنایع خدماتی که برابر با (024/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 5 درصد رابطۀ معناداری بین فرصت رشد و سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی وجود دارد و در صنایع تولیدی برابر با (033/0) و نبودِ سطح معناداری آمارۀ t رابطۀ معناداری بین فرصت رشد و سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی وجود ندارد. در بررسی فرضیۀ هشتم (متفاوت‌بودن تأثیر نرخ رشدGDP  بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی)، برای متغیر نرخ رشد GDP در صنایع خدماتی که برابر با (94/5) است، رابطۀ معناداری بین نرخ رشد GDP و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد و در صنایع تولیدی برابر با (43/2) رابطۀ معناداری بین نرخ رشد GDP و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود ندارد. در بررسی فرضیۀ نهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر نرخ ارز بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در صنایع خدماتی و تولیدی) برای متغیر نرخ ارز در صنایع خدماتی که برابر با (20/2) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین نرخ ارز و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد و در صنایع تولیدی برابر با (6/4) رابطۀ معناداری بین نرخ ارز و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود ندارد. در بررسی فرضیۀ دهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر نرخ تورم بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) برای متغیر نرخ تورم در صنایع خدماتی که برابر با (009/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین نرخ تورم و سرعت تعدیل وجود دارد و در صنایع تولیدی برابر با (017/0) است که رابطۀ معناداری بین نرخ تورم و سرعت تعدیل وجود ندارد.

در بررسی فرضیۀ یازدهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر رقابت محصول بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر رقابت محصول برابر (085/0) و (082/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد گفته می‌شود که بین متغیر رقابت محصول و سرعت تعدیل ساختار سرمایه رابطۀ معنی‌داری وجود دارد و با توجه به تفاوت در میزان تأثیر رقابت محصول بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه فرضیه تأیید می‌شود. در بررسی فرضیۀ دوازدهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر نرخ بهره بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی)، در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر نرخ بهره برابر (096/0) و (094/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین نرخ بهره و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد و به علت تفاوت در میزان این تأثیر فرضیه تأیید می‌شود. در بررسی فرضیۀ سیزدهم (متفاوت‌بودن تأثیر نرخ مؤثر مالیات بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر نرخ مؤثر مالیات برابر (073/0) و (068/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین نرخ مؤثر مالیات و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد که با توجه تفاوت در میزان تأثیر فرضیۀ سیزدهم تأیید می‌شود.

در بررسی فرضیۀ چهاردهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر عرضۀ پول بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر عرضۀ پول برابر (048/0) و (044/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین عرضۀ پول و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد و به علت تفاوت در میزان این تأثیر فرضیۀ چهاردهم تأیید می‌شود. در بررسی فرضیۀ پانزدهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر جریان نقدی آزاد بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) در شرکت‌های خدماتی و صنایع تولیدی به‌ترتیب برای متغیر جریان نقدی آزاد برابر (098/0) و (094/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین جریان نقدی آزاد و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد و به علت تفاوت در میزان این تأثیر فرضیۀ پانزدهم تأیید می‌شود. درنهایت، در بررسی فرضیۀ شانزدهم (متفاوت‌بودن تأثیر متغیر نسبت پوشش بهره بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی) در صنایع خدماتی و تولیدی به‌ترتیب برای متغیر نسبت پوشش بهره برابر (068/0) و (065/0) و سطح معناداری آمارۀ t در سطح 10 درصد رابطۀ معناداری بین نسبت پوشش بهره و سرعت تعدیل ساختار سرمایه وجود دارد و به علت تفاوت در میزان این تأثیر فرضیه شانزدهم تأیید می‌شود.

نتایج و پیشنهادها

هدف این پژوهش، بررسی تطبیقی عوامل مؤثر بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی و تولیدی بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1392 الی 1398 بود. بدین منظور پس از مرور اجمالی بر مبانی نظری و پژوهش‌های انجام‌شده در این زمینه چند متغیر شرکتی، بازار و صنعت و اقتصادی اثرگذار بر سرعت تعدیل شامل اندازۀ شرکت، سودآوری، دارایی‌های ثابت، ریسک تجاری، نقدینگی، فرصت‌های رشد، نرخ رشد GDP، نرخ ارز، نرخ تورم، رقابت محصول، نرخ بهره، نرخ مؤثر مالیات، عرضۀ پول، جریان نقدی آزاد، نسبت پوشش بهره بررسی شد. برای آزمون فرضیه‌ها نیز از مدل تابلویی و الگوی رگرسیون داده‌های ترکیبی استفاده شد. برای انتخاب از بین روش‌های الگوهای رگرسیونی ترکیبی و الگوی داده‌های تابلویی از آزمون  Fلیمر استفاده شد که روش داده‌های تابلویی انتخاب شد و لازم بود تا آزمون هاسمن نیز انجام شود که نتایج آزمون هاسمن هم استفاده از الگوی اثرات ثابت را تأیید کرد. برآورد سرعت تعدیل ساختار سرمایه پیامدهای مهمی را برای توازن به‌همراه دارد. هرچه مقدار سرعت تعدیل برآوردشده بیشتر باشد، نشان‌دهندۀ بااهمیت‌بودن اهرم هدف در تصمیمات ساختار سرمایه و درنتیجه کاربرد نظریۀ توازن در توضیح ساختار سرمایه شرکت است. نتایج حاصل از پژوهش نشان‌دهندۀ آن است که در شرکت‌های موردبررسی اهرم هدف وجود دارد و این شرکت‌ها با سرعت به‌نسبت زیادی به‌سمت اهرم هدفشان حرکت می‌کنند. این سرعت به‌دست‌آمده با نتایج پژوهش‌های هاشمی و کشاورزمهر (2015)، آلبانز و شیوزر (2021)، هو و همکاران (2020)، گان و همکاران (2021) و جیانگ و همکاران (2021) مطابقت می‌کند. نتایج این پژوهش نقش مهمی در پژوهش‌های آینده دربارۀ ساختار سرمایه دارد. هرچه مقدار سرعت تعدیل برآوردشده بیشتر باشد، نشان‌دهندۀ بااهمیت‌بودن اهرم هدف در تصمیمات ساختار سرمایه و درنتیجه کاربرد نظریۀ توازن در توضیح ساختار سرمایه شرکت‌هاست. ازجمله نتایج اساسی مورد تأکید در این پژوهش این است که متغیرهای شرکتی بر اهرم و ساختار سرمایه مؤثر هستند و انتخاب هر دسته از سنجه‌های آن نتایج متفاوتی را رقم خواهد زد که لازم است، با توجه به نوع صنعت شرکت‌ها و دامنۀ فعالیت آنها انتخاب شود. سرعت تعدیل صنایع تولیدی و خدماتی ناشی از انتخاب سنجه‌های متفاوت و روش برآورد تغییر خواهد کرد که پژوهش حاضر با به‌کارگیری مدلی جامع از این نواقص اجتناب کرده است.

در راستای نتایج پژوهش حاضر پیشنهاد می‌شود، برای کسب نتایج مطلوب‌تر و واقعی‌تر بازۀ زمانی پژوهش افزایش یابد؛ زیرا افزایش حجم نمونۀ آماری قابلیت مقایسۀ بهتر را فراهم می‌آورد. با توجه به نظریه‌های ساختار سرمایه سرعت تعدیل یکی از مهم‌ترین فاکتورهای هر صنعت محسوب می‌شود. نتایج این پژوهش نیز بر اهمیت این موضوع صحه می‌گذارد؛ بنابراین با توجه به متفاوت‌بودن سرعت تعدیل صنایع مختلف توصیه می‌شود که هنگام بررسی شرکت‌های موجود در هر صنعت توسط سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان، سرعت تعدیل نیز به‌عنوان یک شاخص عملکرد بررسی شود. بررسی و مقایسۀ شرکت‌ها در هر صنعت نتیجۀ مطلوب‌تری ارائه می‌دهد؛ زیرا داده‌ها همگن هستند و تحت‌تأثیر تفاوت‌های بین صنعتی قرار نمی‌گیرند. به مدیران، سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان شرکت‌ها پیشنهاد می‌شود. برای اینکه بتوانند اطلاعات بهتر و کامل‌تری دربارۀ نحوۀ مدیریت و ترکیب منابع مالی شرکت‌ها در اختیار داشته باشند، به‌سرعت تعدیل ساختار سرمایه شرکت‌های مدنظرشان توجه کنند. به مسئولان ذی‌ربط در بازار سرمایه نیز توصیه می‌شود، زمینۀ ایجاد بازار سازمان‌یافته را برای انتشار اوراق بدهی شرکت‌های سهامی عام فراهم آورند تا همۀ شرکت‌ها به‌راحتی در صورت نیاز اقدام به تعدیل ساختار سرمایه خود کنند.

به‌طور کلی پژوهش‌های داخلی کمتر به مقولۀ رفتار ساختار سرمایه طی زمان توجه کرده‌اند و بررسی پیشینۀ پژوهش نشان‌دهندۀ آن است که پژوهش‌های با هدف مطالعۀ تعدیل ساختار سرمایه معدود هستند. در این راستا، به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود، با توجه به اینکه در این پژوهش مشخص شد که رابطه‌ای بین سودآوری و سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین صنایع خدماتی نیست، به‌ظاهر بین سودآوری و سرعت تعدیل ساختار سرمایه این‌گونه تصور می‌شود که رابطۀ مستقیمی وجود دارد و تصور می‌شود که شرکت‌های سودآور سرعت تعدیل بیشتری داشته باشند؛ بنابراین توصیه می‌شود که پژوهشی جداگانه رابطۀ بین این دو عامل را به‌تنهایی بررسی کند. پیشنهاد می‌شود که موضوع پژوهش با در نظر گرفتن سایر سازوکارهای متغیرهای دیگر بررسی شود. پیشنهاد می‌شود، بررسی مقایسه‌ای سرعت تعدیل ساختار سرمایه در سطح صنایع مختلف با تقسیم‌بندی‌های گوناگون (مانند تقسیم‌بندی سازمان بورس) انجام شود. پیشنهاد می‌شود، بررسی مقایسه‌ای سرعت تعدیل ساختار سرمایه با استفاده از نسبت اهرم‌های بازاری و دفتری و سایر روش‌های رگرسیونی انجام شود.