ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار

Transcript

1 سال چهارم شماره 14 تابستان 1395 صفحات ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار 1 محمدرضا اسکندریعطا دانشجوی دکترا اقتصاد بخش عمومی دانشگاه مازندران (نویسنده مسئول) Eskandariata86@gmail.com نادر مهرگان استاد اقتصاد دانشگاه بوعلی سینا mehregannader@yahoo.com ایمان روستا دانشجوی دکترا اقتصاد دانشگاه شیراز i.rousta@gmail.com خصوصیسازی یکی از اجزای برنامههای اصالحات ساختاری است و هدف آن دستیابی به کارایی باالتر بنگاه ها در سطح اقتصاد خرد و همچنین رسیدن به رشد اقتصادی باالتر از بعد اقتصاد کالن است. درصد واگذاری مالکیت شرکتهای دولتی به بخش خصوصی همواره از مسائل بحثبرانگیز در زمینه خصوصیسازی بوده است. در این تحقیق ابتدا با استفاده از روش تحلیل پوششی دادهها ( )DEA به ارزیابی کارایی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران قبل و بعد از خصوصیسازی پرداخته و سپس با استفاده از روش پانل دیتا به ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی با بازده نسبت به مقیاس ثابت و متغیر شرکتها میپردازیم. نمونههای مورد بررسی شامل دادههای ( ) پانل 29 شرکت واگذار شده در بورس اوراق بهادار تهران میباشد. بر اساس نتایج تحقیق پارامتر درصد مالکیت دولت تأثیر منفی و معنادار بر کارایی با بازده نسبت به مقیاس ثابت شرکتها دارد اما در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس بین درصد مالکیت دولت و کارایی ارتباطی وجود ندارد. طبقهبندی.D61, G32, H32, L33 :JEL واژههای کلیدی : کارایی تحلیل پوششی دادهها مالکیت شرکتها. * تاریخ دریافت 1394/11/11 : تاریخ پذیرش 1395/2/29 : فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی

2 54 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 در سالهای اخیر بر اهمیت خصوصیسازی و نقش آن در اصالح ساختار اقتصاد ایران و نیز افزایش رشد اقتصادی در بخشهای مختلف اقتصادی در محافل علمی و سیاستگذاری بسیار تأکید میشود. با ابالغ فرمان اجرای اصل 44 قانون اساسی توسط مقام معظم رهبری و همچنین تصویب الیحه خصوصیسازی هدفگیری کلی دستگاههای اجرایی کشور بر افزایش نقش بخش غیردولتی (خصوصی تعاونی و عمومی غیردولتی) در اقتصاد ایران تعیین شد. بهطور کلی از دو طریق میتوان نقش بخش غیردولتی را در اقتصاد ایران افزایش داد : آزادسازی فعالیتها در بخشهایی که پیشتر بخش غیردولتی مجاز به انجام فعالیت در آنها نبوده است و خصوصیسازی بنگاههای دولتی که با واگذاری درصد مالکیت آنها به بخش خصوصی انجام میگیرد. بر اساس مبانی نظری خصوصیسازی با افزایش مالکیت بخش خصوصی در شرکتها انتظار میرود که با تغییر مدیریت بنگاه کارایی مالی و اقتصادی بنگاهها افزایش یابد. در روش خصوصیسازی از طریق بازار بورس سهام بنگاه دولتی در بازار بورس اوراق بهادار عرضه میشود و بر اساس سازوکار بازار خریداران بخش خصوصی شامل اشخاص حقیقی یا حقوقی اقدام به خرید سهام میکنند. نکته قابل تأمل این است که در نتیجه این اقدام در نهایت بخش خصوصی و دولتی چه سهمی از مالکیت بنگاه را بر عهده خواهند داشت چرا که بیشترین درصد سهام تصاحبشده توسط هریک از طرفین میتواند در مدیریت و اداره بنگاه بسیار مؤثر باشد. اگر پس از اجرای سیاست خصوصیسازی مدیریت بنگاه هنوز بر عهده بخش دولتی باشد نباید انتظار بهبود عملکرد اقتصادی و افزایش کارایی بنگاه را داشت و باید گفت که سیاست مدنظر در اجرا با شکست مواجه شده است. عالوه بر تأثیر نحوه واگذاری مالکیت از بخش دولتی به بخش خصوصی ویژگیهای حاکم بر محیط اقتصاد کالن و عوامل نهادی مختلف در عملکرد مالی و اقتصادی بنگاهها مؤثر است. هدف اصلی مطالعه حاضر بررسی تأثیر افزایش درصد مالکیت بخش خصوصی بر کارایی فنی و مدیریتی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران 2 است. در بخش دوم 1. Privatization 2. Tehran Stock Exchange.1 مقدمه 1

3 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی مورد بررسی قرار میگیرد در بخش سوم تصریح مدل در بخش چهارم متغیرها و دادههای مورد استفاده در مدل ارائه میگردند در بخش پنجم برآورد مدل و در نهایت نتایج تخمین بیان میشود..2 چارچوب نظری.1-2 خصوصیسازی در دهههای اخیر برنامه خصوصیسازی توسط بسیاری از کشورهای در حال توسعه و همچنین توسعهیافته با نظامهای سیاسی مختلف دنبال شده است. بحثهای نظری مربوطبه خصوصیسازی بر دو پیش فرض بنا شدهاند : نخست با خصوصیسازی بنگاه عملکرد آن نسبت به زمانیکه در چارچوب بخش عمومی اداره میشد ارتقا پیدا میکند. دوم با انجام خصوصیسازی تعهدات مالی دولت کاهش مییابد و با کاهش کسری بودجه دولت سالمتی مالی دولت در مجموع بهبود پیدا میکند. موضوع برتری مالکیت خصوصی نسبت به مالکیت عمومی یک بحث نظری قدیمی است و مربوط به بحثهای دهههای اخیر در مورد خصوصیسازی نمیباشد. آدام اسمیت ( )1776 در کتاب ثروت ملل مینویسد " : در هر یک از ممالک پادشاهی اروپا میتوان با فروش یا اجاره امالک شاهی مبالغ درآمد قابل توجهی برای دولت استحصال نمود. آثار چنین اقدامی قطعا نسبت به وضعیت کنونی استفاده از زمینها توسط دربار بهتر است. اگر زمینهای در اختیار دربار تبدیل به امالک خصوصی شود قطعا عملکرد آن ارتقا پیدا میکند و کشت محصوالت کشاورزی در این زمینها افزایش مییابد (غنینژاد.)1391 به دو علت اصلی میتوان گفت که دخالت دولت هرچه بیشتر باشد به همان میزان تواناییهای اقتصادی جامعه کاسته میشود و نظام اقتصادی را ناکارامدتر میسازد نخست اینکه تحمیل نظم دستوری یا سازمانی یعنی نظم مبتنی بر سلسلهمراتب و تعبد بر حوزه فعالیتها و مبادالت آزادانه افراد موجب میشود که انگیزه پیشرفت ابتکار و رقابت جای خود را مفاهیم مورد استفاده در این مطالعه و سپس مطالعات تجربی انجام گرفته در این زمینه

4 56 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 نظم دستوری بر حوزه خصوصی (مبادله آزادانه افراد) پدید میآورد (طبیبیان و همکاران.)1391 برخی از اهداف مترتب بر اجرای برنامه خصوصیسازی شامل مواردی از قبیل ارتقای کارایی و بهرهوری عوامل تولید در سطوح خرد و کالن گسترش زمینه رقابت در فعالیتهای اقتصادی نزدیک شدن به مرز تخصیص بهینه منابع جذب منابع قابل سرمایهگذاری خصوصی در تأمین مالی فعالیتهای اقتصادی تقویت بنیان مالکیت و مشارکت مردم در فعالیتهای اقتصادی کاستن از بار مالی دولت و منطقی کردن اندازه فعالیتهای دولت در اقتصاد ملی است. دالیل ذکر شده بیانگر این هستند که امروزه خصوصیسازی بهطور جدی در بسیاری از کشورها بهعنوان جایگزین گسترش مسئولیتهای دولت در تولید و توزیع کاالها و خدمات مدنظر میباشد..2-2 کارایی در مجموعهای از فعالیتها هنگامی یک فعالیت کارا است که مقدار آن قابل افزایش نباشد مگر اینکه تولید سایر فعالیتها کاهش یابد. در ادبیات اقتصادی کارایی به سه شکل قابل تعریف است : کارایی فنی 1: نشاندهنده میزان توانایی یک بنگاه در حداکثرسازی تولید با توجه به عوامل تولید مشخص است. کارایی تخصیصی 2: نشاندهنده توانایی بنگاه برای استفاده از ترکیب بهینه عوامل تولید با توجه به قیمت آنها است. کارایی اقتصادی 3: نشاندهنده کارایی در نحوه تولید و تخصیص عوامل تولید است. برای اندازهگیری کارایی دو رویکرد ناپارامتریک و پارامتریک معرفی شده است که در ادامه به این دو رویکرد اشاره میکنیم. روش ناپارامتریک : در این روش بهطورکلی عملکرد هر بنگاه با بهترین عملکرد بنگاههای موجود در آن صنعت مقایسه میشود. بهاین صورت که با استفاده از برنامهریزی خطی و بدون 1. Technical Efficiency 2. Allocative Efficiency 3. Economic Efficiency به بیتفاوتی و حتی رقابت منفی دهد و دوم مسئله فقر اطالعاتی فلجکنندهای است که تحمیل

5 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی برنامهریزی خطی فرض میشود که خطاهای اندازهگیری درمورد تمام متغیرها ناچیز است و تفاوت در میزان تولید بنگاههای مختلف صرفا ناشی از تفاوت در کارایی آنها است. این روش در حال حاضر به نام تحلیل پوششی دادهها ( 1)DEA معروف است. در این روش با استفاده از مجموعه اطالعات مربوط به محصوالت نهایی و همچنین کلیه عوامل و نهادههای مؤثر و مورد استفاده در فرایند تولید بر اساس عملکرد بنگاههای نمونه یک حد استاندارد تولید برآورد و به کمک روشهای برنامهریزی خطی کارایی نسبی مؤسسات مورد بررسی در مقایسه با آن سنجیده میشود. کارایی عوامل تولید از طریق توابع فاصلهای عوامل تولید به تفکیک اجزای آن یعنی کارایی تکنولوژیکی کارایی مدیریتی و کارایی مقیاس محاسبه و برآورد میگردد. از مزیتهای این روش عدم محدودیت در استفاده از محصوالت و نهادههای گوناگون و متنوع سازمان یا مؤسسه مورد بررسی است (کوئلی و همکاران.)2005 روشهای پارامتریک : در روشهای پارامتریک برای تخمین کارایی یک تابع توزیع احتمال برای جزء ناکارایی در نظر گرفته میشود. مدلهای مرزی پارامتریک خود به دو دسته مدلهای مرزی معین یا قطعی 2 و مدلهای تحلیل مرزی تصادفی ( 3)SFA تفکیک میشوند (امامیمیبدی.) مطالعات تجربی حسن و همکاران ( )2014 تنوع ساختار مالکیت و عملکرد شرکتها در مالزی را مورد ارزیابی قرار دادهاند. آنها به کمک روش تحلیل پوششی دادهها ( )DEA و با استفاده از دادههای 156 شرکت پذیرفتهشده در بورس کواالالمپور نتیجه گرفتند که تغییر در ساختار مالکیت شرکتها بهرهوری در بخشهای مختلف اقتصادی را تحت تأثیر قرار میدهد. دادههای مورد استفاده از بخشهای مصرفی صنعتی ساختمان تجارت و خدمات بودهاند. 1. Data Envelopment Analysis 2. Deteministic 3. Stochastic Frontier Analyses تحمیل فرم تبعی خاص با اتصال نقاط حدی تابع مرزی موردنظر تعیین میشود. بر اساس

6 58 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 در بورس چین طی دوره ( ) پرداخته است. متغیرهای بهکار گرفته شده شامل Q ROA ROE توبین و متغیر کنترل مالکیت در یک مدل دادههای ترکیبی (پانل) هستند. بر اساس این تحقیق رابطه مالکیت دولتی و عملکرد شرکتهای پذیرفتهشده در بورس چین بهصورت U شکل است. زیتان و تیان ( )2007 با بررسی عملکرد مالی ( )ROA&ROE 59 شرکت تجاری اردنی بین سالهای ( ) دریافتند که ارتباط مثبت معناداری بین تمرکز مالکیت و عملکرد شرکت وجود دارد آنها برای برآورد مدل رگرسیونی با استفاده از دادههای ترکیبی (پانل) از متغیرهای Q ROA ROE توبین و MBR استفاده کردهاند. یامسری و همکاران ( )2006 اثر ساختار مالکیت را بر عملکرد شرکتها در تایوان طی سالهای 1993 تا 1996 با استفاده از روش رگرسیونی پانل دیتا مورد تجزیهوتحلیل قرار دادهاند. در این مطالعه از دادههای درصد مالکیت تعداد سهامداران قیمت سهام و گزارشهای صورتهای مالی 243 شرکت غیرمالی پذیرفتهشده در بورس تایوان استفاده شده است. بر اساس نتایج بهدست آمده کنترل مالکیت ارتباط مثبتی با عملکرد شرکتها دارد. بهصورت که نوع تمرکز مالکیت اندازه عملکرد شرکتی را تحت تأثیر قرار میدهد. محمدی قالیبافاصل و مشکی ( )1389 در تحقیقی به بررسی نقش و اثرات جداگانه و همزمان تمرکز و نوع مالکیت بر دو عامل بازدهی و ارزش شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختهاند. یافتههای پژوهش حاکی از وجود یک رابطه مثبت خطی و معنادار بین دو عامل تمرکز مالکیت و بازدهی شرکتها و عدم وجود هرگونه رابطه معنادار بین مالکیت متمرکز و ارزش شرکتها بوده است. از سوی دیگر نتایج مربوط به آزمون اثرات نوع مالکیت نشان میدهد که برخالف رابطه معکوس بین بازده سهام و نسبت مالکیت دولتی رابطه بین نسبت مالکیت انفرادی شرکتی و خصوصی با بازدهی مستقیم و معنادار است. مهرگان و مبارک ( )1387 به شناسایی میزان اثرات مؤلفههای اقتصاد نوین بر کارایی صنایع مختلف ایران طی سالهای 1374 تا 1384 پرداختند. نتایج حاصل از روش تحلیل پوششی دادهها نشان میدهد که میزان کارایی در صنایع مختلف متفاوت بوده است و مؤلفههای یو ( )2013 در مطالعهای به ارزیابی تأثیر مالکیت دولت بر عملکرد شرکتهای پذیرفتهشده

7 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی کشورهای پیشرفته و سهم مالکیت خصوصی بر میزان کارایی در صنایع مختلف تأثیر مثبت داشتهاند. جهانشاد و دیگران ( )1388 با استفاده از تحلیل پوششی دادهها ( )DEA میزان کارایی نسبی شرکتهای صنعت سیمان و معدن حاضر در بورس اوراق بهادار تهران را طی سالهای ( ) مورد بررسی قرار دادهاند نتایج نشان میدهد بین کارایی فنی و بازده سهام سالیانه ارتباطی وجود ندارد. همانطورکه مشاهده میشود در اغلب تحقیقاتی که به ارزیابی خصوصیسازی در ایران با استفاده از روش DEA پرداختهاند کمتر مطالعهای به کمک روش دومرحلهای به بررسی عوامل مؤثر بر کارایی شرکتها پس از خصوصیسازی پرداخته است. عالوه بر این در هیچ مطالعهای کارایی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار از دیدگاه درصد مالکیت سهام مورد تجزیهوتحلیل قرار نگرفته است..4 روش پژوهش.1-4 مدل تحلیل پوششی دادهها ( )DEA در سال 1978 سه متخصص تحقیق در عملیات به نامهای چارنز کوپر و رودس مقالههایی را ارائه نمودند که طی آن از طریق برنامهریزی خطی اندازهگیریهای کارایی انجام میشد. این روش در حال حاضر به نام DEA یا تحلیل پوششی دادهها شهرت دارد. مدلی که این افراد در تحلیل پوششی دادهها ارائه نمودند به 1CRS شهرت یافت. در سال 1984 بنکر چارنز و کوپر با تغییر در مدل CRS مدل جدیدی را عرضه کردند که بعدها به نام 2VRS شهرت یافت. مدل VRS مدلی از انواع مدلهای تحلیل پوششی دادهها است که در ارزیابی کارایی نسبی واحدهای کارا را که ضریب یک دریافت کردند نسبت به یکدیگر رتبهبندی نمیکند (کوئلی و همکاران.)2005 استفاده از تحلیل پوششی دادهها برای ارزیابی نسبی واحدها نیازمند تعیین دو مشخصه اساسی ماهیت الگو و بازده نسبت به مقیاس الگو میباشد. 1. Constant Returns to Scale 2. Variable Returns to Scale اقتصاد نوین همچون هزینههای تحقیق و توسعه اندازه صنعت مواد اولیه مصرفی وارداتی از

8 60 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 بازده نسبت به مقیاس ثابت ( :)CRC بازده نسبت به مقیاس ثابت یعنی هر مضربی از ورودیها همان مضرب از خروجیها را تولید میکند. بازده نسبت به مقیاس متغیر ( :)VRS بازده نسبت به مقیاس متغیر یعنی هر مضربی از ورودیها میتواند کمتر یا بیشتر از آن را تولید کند. ماهیت الگوی مورد استفاده : ماهیت ورودی و خروجی بر اساس میزان کنترل مدیر بر هر یک از ورودیها و خروجیها تعیین میگردد (امامیمیبدی.) مدل بازدهی ثابت نسبت به مقیاس ( )CRS روش DEA حالت چندحصولی و چندعاملی تولیدی را بهصورت ابتکاری به حالت ساده یکعاملی و یکمحصولی تبدیل میکند. اگر اطالعات در مورد N عامل تولید بنگاه و M محصول برای هر یک از I بنگاه وجود داشته باشد فرایند محاسبه به صورت زیر خواهد بود. maxu,v (u qi / v x j ), ( )1 j 1, 2,3,..., I u qi / v x j 1, u, v 0 st: در رابطه فوق U عبارت است از بردار M 1 شامل وزنهای محصوالت و V بردار N 1 شامل وزنهای عوامل تولید و v و u بهترتیب ترانسپوزههای V و U هستند. ماتریس X یک ماتریس N I از عوامل تولید و ماتریس Y یک ماتریس M I از محصوالت است. در رابطه ( )1 هدف بهدست آوردن مقادیر بهینه V و U است بهطوریکه نسبت کل مجموع وزنی محصوالت به مجموع وزنی عوامل تولید (میزان کارایی هر بنگاه) حداکثر شود. یک مشکل در مورد فرمولهکردن این نسبت خاص آن است که این مسئله راهحلهای نامحدودی دارد. برای اجتناب از این مشکل میتوانیم محدودیت v X = 1 را اعمال کنیم که رابطه ( )2 را بهدست میدهد (کوئلی و همکاران.) بازده به مقیاس الگوی مورد استفاده

9 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی ( )2 j 1, 2,3,..., I, v x 1, qi v x j 0 st:, v 0 در رابطه باال تغییر عالمتگذاری از u به v بهمنظور تأکید بر این نکته است که رابطه جدید یک مسئله برنامهریزی خطی دیگری است. شکل مدل DEA در مسئله برنامهریزی خطی ( )2 بهعنوان ضریب ( )Multiplier معروف است. با بهکار بردن خاصیت دوگان در برنامهریزی خطی میتوان شکل پوششی معادل برای این مسئله را بهدست آورد : min,, ( )3 st: qi Q 0, x i x 0, 0 در رابطه ( )3 یک اسکالر است و λ بردار I 1 عنصری از ثابتها هستند. این شکل پوششی محدودیتهای کمتری از شکل مضربی ( )N+M<I+1 دارد و از اینرو بهطور کلی یک شکل ترجیحی برای حل مسئله است. مقدار بهدست آمده عبارت است از مقدار کارایی برای i امین بنگاه. این مقدار باید کوچکتر مساوی یک باشد که مقدار یک نشاندهنده نقطهای روی مرز است و از این رو بنگاهی که از نظر فنی کارا است را بر طبق تعریف فارل ( )1957 نشان میدهد (کوئلی و همکاران.) مدل بازدهی متغیر نسبت به مقیاس ( )VRS استفاده از بازدهی متغیر نسبت به مقیاس موجب میشود که با محاسبه کارایی فنی بر حسب مقادیر کارایی ناشی از مقیاس و کارایی ناشی از مدیریت تحلیل بسیار دقیقی ارائه شود. انجام این مهم بهوسیله اضافه کرن محدودیت ( I1 λ = 1 قید تحدب) به مسئله دوگان در برنامهریزی خطی با فرض بازدهی ثابت نسبت به مقیاس صورت میگیرد و محاسبات max,v ( qi ),

10 62 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 min,, ( )4 qi Q 0, 0 st: x i x 0 I1 1 محدودیت محدب بودن اساسا این امر را تأمین میکند که یک بنگاه ناکارا تنها در مقابل بنگاههایی با اندازه مشابه محکزنی میگردد یعنی نقطه پیشبینیشده روی مرز DEA ترکیب تحدبی از بنگاههای مشاهده شده است. این محدودیت محدب بودن در حالت CRS وجود ندارد (کوئلی و همکاران.) تعدیل نسبت به محیط عوامل محیطی آن دسته از عواملی هستند که بر کارایی یک بنگاه مؤثر میباشند. در حالیکه عوامل مذکور نهادههای سنتی نبوده و فرض میگردد بهطور مستقیم تحت کنترل مدیریت نیستند. روشهایی وجود دارد که متغیرهای محیطی را میتوان در تجزیهوتحلیل DEA گنجاند. یکی از این روشها روش دومرحلهای شامل حل مسئله DEA در تجزیهوتحلیل مرحله اول است که تنها شامل نهادهها و محصوالت سنتی است. در مرحله دوم مقادیر کارایی بهدست آمده از مرحله اول بر اساس متغیرهای محیطی رگرس میگردند. عالئم ضرایب متغیرهای محیطی جهت تأثیر را نشان داده و آزمونهای فرضیه استاندارد میتوانند برای ارزیابی قدرت رابطهها مورد استفاده قرار گیرند. رگرسیون مرحله دوم میتواند برای اصالح مقادیر کارایی عوامل محیطی با استفاده از ضرایب رگرسیون تخمینی بهکار رود تا تمام مقادیر کارایی برای انطباق با سطح محیط عادی تعدیل گردد (کوئلی و همکاران.)2005 با فرض بازدهی متغیر نسبت به مقیاس انجام میشود (مهرگان و مبارک.)1387

11 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی جامعه آماری تحقیق شامل دادههای پانل 29 شرکت از بین شرکتهای دولتی است که طی سالهای ( ) وارد بورس اوراق بهادار شدهاند. مالک انتخاب شرکتهایی هستند که طی سه سال پس از ورود درصد مالکیت دولت در آنها تغییر یافته و همچنین دادههای آماری آنها مطابق مدل انتخاب شده در دسترس باشد. بنابراین در تخمین مدل از اطالعات مالی و اقتصادی سه سال قبل و سه سال بعد ( ) از ورود شرکتها به بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. اطالعات مورد نیاز از طریق سازمان بورس اوراق بهادار صورتهای مالی شرکتها نرمافزار رهآورد نوین 3 و سازمان خصوصیسازی جمعآوری شده است..7 یافتههای پژوهش در این بخش کارایی مقیاس شرکتها قبل و بعد از ورود به بورس اوراق بهادار تهران به کمک روش DEA ارزیابی خواهد شد. معیارهای کارایی مقیاس را میتوان برای هر بنگاه بهوسیله انجام هر دو مدل CRS و VRS بهدست آورد و سپس مقدار TE را که از CRS بهدست آمده است به دو بخش تجزیه کرد یک جزء مربوط به ناکارایی مقیاس و جزء دیگر مربوط به عدم کارایی فنی محض یا کارایی مدیریتی ( )VRSte میباشند. بین کارایی مقیاس روابط زیر وجود دارد : TECRS TE VRS SE ( )5 بنابراین معیار کارایی فنی به کارایی فنی محض و کارایی مقیاس تجزیه میشود..1 آلومراد - چادرملو - حفاری شمال - حملونقل توکا - هپکو - کارخانجات داروپخشش - خشدمات انفورماتیشک - الکتریشک خودرو شرق - کنتور ایران - مواد دارو پخش - موتور سازان تراکتور - نیشرو تشرانس - پشاالیش نفشت اصشفهان - پشاالیش نفشت تبریز - پارس سوئیچ - پگاه آذربایجان - پگاه اصفهان - پگاه خراسشان - رینش سشازی مششهد - سشایپا شیششه - سشرمایهگشذاری مسکن - سرامیک اردکان - شیمی داروپخشش - سشیمان بهبهشان - سشیمان بوجنشورد - سشیمان ایشالم - سشیمان هگمتشان - سشیمان هرمزگان - تکنوتار..6 متغیرها و دادهها 1

12 64 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 ارزیابی کارایی مقیاس شرکتها قبل و بعد از خصوصیسازی با استفاده از روش DEA نهادهگرا و به کمک نرمافزار DEAP 2.1 و با وجود درآمد حاصل از فروش (به قیمت ثابت سال پایه )1383 بهعنوان عامل ستاده و 3 نهاده سرمایه (بخشی از حقوق صاحبان سهام بهعنوان مبلغ دریافتی از سرمایهگذاران در ازای سهام) هزینه کارکنان (هزینههای عمومی و اداری - هزینههای توزیع و فروش) و خالص داراییهای ثابت تولید (اموال و تجهیزات - زمین - دفتری و اداری) صورت گرفته است. همانطور که نمودارهای ( )1 و ( )2 نشان میدهند روند مشخص و ثابتی را نمیتوان برای مقایسه کاراییهای مقیاس قبل و بعد از خصوصیسازی در نظر گرفت بهطوری که کارایی با بازده ثابت نسبت به مقیاس بعد از خصوصیسازی 16 شرکت کاهش و 13 شرکت افزایش یافته است و میانگین کل کارایی از 0/506 درصد قبل از ورود به بورس به 0/445 درصد بعد از ورود رسیده است. کارایی با بازده متغیر نسبت به مقیاس بعد از خصوصیسازی 17 شرکت کاهش 10 شرکت افزایش و 2 شرکت ثابت برآورد شده است و میانگین کل کارایی از 0/688 درصد به 0/602 درصد کاهش یافته است. از آنجایی که کارایی تعداد بیشتری از شرکتهای منتخب و میانگین کل هر دو الگو کاهش یافته است میتوان گفت کارایی با بازده نسبت به مقیاس ثابت و متغیر بعد از خصوصیسازی بهبود چشمگیری نداشته است و شرکتها میتوانستند با کاهش مصرف نهادهها به اندازه میانگین ناکارایی به همان میزان تولید داشته باشند. نمودار.1 کارایی با بازدهی نسبت به مقیاس ثابت ( )CRS قبل و بعد از خصوصیسازی.8 برآورد کارایی مقیاس قبل و بعد از خصوصیسازی

13 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی تخمین عوامل محیطی بر کارایی بهمنظور ارزیابی عوامل مؤثر بر کارایی شرکتها ی منتخب بعد از ورود به بورس اوراق بهادار از روش تخمین حداقل مربعات معمولی ( )OLS و با استفاده از نرمافزار Eviews9 بهره گرفته شد. مدل مورد استفاده بهصورت زیر است : ( )6 CRSteit Cit 1LIQit 2STATEit 3AGEit 4SIZEit it ( )7 VRSteit Cit 1LIQit 2STATEit 3AGEit 4SIZEit it :CRSteit کارایی با بازده ثابت نسبت به مقیاس شرکت i در زمان.t :VRSteit کارایی با بازده متغیر نسبت به مقیاس شرکت i در زمان.t :Cit مجموع جداگانه اثرات مقطعی و عرض از مبدأ شرکت i در زمان.t :LIQit نقدینگی شرکت i در زمان t که بهصورت نسبت دارایی جاری به بدهی جاری تعریف میشود. :STATEit درصد مالکیت دولت در شرکت i در زمان t که بهصورت درصد سهام متعلق به دولت تعریف میشود. :AGEit سن شرکت i در زمان t که بهصورت تعداد سالهای عملیاتی شرکت تعریف میشود. :SIZEit اندازه شرکت i در زمان t که بهصورت لگاریتم دارایی کل شرکت تعریف میشود. نمودار.2 کارایی با بازدهی نسبت به مقیاس متغیر ( )VRS قبل و بعد از خصوصیسازی

14 66 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 برای تعیین وجود (یا عدم وجود) عرض از مبدأ جداگانه برای هر جفت از شرکتها از آماره F بهصورت زیر استفاده شده است : H0 : K ( )8 RSSUR RSSP / n 1 1 RSSUR / nt n k H1 : i j F n 1, nt n k در رابطه ( UR )8 مشخصکننده مدل محدود نشده و عالمت P نشاندهنده مدل محدودشده با یک عبارت ثابت برای کلیه گروههاست k. نشانگر تعداد متغیرهای توضیحی مدل n تعداد مقطعها و nt تعداد کل مشاهدات و t دوره زمانی مورد نظرمیباشد (مهرگان و مبارک.)1387 پس از انجام آزمون برای الگوی F )28/54( CRSte برابر با 44/40 بهدست آمد بنابراین فرضیه H0 رد شده و اثرات گروه پذیرفته میشود و باید عرض از مبدأهای مختلفی را در برآورد لحاظ نمود. نتایج آزمون F برای الگوی VRSte نشان میدهد که ( F)28/54 برابر با 118/96 میباشد و در نتیجه عرض از مبدأهای مختلفی را در برآورد لحاظ خواهیم کرد. بهمنظور تشخیص تخمین مدل از طریق رهیافت اثرات ثابت یا تصادفی در روش پانل دیتا از آزمون هاسمن استفاده خواهد شد. همانطور که در جدول ( )1 مشاهده میشود (پیوست) مقدار احتمال آماره آزمون هاسمن برای الگوی با بازدهی ثابت نسبت به مقیاس مبنی بر رد فرضیه صفر و پذیرفته شدن مدل اثرات ثابت میباشد. مقدار این آماره برای الگوی با بازدهی متغیر نسبت به مقیاس حاکی از پذیرفتهشدن مدل اثرات تصادفی میباشد. نتایج برآورد عوامل اثرگذار بر هر دو الگوی CRSte و VRSte در جداول ( )2 و ( )3 ارائه شده است (پیوست). ضرایب الگوی با بازدهی ثابت نسبت به مقیاس نشان میدهد که تمام ضرایب بهجز ضریب پارامتر اندازه شرکتها معنادار میباشند. ضرایب پارامترهای درصد مالکیت دولت و سن شرکتها منفی میباشد به این معنا که با فرض ثبات سایر شرایط با افزایش این پارامترها کارایی با بازده ثابت نسبت به مقیاس کاهش مییابد. در حالیکه نتایج :ε it خطای تصادفی

15 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی ضریب پارامتر نقدینگی میباشد. فرض CRS زمانی مناسب است که تمام شرکتها در مقیاس بهینه فعالیت کنند و فعالیت شرکت تحت شرایط باثباتی باشد. بنابراین اگر شرکتها پس از ورود به بورس در مقیاس بهینه فعالیت کنند درصد مالکیت دولت وضعیت نقدینگی و سن آنها بر کارایی ( CRS استفاده بهینه از امکانات تجهیزات تکنولوژی و منابع انسانی) مؤثر خواهد بود. نقش مالکیت دولت در این برآورد توسط درصد سهام متعلق به دولت در شرکتها مورد بررسی قرار گرفته است و بر اساس نتایج با فرض ثبات سایر شرایط هرچه دولت سهم بیشتری در مالکیت شرکتها داشته باشد کارایی با بازدهی نسبت به مقیاس ثابت آنها کمتر است چرا که بنگاه با تغییر در مالکیت شرکت بهسمت بخش خصوصی بهدلیل انگیزه بیشتر رقابت در صنعت در جهت صرفهجویی استفاده بهینه از نهادههای تولیدی و افزایش سودآوری هرچه بیشتر تالش خواهد نمود. هرچه نقدینگی شرکت بیشتر باشد میتواند در مقیاس بهینه کارایی بهتری داشته باشد که این نسبت توانایی پرداخت دیون شرکت در کوتاهمدت را نشان میدهد. اما هرچه سن عملیاتی شرکت باالتر باشد در مقیاس بهینه کارایی کمتری خواهد داشت که بهنظر میرسد شرکتهای با عمر باال بهدلیل رسیدن به مرحله تثبیت اقتصادی در صنعت مورد فعالیت انگیزه کمتری نسبت به شرکتهای تازه تأسیس در افزایش کارایی دارند. همانطور که ذکر شد بر خالف انتظار پارامتر درصد مالکیت دولت در الگوی کارایی ( VRS استفاده بهینه از مدیریت و نوع و عملکرد مدیران) معنادار نیست یعنی سهم مالکیت دولت در شرکتها تأثیری بر کارایی فنی محض ندارد. عواملی چون رقابت ناقص وجود مقررات دولتی و محدودیتهای مالی و غیره میتواند باعث شود که بنگاه در مقیاس بهینه فعالیت نداشته باشد. بهعبارت دیگر هنگامیکه بنگاه در مقیاس بهینه فعالیت نمیکند و ممکن است بازدهی صعودی یا نزولی داشته باشد مالکیت شرکت فارغ از اینکه دست چه بخشی باشد بهدلیل عوامل ذکر شده نمیتواند تأثیری بر کارایی شرکت بگذارد. از سویی همانطور که ذکر شد VRSte کارایی مدیریتی را نشان میدهد و بیمعنا بودن درصد مالکیت دولت بر آن را میتوان در این نکته یافت که اصوال تعیین دقیق تعداد آنچه شرکت دولتی است مورد بحث و اختالف نظر بوده است. برای مثال طبق قانون سهام ضرایب الگوی با بازدهی متغیر نسبت به مقیاس بیانکننده بیمعنا بودن تمام ضرایب بهجز

16 68 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 در حالیکه کماکان 49 درصد سهم دولتی آن شرکتها بهدلیل اینکه سهام عمده است عامل تعیینکننده مدیریت این شرکتها میباشند. بعض ا شرکتهایی وجود دارند که تنها 30 درصد سهام آنها در اختیار دولت است اما بیشترین سهامدار غیردولتی آنها فقط 10 درصد مالکیت را در اختیار دارد و در واقع دولت بهدلیل سهامدار عمده بودن مدیریت اصلی شرکت را در اختیار دارد. بنابراین درصد مالکیت دولت هر اندازه که باشد بهدلیل عدم تغییر مدیریت کارایی مدیریتی را تغییر نخواهد داد. یا بهعبارت دیگر مدیریت دولتی کارایی شرکتها را تغییر نداده است. طبق انتظار پارامتر نقدینگی تأثیر مثبت و معنادار بر کارایی مدیریتی دارد و نشان میدهد که باال بودن نسبت نقدینگی شرکت عملکرد مدیران را تحت تأثیر قرار میدهد. پارامترهای سن و اندازه در کارایی الگوی با بازدهی متغیر نسبت به مقیاس معنادار برآورد نشده است. بر اساس نتایج تخمین ضریب تعیین در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس کمتر برآورد شده است و این بهدلیل بیثباتی شرایط در حالت بازده متغیر میباشد که امری طبیعی است..10 نتیجهگیری در این تحقیق ابتدا بهمنظور اندازهگیری کارایی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران از الگوی DEA نهادهگرا بهره گرفته شد و سپس بهمنظور مشاهده تأثیر عوامل مؤثر بر کارایی فنی و مدیریتی با استفاده از دادههای پانل و به کمک روش حداقل مربعات معمولی برآورد اقتصادسنجی انجام شد. برآورد کارایی قبل و بعد از خصوصیسازی نشاندهنده کاهش میانگین کل کارایی فنی از 0/506 درصد قبل از ورود به بورس به 0/445 درصد بعد از ورود و همچنین کاهش میانگین کل کارایی مدیریتی از 0/688 درصد قبل از ورود به 0/602 درصد بعد از ورود به بورس اوراق بهادار میباشد و شرکتها میتوانستند با کاهش مصرف نهادهها به اندازه میانگین ناکارایی به همان میزان تولید داشته باشند. بر اساس تخمین عوامل مؤثر بر کارایی فنی و مدیریتی پارامتر نسبت نقدینگی در هر دو الگو مثبت و معنادار برآورد گردید که نشاندهنده اهمیت داراییها و بدهیهای جاری در کارایی شرکتها میباشد. دولت از دو طریق میتواند این نسبت را تحت تأثیر قرار دهد تسهیل در تأمین نقدینگی و ایجاد بستر مناسب برای سرمایهگذاری کوتاهمدت در جهت افزایش دارایی جاری و دیگری کاهش شرکتهایی که 51 درصد سهامشان غیردولتی است شرکت دولتی محسوب نمیشوند

17 ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی شرکتها. پارامتر درصد مالکیت دولت تأثیر منفی و معنادار بر کارایی فنی شرکتها دارد و بیانکننده استفاده بهینه از امکانات تجهیزات تکنولوژی و منابع انسانی درصورت افزایش نقش بخشخصوصی در اقتصاد میباش د. اما در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس بین درصد مالکیت دولت و کارایی ارتباطی وجود ندارد. بهعبارت دیگر بهدلیل سهامدار عمده بودن دولت در شرکتهای واگذارشده تغییری در مدیریت شرکتها ایجاد نشده و در نتیجه کارایی مدیریتی بدون تغییر مانده است. بر اساس نتایج این پژوهش شناسایی و ساماندهی شرکتهایی که دولت یا شرکتهای دولتی به هر نسبتی در آنها سهیم هستند و بهطور عموم شرکت دولتی محسوب نمیشوند اما سهامدار عمده آنها دولت است که در حقیقت مدیریت شرکت را بر عهده دارد و واگذاری مدیریت شرکتها از طریق افزایش درصد مالکیت بخش خصوصی میتواند در افزایش کارایی و بهرهوری بنگاهها بسیار مثمر ثمر باشد. بهره تسهیالت مالی کوتاه مدت و کاهش نرخ مالیات بر درآمد در جهت کاهش بدهی جاری

18 70 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 اشرفزاده حمید و نادر مهرگان ( )1389 اقتصادسنجی پانلدیتا مؤسسه تحقیقات تعاون دانشگاه تهران چاپ اول. جهانشاد آزیتا و همکاران ( " )1388 بررسی کارایی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از تحلیل پوششی دادهها و ارتباط آن با بازده سهام " پژوهشنامه حسابداری مالی و حسابرسی" سال 1 شماره 4 صص سعیدی پرویز و جواد قزلسفلو ( " )1387 بررسی تأثیر انتقال مالکیت (خصوصیسازی) بر ROE ROA و ROS شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران" فصلنامه بصیرت سال 16 شماره 42 صص سیلواری محمد ( )1379 بررسی رابطه نوع مالکیت و عملکرد شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران پایاننامه کارشناسی ارشد دانشگاه تهران. غنینژاد موسی ( )1391 آزادسازی و عملکرد اقتصادی انتشارات دنیای اقتصاد چاپ اول. قالیبافاصل حسن و فائزه رنجبردرگاه ( " )1384 بررسی اثر نوع مالکیت بر عملکرد شرکتها (تجربه خصوصیسازی در ایران)" تحقیقات مالی سال 7 شماره 19 صص کوئلی تیموسی جی و همکاران ( )2005 مقدمهای بر تجزیهوتحلیل کارایی و بهرهوری ترجمه محمدرضا ابراهیمیمهر مؤسسه مطالعات و پژوهشهای بازرگانی چاپ اول. محمدی شاپور و همکاران ( " )1388 بررسی اثر ساختار مالکیت (تمرکز و ترکیب) بر بازدهی ارزش شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران" تحقیقات مالی سال 12 شماره 28 صص مهرگان نادر و اصغر مبارک ( " )1387 بررسی تأثیر مؤلفههای اقتصاد نوین بر کارایی صنایع در ایران" فصلنامه اقتصاد مقداری (بررسیهای اقتصادی سابق) سال 5 شماره 2 صص Amornkitvikai, Yot & Charles Harvie (2011), "Finance, Ownership, Executive Remuneration and Technical Efficiency: A Stochastic Frontier Analysis (SFA) of Thai Listed Manufacturing Enterprises", Australasian Accounting Business and Finance Journal, Vol. 5, No. 1, PP Battese, G. E. & T. J. Coelli (1992), "Frontier Production Functions, Technical Efficiency and Panel Data: With Application to Paddy Farmers in India", Journal of Productivity Analysis, Vol. 3, PP Beccalli, E. & B. Casu (2006), "Efficiency and Stock Performance in European Banking", Journal of Business and Accounting, Vol. 33, PP Bottasso, A. & A. Sembenelli (2004), "Does Ownership Affect Firm's Efficiency? Panel Data Evidence on Italy", Empirical Economics, Vol. 29, PP Charnes, A; Cooper W.; Lewin, A. Y. & L. M. Seiford (1994), Data Envelopment Analysis: Theory, Methodology and Applications, Kluwer Academic Publishers: Boston. منابع

19 Downloaded from qjfep.ir at 16: on Tuesday July 17th ارزیابی تأثیر درصد مالکیت دولت بر کارایی Coelli, T. (1996), A guide to DEAP Version 2.1: A Data Envelopment Analysis (Computer) Program, Centre for Efficiency and Productivity Analysis, CEPA Working Paper 96/08, University of New England. Dilling-Hansen, M.; Madsen, E. S. & V. Smith (2003), "Efficiency, R&D and Ownership Some Empirical Evidence", International Journal of Production Economics, Vol. 83, PP Goldar, B. N.; Renganathan, V. S. & R. Banga (2003), "Ownership and Efficiency in Engineering Firms in India", to , Working Paper No. 115, Indian Council for Research on International Economic Relations, New Delhi. Hassan, S.; Othman, Z. & M. Harun (2014), "Ownership Structure Variation and Firm Efficiency", Asian Social Science; Vol. 10, No. 11. Liao, C. S.; Yang, C. H. & D. Liu (2010), "Efficiency, Productivity and Ownership Structure for Securities Firms in Taiwan", Journal of Money, Investment and Banking, Vol. 14, PP Zeitun, R. & G. G. Tian (2007), "Does Ownership Affect a Firm's Performance and Default Risk in Jordan? ", Corporate Governance, Vol. 7, No. 1, PP Yammeesri, J.; Lodh, S. & S. Herath (2006), "Influence of Ownership Structure and Corporate Performance Precrisis: Evidence from Thailand", Int. J. Electronic Finance, Vol. 1, No. 2, PP Yu, M. (2013), "State Ownership and Firmperformance: Empirical Evidence from Chinese Listed Companies", China Journal of Accounting Research, Vol. 6, No. 2, PP

20 72 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 14 جدول.1 آزمون فرضیات پانل دیتا آزمون F آزمونها آزمون هاسمن مدل درجه آزادی آماره احتمال درجه آزادی آماره 0/000 ( ) /40 0/ /33 CRSte 0/000 ( ) /96 0/ /81 VRSte احتمال مأخذ : نتایج تحقیق. جدول.2 برآورد عوامل اثرگذار بر کارایی با بازده ثابت نسبت به مقیاس ( )CRSte بعد از ورود به بورس احتمال آماره t انحراف معیار ضرایب 0/0000 6/303 0/279 1/760 0/0001 0/0018 4/160-3/289 0/021 0/0006 0/088-0/0022 0/ /638 0/008-0/117 0/3601 0/923 0/023 0/022 پارامترها C θ1 θ2 θ3 θ4 Weighted Statistics 78/747 0/0000 0/542 F-statistic ) Prob(F-statistic Sum squared resid 0/979 0/967 0/100 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression مأخذ : نتایج تحقیق. جدول.3 برآورد عوامل اثر گذار بر کارایی با بازده متغیر نسبت به مقیاس ( )VRSte بعد از ورود به بورس احتمال آمارهی t انحراف معیار ضرایب 0/7119 0/370 0/438 0/162 0/0054 2/855 0/043 0/124 0/7781 0/283 0/0014 0/0004 0/1351 1/509 0/005 0/007 0/6732 0/423 0/029 0/012 پارامترها C ϕ1 ϕ2 ϕ3 ϕ4 Weighted Statistics 2/669 0/0378 1/923 مأخذ : نتایج تحقیق. F-statistic ) Prob(F-statistic Sum squared resid 0/115 0/072 0/153 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression پیوست