مجله مهندسي مالي مديريت اراق بهادار شماره بيست سم / تابستان 4951 بررسی عدم تقارن سرعت تعدیل ساختار سرمایه: مدل آستانهای پیا تاریخ دریافت: 38/3/11 تاریخ پذیرش: 38/11/24 1 سید عباس هاشمی 2 داد کشارزمهر چكیده معمال شرکتها از ساختار سرمایة هدفشان انحراف دارند ممکن است تنها زمانی برای تعدیل ساختار سرمایة خد اقدام کنند که مزایای این تعدیل بیش از هزینههای آن باشد. بر اساس نظریة تازن پیا میتان استدالل نمد که هر یک از شرکتها با تجه به یژگیهای خاص خد با هزینههای تعدیل متفاتی ماجه شده در نتیجه با سرعتهای متفاتی به سمت اهرم هدفشان حرکت میکنند. بر این اساس در پژهش حاضر عدم تقارن سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین شرکتهای پذیرفته شده در برس اراق بهادار تهران مرد بررسی قرار گرفته است. بدین منظر در این پژهش اطالعات 111 شرکت در درۀ زمانی 1831 تا 1831 جمعآری شده از مدل تعدیل جزئی آستانهای رش گشتارهای تعمیم یافته استفاده شده است. نتایج آزمن فرضیهها نشان داد که شرکتهای دارای کسری مالی سرمایهگذاری بیشتر سدآری نسان درآمد کمتر نسبت به شرکتهای دارای یژگیهای متضاد با سرعت بیشتری ساختار سرمایة خد را تعدیل میکنند. در اقع این شرکتها به دلیل ماجهه با هزینههای بحران مالی باالتر یا هزینههای تعدیل پایینتر انگیزۀ بیشتری برای تعدیل ساختار سرمایة خد دارند. بنابراین میتان نتیجه گرفت میکنند. شرکتهای که سرعتهای با بررسی مرد اهرمهای سمت به مختلفی هدفشان حرکت اژههای کلیدی: اهرم هدف سرعت تعدیل مدل آستانهای پیا نظریة تازن پیا هزینههای تعدیل. 95 1- دانشیار گره حسابداری دانشگاه اصفهان. a.hashemi2@yahoo.com 2- کارشناس ارشد مدیریت مالی دانشگاه اصفهان )مسئل مکاتبات(. d_keshavarz67@yahoo.com
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 1- مقدمه بعد از نظریة 1 بیارتباطی مدیگلیانی میلر )1313( که به عنان سنگ بنای نظریههای ساختار سرمایه در نظر گرفته شده است برخی از نظریهها به منظر اثبات اهمیت مضع ساختار سرمایه در امر مالی شرکتها با تمرکز بر ناسازگاریها ناقص بازار سرمایه تسعه 2 یافتند. در این میان نظریة تازن به عنان یکی از دیدگاههای برجستة ساختار سرمایه بر ری د نع ناسازگاری تمرکز دارد که یکی از آنها منافع مالیاتی دیگری هزینههای بحران مالی )رشکستگی( میباشد. بر اساس این نظریه نسبت بدهی بهینه )هدف( بر اساس تازن بین منافع هزینههای تأمین مالی از طریق بدهی تعیین میشد. نسخة پیای این نظریه که در دهة اخیر نیز تحقیقات زیادی را به خد اختصاص داده است بیان میکند که ممکن است هزینههای تعدیل مانع از حرکت مدام شرکتها به سمت اهرم هدفشان شند. بنابراین ممکن است شرکتها تنها زمانی برای تعدیل اهرم خد اقدام کنند که مزایای تعدیل بیش از هزینههای آن باشد. در سالهای اخیر تعداد زیادی از پژهشها سعی کردهاند با بررسی اینکه شرکتها چگنه با چه سرعتی به سمت اهرم هدف حرکت میکند اعتبار نظریة تازن را مرد آزمن قرار دهند. به عنان مثال ازکان )2111( فالنری رنگان )2112( با ارزیابی یک مدل تعدیل 8 جزئی خطی دریافتند که شرکتهای انگلیسی امریکایی به ترتیب با سرعتی باالتر از 11 81 به سمت اهرم هدفشان حرکت میکنند. ستایش کارگرفرد )1831( گرجی )1831( صمدی همکاران )1832( اعتمادی منتظری )1832( نیز سرعت تعدیلی بین 22 تا 18 را برای شرکتهای ایرانی تخمین زدند. محددیت مهم این پژهشها آن است که به طر ضمنی فرض میکنند سازکارهای تعدیل شرکتها متقارن )مشابه( است به طری که شرکتها با سرعت یکسانی به سمت یک نسبت بدهی یکسان حرکت میکنند. در اقع آنها این نکته را در نظر نگرفتهاند که ممکن است شرکتها با تجه به یژگیهای خاص خد با هزینههای تعدیل متفاتی ماجهه شند بر این اساس مسیرهای مختلفی را به سمت ساختار سرمایة هدف خد انتخاب کنند. البته برخی از پژهشهای انجام شده در سالهای اخیر با تمرکز بر یژگیهای مختلف شرکتها به بررسی عدم تقارن رفتار تازن پیای شرکتها پرداختهاند. این پژهش نیز تالش میکند که با استفاده از یک مدل آستانهای پیا عدم تقارن در سرعت تعدیل ساختار سرمایة شرکتهای پذیرفته شده در برس اراق بهادار تهران را مرد مطالعه قرار دهد. 2- مبانی نظری مرری بر پیشینۀ پژهش به اعتقاد مایرز )1334( در شرکتهایی که از الگی نظریة تازن استفاده میکنند نسبتی برای بدهی هدف تعیین جهت حرکت شرکت به سی آن تنظیم میشد. ی بر این بار است که این نسبت از طریق ایجاد نعی تعادل در میان منافع حاصل از سپر مالیاتی بدهیها هزینههای رشکستگی معین میشد. میتان مدل ارائه شده تسط مایرز را در د بخش نظریة تازن ایستا رفتار تعدیل اهداف مرد بررسی قرار داد )خالقیمقدم باغمیان 1832(. در نظریة تازن ایستا ساختار سرمایة بهینه از تازن یکدرهای 06
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر بین مزایای مالیاتی بدهی هزینههای بحران مالی تعیین میشد که بر تعدیل لحظهای نسبت بدهی اشاره 4 دارد. در اقع این نظریه نقش هزینههای تعدیل ساختار سرمایه را در نظر نگرفته است. در حالی که مایرز )1334( بیان میکند که هزینههای تعدیل جد دارند با جد این هزینهها تعدیل ساختار سرمایه به سمت سطح بهینه به کندی صرت میگیرد شرکتها نمیتانند به سرعت قایعی که آنها را از سطح بهینه در میسازد خنثی کنند. به همین دلیل تعدادی از صاحبنظران با در نظر گرفتن هزینههای تعدیل با فرض اینکه فعالیت شرکتها برای بیش از یکدره تدام مییابد نسخة تصحیح شدهای برای نظریة تازن با عنان نظریهی تازن 1 پیا پیشنهاد کردند. نظریة تازن پیا فرض میکند که شرکتها به تدریج تنها در مقاطعی که اهرم آنها از سطح هدف انحراف قابل مالحظهای داشته باشد اقدام به تعدیل میکنند. همچنین این نظریه بیان میکند که ممکن است شرکتها به جای داشتن یک اهرم هدف دقیق یک دامنة هدف داشته باشند که امکان تغییر اهرم درن آن جد دارد )دانگ همکاران 2112(. بررسیهای تجربی نیز جد این دامنة هدف را تأیید میکند. در مطالعهای که گراهام هاری )2111( انجام دادند 71 از مدیران مالی شرکتها به داشتن یک دامنة هدف برای نسبت بدهی 11 نیز به داشتن یک نسبت بدهی دقیق اذعان کرده بدند )لیری رابرتز 2111(. به طر کلی تحقیقات فعلی در زمینة ساختار سرمایه تا حد زیادی طرفدار نسخة تصحیح شدۀ نظریة تازن میباشند. همچنین بسیاری از تحقیقات به این نتیجه رسیدهاند که مدل تازن پیا بر نظریههای جایگزین دیگر غلبه کرده است )فالنری هانکینس 2117(. به طر کلی سرعت حرکت شرکتها به سی نسبتهای بدهی هدف به هزینة تعدیل اهرم بستگی دارد. اگر این هزینهها جد نداشته باشند طبق نظریة تازن هیچ گاه نباید انحرافی از اهرم بهینه در شرکتها دیده شد. از سی دیگر اگر این هزینهها بینهایت باال باشند نباید هیچ حرکتی به سمت اهرم بهینه صرت گیرد )فالنری رنگان 2112(. در اکثر پژهشها تنها به هزینههای معامله برای انتشار اراق بهادار به عنان هزینههای تعدیل اشاره شده است )لیری رابرتز 2111 فالنری رنگان 2112(. اما فالکندر همکاران )2112( بیان میکنند که هزینة تعدیل نه تنها به هزینههای صریح معامله بلکه به انگیزههای شرکت برای دسترسی به بازارهای سرمایه نیز بستگی دارد. در اقع آنها معتقدند که هر گنه دسترسی به بازار سرمایه را میتان برای تعدیل ساختار سرمایه مرد استفاده قرار داد. مقدار برآرد شدۀ سرعت تعدیل پیامدهای مهمی را برای نظریة تازن به همراه دارد. سرعت تعدیل کمتر حاکی از آن است که جبران انحراف اهرم جاری از اهرم هدف مدت زمان بیشتری به طل میانجامد. اگر همانند یافتههای کایهان تیتمن )2117( جبران انحراف 41-81 ی از اهرم هدف برای یک شرکت پنج سال به طل بیانجامد در بهترین حالت اهرم هدف میتاند به عنان یک عامل ثانیه در تصمیمگیریهای تأمین مالی شرکتها مرد تجه قرار گیرد. اما اگر مانند فالنری رنگان )2112( متسط اساسی اهمیت از هدف اهرم صرت این در باشد سال در 81 تعدیل سرعت است برخردار )هااکیمیان لی 2111(. در اقع اگر شرکتها با سرعت زیادی به سمت اهرم هدف حرکت کنند آنگاه 04
هرامش /رادا قارا تيريدم يلام يسدنهم همانلصف /مس تسيب 4951 ناتسبات 06 یاهتیلاعف نیمأت یلام تکرش ةتشذگ طیارش یخیرات رازاب اهنت تارثا یتدمهاتک رب راتخاس ةیامرس یلعف تکرش دنهاخ تشاد رد یلاح هک رگا اهتکرش یمارآ راتخاس ناشهیامرس ار لیدعت دننک سکع نیا هیضق قداص.تسا زا رظنم رگید لیدعت عیرس تمس فده نکمم تسا رب یاههنیزه یتلاماعم اتبسن نییاپ دننام( یاههنیزه نیمأت یلام یجراخ )رتمک یاههنیزه فارحنا زا فده رتلااب یریذپفاطعنا یلام رتلااب تللاد هتشاد دشاب مک ( نلایم اراماک.)2112 لماع -1-2 رثؤم تعرس رب لیدعت رد یلاح هک شخب یاهدمع زا تاقیقحت راتخاس هیامرس یسررب تردق یگدنهدحیضت یاهریغتم نلاک یداصتقا ای یتکرش ۀدننکنییعت مرها فده دناهتخادرپ اما رد ةنیمز لماع هقلاب رثؤم رب تعرس یاههنیزه لیدعت راتخاس هیامرس تاعلاطم یصاخ ترص هتفرگن تسا گناد( ناراکمه.)2112 رد همادا یخرب زا یاهریغتم یتکرش هک رط هقلاب تعرس رب لیدعت راتخاس هیامرس ریثأت دنراذگیم درم یسررب رارق.دناهتفرگ یرسک :یلام هدهاشم ره یاهناشن زا مدع لداعت یلام یاهدمایپ ار یمهم تعرس یارب تکرش لیدعت دراد هارمه گناد( ناراکمه.)2111 رتقیقد نایب یماگنه اهتکرش هک یرسک یلام دنراد ناربج یارب نیا یرسک زا قیرط راشتنا ای یهدب ماهس تحت راشف رارق یرتشیب.دنراد اب نیا لاح نینچ یاهتیلاعف نیمأت یلام یجراخ نکمم تسا ییاهتصرف ار یارب باختنا بیکرت رتبسانم یهدب نابحاص ققح ماهس یارب اهتکرش نیا مهارف.دننک یس زا رگید ینامز اهتکرش هک نایرج دازام یدقن دنراد تحت راشف اتبسن یرتمک یارب هلباقم اب نیا مدع لداعت رارق دنراد هک رب ۀزیگنا رتمک اهنآ یارب ماجنا لیدعت مرها هراشا.دراد :یراذگهیامرس لیلد هکنیا جراخم یاهیامرس لامعم طست نایرج یدقن یلخاد نیمأت دشیم یراذگهیامرس نازیم ریثأت یمهم رب تامیمصت نیمأت یلام ةیامرس راتخاس لیدعت اهتکرش.دراد رد هجیتن ییاهتکرش هک یاهیراذگهیامرس دیدج دخ ار طست هج یلخاد نیمأت یلام دننکیم نکمم تسا ییانات یرتمک یارب لیدعت راتخاس هیامرس تخادرپ( دس ماهس تخادرپزاب یهدب ای دیرخزاب )ماهس هتشاد دنشاب هک ۀدنهدناشن تعرس لیدعت رتهتسهآ یارب نیا اهتکرش دشابیم گناد( ناراکمه.)2112 زا یس رگید ناتیم للادتسا دمن هک نکمم تسا لیلد ددحم ندب عبانم یلخاد یاهتکرش اب جراخم یاهیامرس لااب نیمأت یلام یجراخ زاین هتشاد.دنشاب نیاربانب اهنآ ۀزیگنا یرتشیب یارب یسرتسد عبانم یجراخ یلام دنراد هک تعرس رب رتشیب هیامرس راتخاس لیدعت تللاد.دراد یاهتصرف :دشر ریثأت یاهتصرف دشر رب تعرس لیدعت اهتکرش ظاحل یکیرئت مم.تسا یاهتکرش یاراد دشر لااب لامتحا دایز سیسات هزات ناج یاهتکرش.دنتسه نینچمه نکمم تسا یرآدس مک هج یلخاد یددحم هتشاد دنشاب یارب نیمأت ةجدب یاهتصرف دشر تدش نیمأت یلام یجراخ اکتا.دننک نیا اهتکرش زا قیرط ةعجارم ررکم یاهرازاب هیامرس یجراخ دناتیم اب رییغت بسانم یبیکرت زا یهدب ققح نابحاص ماهس یتحار مرها دخ ار لیدعت دننک زتبرد( ناراکمه
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر 2112(. از سی دیگر بسیاری از شرکتهای دارای رشد پایین به مرحله بلغ رسیده از لحاظ ضعیت نقدینگی غنی بده بسیار سدآر میباشند. در صرتی که این شرکتها به اندازۀ شرکتهای دارای رشد باال بر ری تأمین مالی خارجی تکیه نکنند کمتر با اطالعات نامتقارن مشکالت نمایندگی ماجه خاهند شد که برای آنها هزینة کمتری برای تعدیل به سمت اهرم هدف در پی دارد. عاله بر این شرکتهای دارای رشد پایین که اهرم باالیی دارند ممکن است به منظر اجتناب از آشفتگی مالی هزینههای رشکستگی بالقه منافع بیشتری در بازگشت سریع به اهرم هدف پیدا کنند. سدآری: شرکتهای سدآر به احتمال زیاد سد انباشتة در دسترس باالیی دارند به طری که ممکن است دچار محددیتهای شدید تأمین مالی )داخلی( نشند قادر به انتشار اراق بهادار با کمترین هزینه باشند. در اقع شرکتهای با سدآری باال به احتمال زیاد از مزایای انعطافپذیری مالی تعدیل اهرم بهرهمند میشند در نتیجه قادر به ایجاد تعدیل سریعتر به سمت اهرم هدف میباشند. از سی دیگر شرکتهای با سدآری پایین تمایل دارند که جه داخلی محدد داشته باشند در نتیجه با عدم ثبات محددیتهای مالی ربر هستند که از تعدیل سریع اهرم جلگیری میکند. این رابط نشان میدهد که سدآری دارای اثر مثبت بر ری سرعت تعدیل است. البته پیشبینی مخالفی نیز در این زمینه جد دارد. شرکتهای با سدآری کم به طر معمل دارای اهرم باال میباشند که تسط نظریة سلسله مراتبی مدل تازن پیا )استربالئف 2117( پیشبینی تسط نتایج تجربی قبلی )تیتمن سلز 1333 راجان زینگالس 1331( پیشنهاد شده است. از آنجا که اهرم باال ممکن است منجر به هزینههای بحران مالی بزرگی شد شرکتهای با سدآری کم باید انگیزۀ زیادی برای بازگشت سریع به اهرم هدف داشته باشند که بر تأثیر منفی سدآری بر سرعت تعدیل داللت دارد )دانگ همکاران 2112(. اندازه: شرکتهای بزرگ معمال به درۀ بلغ رسیده داراییهای ثابت سدآری انعطافپذیری مالی باالیی دارند. معمال این شرکتها در بازار بدهی دارای اعتبار شهرت هستند دسترسی بهتری نیز به بازارهای سرمایه دارند. از این ر هزینه تأمین مالی خارجی برای شرکتهای بزرگ ناچیز میباشد که نشان دهندۀ سرعت تعدیل باالتری است )دربتز انزنرید 2112(. از سی دیگر شرکتهای بزرگ کمترین نسانات جریان نقدی هزینههای بحران مالی تعهدات بدهی را دارند. بنابراین آنها انگیزه فشار خارجی کمتری برای تعدیل ساختار سرمایه دارند که بر سرعت تعدیل آهستهتر اشاره دارد )فالنری رنگان.)2112 نسان درآمد: بر اساس مدل تازن شرکتهایی که نسان درآمد دارند در زمینة استقراض با مشکالتی ماجهاند زیرا ممکن است در شرایط بد اقتصادی درآمد پایینی داشته باشند که برای بازپرداخت تعهدات بدهی آنها کافی نباشد )آنتنی همکاران 2113(. به بیان دیگر شرکتهای با نسان درآمد باال ممکن است برای انجام تعدیالت ساختار سرمایه دسترسی محددی به بازار سرمایه داشته باشند. بنابراین میتان استدالل کرد که نسان درآمد سرعت تعدیل ساختار سرمایه با یکدیگر رابطة معکس دارند. 09
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 پژهشهای خارجی دانگ همکاران )2112( با استفاده از مدل آستانهای پیا عدم تقارن تعدیالت ساختار سرمایه را در شرکتهای انگلستان مرد بررسی قرار دادند. آنها به این نتایج دست یافتند که شرکتهای با کسری مالی سرمایهگذاری بزرگتر نسان درآمد کمتر سریعتر به سمت ساختار سرمایة هدف حرکت میکنند. جان همکاران )2112( با بررسی مجمعة جامعی از یژگیهای شرکت صنعت مؤثر بر هزینههای تعدیل به این نتایج دست یافتند که شرکتهای با سپر مالیاتی غیر بدهی مجدی نقدی باالتر سریعتر به سمت ساختار سرمایه هدف خد حرکت میکنند شرکتهای با سدآری رشد عمق اطالعات اهرم صنعت محددیتهای تأمین مالی مقعیتسنجی بازار باالتر با سرعت کمتری به سمت ساختار سرمایة هدف خد حرکت میکنند. دانگ همکاران )2111( سرعت تعدیل ساختار سرمایه را در شرکتهای مجد در فرانسه آلمان ژاپن انگلستان امریکا مرد بررسی قرار دادند. آنها به این نتیجه رسیدند شرکتهایی که کسری مالی دارند سطح اهرمشان باالتر از سطح اهرم هدف قرار دارد با سرعت بیشتری به سمت اهرم هدف حرکت میکنند. آنها همچنین به این نتیجه رسیدند که شرکتهایی که سرعت تعدیل بیشتری دارند سدآری فرصتهای رشد پایینتر داراییهای مشهد کمتری دارند از نظر اندازه کچکتر هستند. دربتز انزنرید )2112( با بررسی یژگیهای شرکتی متغیرهای اقتصاد کالن به این نتایج دست یافتند که شرکتهای با رشد باالتر شرکتهایی که انحراف زیادی از ساختار سرمایة بهینه دارند سرعت تعدیل بیشتری دارند. همچنین نتایج این پژهش حاکی از آن بد که میان شرایط اقتصادی خب سرعت تعدیل رابطة مثبتی جد دارد. نتایج پژهش دربتز همکاران )2112( نیز نشان داد که شرکتهای با رشد باالتر با اندازۀ بزرگتر سرعت تعدیل بیشتری دارند. همچنین آنها نشان دادند که انحراف بیشتر از اهرم هدف منجر به تعدیل سریعتر میشد. پژهشهای داخلی اعتمادی منتظری )1832( با استفاده از یک مدل پیای ساختار سرمایه سرعت تعدیل 12 ی را برای شرکتهای ایرانی برآرد نمدند. صمدی همکاران )1832( نیز نشان دادند که شرکتهای مرد بررسی آنها در هر سال 18 از شکاف میان اهرم اقعی اهرم هدفشان را جبران میکنند. گرجی )1831( سرعت تعدیل ساختار سرمایه را در شرکت پذیرفته شده در برس اراق بهادار تهران مرد بررسی قرار داد. در این پژهش سرعت تعدیل ساختار سرمایه بین 22 تا 43 برآرد گردید. ستایش کارگرفرد )1831( نیز نشان دادند که صنایع مرد بررسی آنها با سرعت 41 ی به سمت ساختار سرمایة هدف خد حرکت میکنند. 01
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر 3- فرضیههای پژهش با تجه به مطالب بیان شده به منظر بررسی عدم تقارن سرعت تعدیل ساختار سرمایه فرضیههای زیر طراحی گردیده است: )1 )2 )8 )4 )1 )2 بین کسری مالی سرعت تعدیل شرکتها رابطة معنیداری جد دارد. بین سرمایهگذاری سرعت تعدیل شرکتها رابطة معنیداری جد دارد. بین فرصتهای رشد سرعت تعدیل شرکتها رابطة معنیداری جد دارد. بین سدآری سرعت تعدیل شرکتها رابطة معنیداری جد دارد. بین اندازه سرعت تعدیل شرکتها رابطة معنیداری جد دارد. بین نسان درآمد سرعت تعدیل شرکتها رابطة معنیداری جد دارد. 4- رششناسی پژهش این پژهش از لحاظ هدف کاربردی است از نظر ماهیت رش از نع تصیفی- همبستگی میباشد. دادههای این پژهش از طریق مراجعه به صرتهای مالی سایت برس اراق بهادار تهران با استفاده از نرمافزار تدبیرپرداز گردآری شدهاند. برای آزمن فرضیههای پژهش نیز از استفاده از دادههای ترکیبی )مقطعی- زمانی( رش گشتارهای است: )1 )2 )8 )4 )1 تا 2 مدل تعدیل جزئی آستانهای با 7 تعمیم یافته )GMM( نرمافزار Stata12 استفاده شده است. جامعة آماری این پژهش شامل کلیة شرکتهای پذیرفتهشده در برس اراق بهادار تهران در درۀ زمانی 1831 الی 1831 میباشد. برای انتخاب نمنة پژهش محددیتهای زیر اعمال شده قبل از سال 1831 در برس اراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند. به منظر قابل مقایسه بدن اطالعات پایان سال مالی شرکتها منتهی به 23 اسفند باشد. طی بازۀ زمانی پژهش سال مالی خد را تغییر نداده باشند. اطالعات صرتهای مالی یادداشتهای تضیحی آنها در دسترس باشد. جزء شرکتهای سرمایهگذاری اسطهگری مالی نباشند. با اعمال محددیتهای فق تعداد 111 شرکت )1111 سال- شرکت( به عنان نمنة پژهش انتخاب گردیدند. 5- متغیرهای پژهش نحه اندازهگیری آن نحۀ محاسبة متغیرهای پژهش به صرت خالصه در جدل )1( نشان داده شده است. 09
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 جدل 1. نحۀ محاسبۀ متغیرهای پژهش متغیر اهرم بازاری نماد نحه محاسبه مجمع بدهیها تقسیم بر ارزش بازار شرکت L TANG GROW NDTS PROF SIZE FIMB INVS EARNV داراییهای ثابت مشهد فرصتهای رشد سپر مالیاتی غیر بدهی سدآری اندازه کسری مالی سرمایهگذاری نسان درآمد قدر داراییهای ثابت تقسیم بر مجمع داراییها ارزش بازار شرکت تقسیم بر مجمع داراییها هزینة استهالک تقسیم بر مجمع داراییها سد قبل از بهره استهالک تقسیم بر مجمع داراییها لگاریتم مجمع داراییها سد سهام پرداختی بعالۀ خالص جه نقد حاصل از فعالیتهای سرمایهگذاری بعالۀ تغییرات سرمایه در گردش منهای جه نقد حاصل از فعالیتهای عملیاتی تقسیم بر ارزش بازار شرکت مخارج سرمایهای بعد از کسر استهالک تقسیم بر داراییهای ثابت مطلق تفات درآمد هر دره از میانگین درآمد شرکت در دره 11 ساله 6- مدل پژهش پژهشهای ساختار سرمایه کشیدهاند تا با استفاده از یک مدل تعدیل جزئی سرعت تعدیل ساختار سرمایه را برآرد نمایند. محاسبة اهرم هدف الزمة برآرد این سرعت تعدیل میباشد که بر اساس دیدگاه فالنری رنگان )2112( اهرم هدف از رابطة زیر بدست میآید: مدل )1( t در این مدل اهرم هدف برداری از یژگیهای شرکتی تعیینکنندۀ اهرم هدف شرکت i در زمان بردار ضرایب میباشند. با تجه به پژهشهای گذشته در این پژهش از متغیرهایی مانند داراییهای ثابت مشهد سپر مالیاتی غیر بدهی سدآری فرصتهای رشد اندازه به عنان عامل تعیینکنندۀ اهرم هدف استفاده شده است. مدل تعدیل جزئی ساختار سرمایه به صرت زیر میباشد: ( ) مدل )2( که در این مدل است که شامل اثرات ثابت منحصر به فرد شرکت مشخصکنندۀ نسبت اهرم اقعی )مشاهده شده( 3 ν ملفة خطای یکسیه باقیماندۀ جزء خطا میباشد. نشان میدهد که شرکتها به طر معمل در هر سال چند از شکاف میان اهرم اقعی سطح اهرم هدفشان را جبران میکنند. با جایگزینی مدل )1( در مدل )2( چینش دباره آن مدل زیر بدست میآید: مدل )8( 00
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر که میباشد. انجام آزمن نظریة تازن با استفاده از مدل )8( بر این فرض استار است که شرکتها تعدیالت ساختار سرمایه را به صرت متقارن انجام میدهند. به هر حال با تجه به هزینر بدن تعدیالت این فرض معتبر نیست زیرا تغییرات اهرم به ندرت صرت میگیرد این تمایل 3 جد دارد که این تغییرات در نقاط تجدید ساختار انجام شد. در حقیقت شرکتها با تجه به مقعیت اهرم اقعی خد نسبت به سطح هدف همچنین هزینههای تعدیل با سرعتهای متفاتی به سمت اهرم هدف حرکت میکنند )دانگ همکاران 2112(. به همین دلیل در این پژهش برای بررسی رفتار تازن پیا از یک مدل آستانهای پیا به صرت مدل )4( استفاده شده است: [ ] [ ] مدل )4( یک تابع نشانگر است که در صرت درست بدن ریداد ارزش یک غیر این صرت ارزش صفر را اتخاذ میکند. در حقیقت مدل )4( حالت بسط یافتهای از مدل تعدیل جزئی خطی )8( است که با تجه به 11 متغیر آستانهای مقدار آستانهای c عدم تقارن کتاهمدت را در ضرایب قفهدار ضمنی در سرعت تعدیل( ضرایب کتاه مدت ( هدف ( ) ایجاد میکند. برای سادگی متغیر آستانهای ) به طر ) همچنین عدم تقارن بلندمدت را در رابط اهرم به صرت ثابت برنزا فرض شده است. تجزیه تحلیل سنتی رابط غیرخطی معمال بر اساس ریکرد تقسیم نمنه به د گره است که مستلزم انتخاب اختیاری مقادیر آستانهای از قبل تعیین شده مانند میانگین میانه چارک یا پنجک میباشد. اما ریکرد پیشنهاد شده با فراهم کردن امکان تخمین مقدار آستانهای در درن مدل بر این محددیت غلبه کرده است. 1-6- برآرد مدل آستانهای پیا در مدل )4( به دلیل اینکه رگرسرها از طریق همبستگی میان نشده شرکت همبسته هستند برآردهای اثرات ثابت همین صرت میتان نتیجه گرفت برآردهای سرعت تعدیل باال ترشدار خاهند بد. همچنین میتان گفت برآردهای اثرات ثابت با اثرات ثابت مشاهده به سمت پایین ترشدار میباشد. به به سمت نیز ترشدار خاهند بد. 11 یکی از راهحلهای مجد برای حل این مشکل استفاده از تخمین زنندههاى متغیر ابزاری )IV( است. یکی از رشهایی که برای محاسبة تخمین IV مرد استفاده قرار میگیرد رش GMM میباشد. علیرغم مطالعات گستردهای که بر ری GMM برای دادههای ترکیبی پیای خطی صرت گرفته است )آرالن باند 1331 آرالن بر 1331 بلندل باند 1333( تنها دانگ همکاران )2112( به شکل جدی در زمینة سازکارهای آستانهای )غیرخطی( در مدل دادههای ترکیبی پیا پژهشی را انجام دادهاند. آنها 12 برآردها تفسیرهای مدل آستانهای ایستا در دادههای ترکیبی هانسن )1333( را تسعه دادند رش تخمین آزمن جدیدی را برای حالت پیا ارائه نمدند. در ادامه برای بدست آردن مقدار آستانهای c از 06
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 رش ارائه شده تسط دانگ همکاران )2112( استفاده شده است. بر این اساس میتان مدل )4( را به صرت زیر بازنیسی کرد: [ ( ) ( )] [ ( ) ( )] مدل )1( با تفاضلگیری مرتبه ال از مدل )1( تمام متغیرهایی که در طی زمان ثابت هستند )همانند اثرات ثابت شرکت( از مدل حذف میشند. [ ( ) ( )] [ ( ) ( )] مدل )2( با این حال به دلیل همبستگی میان ) ( ) ( از OLS ترشدار خاهد بد. به همین دلیل باید برای ) ( 18 متعامد با ( ) با ) ( را برآرده کنند. د گزینة بدیهی برای این ابزارها ) ( تخمین مدل )2( با استفاده ابزارهایی یافت که شرط ) ( به طر معمل در رش برآرد IV مرد استفاده قرار میگیرند )اندرسن هسیائ 1332(. میباشند که برای بد کارایی برآردگر IV بر اساس مبانی نظری )آرالن باند 1331( میتان مقادیر قفهدار ) ( را به عنان ابزارهای اضافی برای ) ( سپس میتان ماتریسهای ابزاری کامل GMM برای ) ( ) ( ) ( ( ) مدل )7( ) ( ایجاد نمد: مرد تجه قرار داد. را به ترتیب برابر ( ) [ ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )] ( ) ( ) ( ) مدل )2( را میتان در فرم ماتریس بیان نمد: مدل )3( که در آن: ( ) ( ( ) ( )) ( ) ( ( ) ( )) ( ) ( ( ) ( )) θ ( ) θ ( ) ( ) Δ ( ) Δ ( ) Δ ( ) (Δ ( ) Δ ( )) ( ) (Δ ( ) Δ ( )) 06
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر Δ ( ) (Δ ( ) Δ ( )) ( ) ( ( ) ( )) برنزا هستند میتان ) نسبت به متغیرهای کمکی ( بر اساس این فرض که بردار تشکیل ( ) ( )( ) را به صرت یک ماتریس ماتریس ابزارهای مرتبط با ) ( داد: ( ) ( ) [ ] ( ) ( ( ) ( ) ( ) ( )) ( ) مدل )3( Δ ( ) [ ) ( ] گشتاری شرطهای بکارگیری با Δ میتان برای تعیین مقدار آستانهای c یک برآردگر GMM به صرت زیر بدست ( ) آرد: ( ) [ ( ) ( ) ( ) ( ) ( )] [ ( ) ( ) ( ) ( ) ] مدل )11( تسط ماتریس کاریانس نظریة GMM پیشنهاد میکند که یک ماتریس زنی معکس بهینه ) ( بدست میآید. [ ) ( ] شرایط متعامد سپس میتان برآردگر GMM را در د حالت همسانى اریانس ناهمسانى اریانس بدست آرد. در سراسر شرکتها در طل زمان مستقل اریانس همسان باشد برآردگر GMM را ابتدا اگر [ ) ( ] میتان به سادگی در یک مرحله محاسبه نمد )آرالن باند 1331(. ماتریس کاریانس به صرت زیر میباشد: [ ( ) ( )] ( ) ( ) مدل )11( که G ماتریس ثابت ) ( ) ( ای است که تمام درایههای قطر اصلی آن برابر 2 درایههای قطرهای فرعی آن برابر 1- سایر درایههای آن صفر میباشد. بنابراین برآردگر GMM یک مرحلهای تسط رابطة زیر بدست میآید: ( ) مدل )12( [ ( ) ( ) ( ) ( ) ( )] [ ( ) ( ) ( ) ( ) ] که ) ( ) ( ) ( میباشد. اگر اریانس ناهمسان باشد برآردگر GMM یک مرحلهای تضیح داده شده ناکارآمد است )آرالن باند 1331(. در این حالت عممی میبایست برآردگر نیرمند ماتریس کاریانس زیر را در نظر گرفت: 05
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) مدل )18( که ) ( ) ( ) ( Δ بردار ) ( باقیماندههای بدست آمده از برآرد GMM یک مرحلهای میباشد. حال میتان برآردگر GMM د مرحلهای کارآمد زیر را بدست آرد: ( ) مدل )14( [ ( ) ( ) ( ) ( ) ( )] [ ( ) ( ) ( ) ( ) ] ( ) پس از آن میتان مقدار آستانهای c را به صرت زیر برآرد نمد: مدل )11( که ) ( مدل )12( 14 معیار فاصلهای تعمیم یافته میباشد تسط رابطة زیر محاسبه میشد: ( ) { ( ) ( )} { ( )} { ( ) ( )} که ) ( ) ( ) ( Δ میباشد. تخمین مقدار آستانهای c از آن جهت مهم است که بتان بر اساس آن دادهها را در د گره مجزا تقسیمبندی نمد. برای تخمین مقدار آستانهای راهکار زیر پیشنهاد شده است: مرتب کردن مقادیر متمایز مشاهدات بر اساس هر یک از متغیرهای آستانهای )عامل مؤثر بر سرعت تعدیل( حذف کردن 11 از کمترین بیشترین مقادیر در پایان جستج برای مقدار آستانهای در بین مقادیر باقیمانده. بر اساس هر یک از این مقادیر یک رگرسین تخمین زده میشد برای هر یک از این رگرسینهای تخمین زده شده معیار فاصلهای تعمیم یافته محاسبه میشد کمترین مقدار در این مقدار آستانهای محاسبات میباشد. هانسن )1333( جهت حداقل مجمعهای جد از اطمینان از مشاهدات در هر یک از گرهها پیشنهاد محدد ساختن جستجی مقدار آستانهای را ارائه داد. بر همین اساس بسیاری از پژهشها محدده جستج برای مقدار آستانهای را ب نی تقسیم 11 تا 31 در نظر گرفتند. بر مبنای مقدار آستانهای بدست آمده شرکتها به د گره کمتر از مقدار آستانهای بیشتر از آن از پس میشند. سرعتهای محاسبه شده از برای گره د این تعدیل سرعت محاسبة 11 آزمن الد با فرضیههای زیر استفاده میشد. مقایسة در تفات بدن معنیدار { برای سنجش اعتبار نتایج بدست آمده از رش GMM د آزمن تسط آرالن باند )1331( آرالن 12 بر )1331( بلندل باند )1333( تصریح شده است. یکی از این آزمنها آزمن سارگان میباشد که 66
معتبر بدن ابزارها را آزمن میکند. آزمن دم آزمن همبستگی بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر 17 سریالی یا AR(2) است که جد همبستگی سریالی مرتبه دم در جمالت خطای تفاضلی مرتبه ال را آزمن میکند. عدم رد فرضیه صفر هر د آزمن شاهدی را مبنی بر فرض عدم همبستگی سریالی معتبر بدن ابزارها فراهم میکند. 7- یافتههای پژهش 1-7- مدل تعدیل جزئی خطی جدل )2( نشان میدهد که ضریب برآرد شده برای اهرم قفهدار در سطح خطای یک معنیدار است. بنابراین میتان گفت که در شرکتهای مرد بررسی ساختار سرمایة هدف جد دارد این شرکتها به طر متسط با سرعت )1-1/47( 18 به سمت ساختار سرمایة هدفشان حرکت میکنند. در اقع این نتایج بیانگر آن است که شرکتهای مرد بررسی در مدت یک سال میتانند بیشتر از نصف انحراف از 13 اهرم هدفشان را جبران کنند. به بیان دیگر با استفاده مفهم نیمة عمر میتان گفت که این شرکتها تنها به 1/32 سال نیاز دارند تا بتانند انحراف از اهرم هدف را به نصف کاهش دهند. این سرعت برآرد شده تقریبا با نتایج پژهشهای ستایش کارگرفرد )1831( گرجی )1831( صمدی همکاران )1832( اعتمادی منتظری )1832( سازگار میباشد. همچنین با تجه به نتایج آزمنهای AR(2) سارگان فرضیة صفر در هر د آزمن مبنی بر فرض عدم همبستگی سریالی معتبر بدن ابزارهای مرد استفاده در رش GMM رد نمیشد. در نتیجه اعتبار نتایج مدل آزمن شده مرد تأیید میباشد. نتایج تخمین مدل )8( آزمنهای AR(2) سارگان در جدل )2( ارائه شده است. متغیرها اهرم درۀ قبل داراییهای ثابت مشهد سپر مالیاتی غیر بدهی سدآری فرصتهای رشد اندازه سرعت تعدیل )1 )λ=1-β نیمة عمر جدل 2. نتایج مدل تعدیل جزئی خطی نماد L t-1 TANG NDTS PROF GROW SIZE AR(2) سارگان تضیح: میباشند. * سطح معنیداری 1 اعداد داخل )( خطای استاندارد مربط به ضرایب اعداد داخل [] p-value ** سطح معنیداری 1 مدل تعدیل جزئی * )1/117( 1/423 * )1/144( 1/222 )1/211( -1/827 ** )1/112( -1/122 ** )1/112( -1/181 )1/121( 1/187 18 1/32 سال [1/284] -1/13 [1/212] 41/17 مربط به آزمنهای آماری سطح معنیداری 11 64
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 2-7- مدل تعدیل جزئی آستانهای نتایج تخمین مدل )4( آزمن فرضیههای پژهش در جدلهای )8( )4( گزارش شده است. همانطر که در ستن )1( جدل )8( مشاهده میشد مقدار آستانهای برای متغیر کسری مالی برابر 1/1123 است که در صدک 13 ام دادهها قرار دارد. همچنین سرعت تعدیل شرکتهای با کسری مالی کمتر بیشتر به ترتیب برابر 87 44 میباشد که این اختالف از نظر آماری در سطح 11 معنیدار است. در نتیجه فرضیة ال رد نمیشد. ستن )2( جدل )8( نشان میدهد که مقدار آستانهای برای متغیر سرمایهگذاری برابر 1/1132 است که در صدک 21 ام دادهها قرار دارد. همچنین نتایج نشان میدهد که شرکتهای با سرمایهگذاری بیشتر )24 ( نسبت به شرکتهای دارای سرمایهگذاری کمتر )48 ( سرعت تعدیل بیشتری دارند. بر اساس آزمن الد این اختالف از نظر آماری در سطح 1 معنیدار است. در نتیجه فرضیة دم رد نمیشد. بر اساس ستن )8( جدل )8( مقدار آستانهای برای متغیر فرصتهای رشد برابر 1/1811 میباشد که در صدک 22 ام دادهها اقع شده است. نتایج نشان میدهد که شرکتهای با فرصتهای رشد باالتر سرعت تعدیل بیشتری نسبت به شرکتهای با فرصتهای رشد پایینتر دارند که این سرعتها به ترتیب برابر 18 42 میباشند. با این حال این سرعتهای برآرد شده از نظر آماری تفات معنیداری از یکدیگر ندارند. بنابراین فرضیه سم رد میشد. ستن )1( جدل )4( نشان میدهد که مقدار آستانهای برای متغیر سدآری برابر 1/1381 میباشد که در صدک 27 ام دادهها قرار دارد. همچنین سرعت تعدیل شرکتهای دارای سدآری کمتر بیشتر به ترتیب برابر 11 21 میباشد که این اختالف از نظر آماری در سطح 1 معنیدار است. بنابراین فرضیه چهارم رد نمیشد. 66
)1/224( [1/131] [1/821] [1/122] )1/873( )1/132( -1/81 74/34 2/84 سرعت تعدیل مقدار آستانه ( ( سارگان تضیح: اعداد داخل )( خطای استاندارد مربط به ضرایب اعداد داخل [] p-value مربط به آزمنهای آماری میباشند. * سطح معنیداری 1 ** سطح معنیداری 1 سطح معنیداری 11 AR(2) Wald اهرم متغیرها درۀ قبل داراییهای مشهد سپر مالیاتی بدهی سدآری فرصتهای اندازه ثابت غیر رشد نماد جدل 3. نتایج مدل تعدیل جزئی آستانهای فرضیههای ال دم سم [1/211] [1/841] [1/117] )1/234( -1/21 74/11 7/22 )1/211( 13 [1/214] [1/273] [1/132] * )1/173( * )1/112( )1/223( )1/111( * )1/112( )1/114( -1/14 72/11 2/34 کمتر کسری مالی بیشتر )1/114( کمتر سرمایهگذاری بیشتر کمتر فرصتهای رشد بیشتر * )1/173( * )1/143( * )1/112( )1/111( ** )1/114( 1/474 1/127-1/131-1/131-1/128 1/123 18 22 * )1/118( * )1/173( * )1/123( * )1/121( 1/1811 1/144 1/228-1/287-1/123-1/137 1/118 42 * )1/133( * )1/122( )1/231( * )1/122( )1/112( ** ** )1/111( 1/821 1/237-1/432-1/211-1/183 24 21 1/187 * )1/172( ** )1/128( )1/121( )1/113( ** ** )1/112( 48 1/1132 1/123 1/147-1/137-1/113-1/143 1/188 * )1/127( * )1/143( * )1/113( * )1/112( 1/121-1/233-1/137-1/147 1/122 44 1/212 87 1/1123 1/227 1/213-1/881-1/133-1/187 1/113 Lt-1 TANG NDTS PROF GROW SIZE بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر 69
[1/847] [1/233] [1/131] )1/412( -1/34 71/78 2/73 سرعت تعدیل مقدار آستانه ( ( سارگان تضیح: اعداد داخل )( خطای استاندارد مربط به ضرایب اعداد داخل [] p-value مربط به آزمنهای آماری میباشند. * سطح معنیداری 1 ** سطح معنیداری 1 سطح معنیداری 11 AR(2) Wald اهرم متغیرها درۀ قبل داراییهای مشهد سپر مالیاتی بدهی سدآری فرصتهای اندازه ثابت غیر رشد جدل 4. نتایج مدل تعدیل جزئی آستانهای فرضیههای چهارم پنجم ششم )1/432( )1/132( [1/211] [1/178] [1/887] -1/23 31/33 1/32 )1/237( )1/121( 27 [1/412] [1/214] [1/113] * )1/113( ** )1/138( )1/832( )1/113( )1/141( ** )1/117( -1/38 77/83 1/41 11 1/1381 نماد کمتر سدآری بیشتر * )1/114( )1/112( کمتر اندازه بیشتر کمتر نسان درآمد بیشتر * )1/124( * )1/183( )1/134( )1/118( ** * )1/111( )1/112( 1/113 1/221-1/811-1/123-1/183 1/182 44 22 * )1/121( * )1/127( )1/133( ** * )1/122( * )1/112( 1/1121 1/434 1/247-1/811-1/134-1/172 1/142 12 * )1/123( ** )1/177( )1/117( ** )1/114( 1/113-1/224-1/122-1/111 43 31 1/127 1/182 * )1/138( * )1/148( )1/137( ** * )1/111( * )1/112( )1/113( 44 14/221 1/113 1/223-1/833-1/183-1/148 1/112 * )1/131( * )1/111( 1/743 1/134-1/122-1/133-1/144 1/112 21 1/111 1/212-1/117-1/142-1/171 1/182 Lt-1 TANG NDTS PROF GROW SIZE فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 61
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر همانطر که در ستن )2( جدل )4( مشاهده میشد مقدار آستانهای برای متغیر اندازه برابر 14/221 میباشد که این مقدار در صدک 31 ام دادهها قرار دارد. همچنین نتایج نشان میدهد که شرکتهای بزرگتر )43 ( نسبت به شرکتهای کچکتر )44 ( سرعت تعدیل بیشتری دارند. اما نتایج آزمن الد نشان میدهد که این اختالف سرعت از نظر آماری معنیدار نمیباشد. در نتیجه فرضیه پنجم رد میشد. بر اساس ستن )8( جدل )4( مقدار آستانهای برای متغیر نسان درآمد برابر 1/1121 میباشد که در صدک 22 ام دادهها اقع شده است. نتایج نشان میدهد که شرکتهای با نسان درآمد پایینتر سرعت تعدیل بیشتری نسبت به شرکتهای با نسان درآمد باالتر دارند که این سرعتها به ترتیب برابر 12 44 میباشند. بر اساس آزمن الد این اختالف از نظر آماری در سطح 11 معنیدار است. بنابراین فرضیة ششم رد نمیشد. 5- نتیجهگیری بحث هدف این پژهش بررسی عدم تقارن سرعت تعدیل ساختار سرمایه در شرکتهای پذیرفته شده در برس اراق بهادار تهران در درۀ زمانی 1831 تا 1831 بد. بدین منظر پس از مرر اجمالی بر مبانی نظری مجد پژهشهای انجام شده در این زمینه چند متغیر شرکتی تأثیرگذار بر سرعت تعدیل شامل کسری مالی فرصتهای رشد سرمایهگذاری سدآری اندازه نسان درآمد مرد بررسی قرار گرفت. برای آزمن فرضیهها نیز از مدل تعدیل جزئی آستانهای رش گشتارهای تعمیم یافته استفاده شد. همانطر که گفته شد برآرد سرعت تعدیل ساختار سرمایه پیامدهای مهمی را برای نظریة تازن به همراه دارد. هر چه مقدار سرعت تعدیل برآرد شده بیشتر باشد نشاندهندۀ با اهمیت بدن اهرم هدف در تصمیمات ساختار سرمایه در نتیجه کاربرد نظریة تازن در تضیح ساختار سرمایة شرکتها میباشد. نتایج حاصل از پژهش نشان میدهد که در شرکتهای مرد بررسی اهرم هدف جد دارد این شرکتها با سرعت نسبتا زیادی به سمت اهرم هدفشان حرکت میکنند. این نتایج تأییدی بر قابلیت تشریح ساختار سرمایة شرکتها از طریق نظریة تازن میباشد. نتایج آزمن فرضیههای پژهش نیز نشان داد که شرکتهای دارای کسری مالی سرمایهگذاری بیشتر سدآری نسان درآمد کمتر نسبت به شرکتهای دارای یژگیهای متضاد با سرعت بیشتری ساختار سرمایة خد را تعدیل میکنند. این نتایج نشان میدهد که شرکتهای دارای یژگیهای مذکر به دلیل ماجهه با هزینههای بحران مالی باالتر یا هزینههای تعدیل پایینتر انگیزۀ بیشتری برای تعدیل ساختار سرمایة خد دارند. میتان این یافتهها را به صرت زیر تشریح نمد: کسری مالی: بر اساس نتایج بدست آمده میتان نتیجه گرفت که شرکتهای با کسری مالی باالتر برای پشش کسری مالیشان تحت فشار بیشتری قرار گرفته انگیزۀ بیشتری برای مراجعه به بازار سرمایه بدهی دارند. 69
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 سرمایهگذاری: با تجه به نتایج بدست آمده این بحث مطرح میشد که ممکن است به دلیل محدد بدن منابع داخلی شرکتهای با مخارج سرمایهای باال به تأمین مالی خارجی نیاز داشته باشند. این شرایط میتاند فرصتهایی را برای انتخاب ترکیب مناسبی از بدهی حقق صاحبان سهام برای شرکتها فراهم آرد که بر سرعت بیشتر تعدیل ساختار سرمایه داللت دارد. سدآری: بر اساس مبانی نظری میتان استدالل نمد که شرکتهای سدآرتر به دلیل سد انباشتة باالتر تمایل کمتری به استفاده از تأمین مالی خارجی دارند از این ر به احتمال زیاد سطح اهرم مالی پایینتری دارند. با همین استدالل میتان نتیجه گرفت که شرکتهای با سدآری کمتر به طر معمل دارای اهرم باالتری میباشند. از آنجا که ممکن است اهرم باال منجر به هزینههای بحران مالی بزرگی شد شرکتهای با سدآری کم باید انگیزۀ بیشتری برای بازگشت سریع به اهرم هدف داشته باشند. نسان درآمد: نسان درآمد احتمال بحران مالی رشکستگی را نشان میدهد که شرکتها را از انجام تعهدات بدهیشان بازمیدارد. بر این اساس زمانی که میزان نسان درآمد باال باشد شرکتها به منظر اجتناب از هزینة بحران مالی از بدهی کمتری استفاده میکنند که نشان میدهد این شرکتها دسترسی محددی به بازار سرمایه بدهی دارند. بنابراین میتان گفت شرکتهای با نسان درآمد کمتر به دلیل دسترسی بهتر به بازار سرمایه بدهی با هزینه سرمایه پایینتری ربر میباشند. در نتیجه این شرکتها دامنة بیشتری برای انجام تعدیل ساختار سرمایه دارند. با این حال نتایج بررسی د متغیر فرصتهای رشد اندازه نشاندهندۀ تقارن در تعدیل ساختار سرمایه بد. در اقع به نظر میرسد که این د متغیر گزینة مناسبی برای متغیر آستانهای نیستند. به طر کلی نتایج این پژهش حاکی از آن است که شرکتهای مرد بررسی با سرعتهای مختلفی به سمت اهرمهای هدفشان حرکت میکنند. بر اساس نتایج حاصل از این پژهش به مدیران سرمایهگذاران اعتباردهندگان شرکتها پیشنهاد میگردد برای اینکه بتانند اطالعات بهتر کاملتری در مرد نحۀ مدیریت ترکیب منابع مالی شرکتها در اختیار داشته باشند به سرعت تعدیل ساختار سرمایة شرکتهای مرد نظرشان تجه نمایند. همچنین به مسئلین ذیربط در بازار سرمایه نیز تصیه میشد زمینة ایجاد بازار سازمان یافته برای انتشار اراق بدهی شرکتهای سهامی عام را فراهم آرند تا همة شرکتها به راحتی بتانند در صرت نیاز اقدام به تعدیل ساختار سرمایة خد نمایند. به پژهشگران نیز پیشنهاد میشد برای درک بهتر عامل مؤثر بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه استفاده هر چه بیشتر از نتایج پژهش مضعات زیر را مرد تجه قرار دهند: 1( بررسی مجدد مضع پژهش با در نظر گرفتن سایر یژگیهای شرکت نظیر مجدی نقدی میزان انحراف از اهرم هدف ماردی از این قبیل. 2( بررسی مقایسهای سرعت تعدیل ساختار سرمایه در سطح صنایع مختلف. 8( بررسی مقایسهای سرعت تعدیل ساختار سرمایه با استفاده از نسبتهای اهرم بازاری دفتری سایر رشهای رگرسینی. 60
بررسي عدم تقارن سرعت تعديل ساختار سرمايه... / سيدعباس هاشمي داد كشارزمهر فهرست منابع اعتمادی حسن جاد منتظری. )1832(. بررسی عامل مؤثر بر ساختار سرمایة شرکتهای پذیرفته شده در برس اراق بهادار تهران با تأکید بر رقابت بازار تلید. بررسیهای حسابداری حسابرسی 21)8( 1- خالقیمقدم حمید رافیک باغمیان. )1832(. مرری بر نظریههای ساختار سرمایه. فصلنامه پیک نر.22.32-13 )4(1 ستایش محمدحسن محدثه کارگرفرد جهرمی. )1831(. بررسی تأثیر رقابت در بازار محصل بر ساختار سرمایه. پژهشهای تجربی حسابداری مالی 1)1( 81-3. صمدی سعید سیرس سهیلی حید کبیری پر. )1832(. تحلیل تأثیر فرصتهای رشد بر اهرم مالی شرکتهای پذیرفته شده در برس اراق بهادار تهران. پیشرفتهای حسابداری 1)1( 123-141. گرجی امیر محسن. )1831(. تبیین سرعت تعدیل ساختار سرمایه به کمک مدل دینامیک ساختار سرمایه بهینه با تاکید بر عامل رقابت بازار محصل. پایاننامه کارشناسی ارشد مدیریت مالی دانشگاه تهران. * Anderson, T. W. & Hsiao, C. (1982). Formulation and Estimation of Dynamic Models Using Panel Data. Journal of Econometrics, 18(1), 47-82. * Antoniou, A., Guney, Y. & Paudyal, K. (2008). The Determinants of Capital Structure: Capital Market Oriented Versus Bank Oriented Institutions. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 43(1), 59-92. * Arellano, M. & Bond, S. R. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. Review of Economic Studies, 58(2), 227-297. * Arellano, M. & Bover, O. (1995). Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error Components Models. Journal of Econometrics, 68(1), 29-51. * Blundell, R. W. & Bond, S. R. (1998). Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models. Journal of Econometrics, 87(1), 115-143. * Dang, V. A., Garrett, I. & Nguyen, C. (2011). Asymmetric Partial Adjustment toward Target Leverage: International Evidence. Unpublished Manuscript, University of Manchester. * Dang, V. A., Kim, M. & Shin, Y. (2012). Asymmetric Capital Structure Adjustments: New Evidence from Dynamic Panel Threshold Models. Journal of Empirical Finance, 19(4), 465-482. * Drobetz, W. & Wanzenried, G. (2006). What Determines the Speed of Adjustment to the Target Capital Structure? Applied Financial Economics, 16(13), 941-958. * Drobetz, W., Pensa, P. & Wanzenried, G. (2006). Firm Characteristics and Dynamic Capital Structure Adjustment. Unpublished Manuscript, University of Hamburg. * Faulkender, M., Flannery, M. J., Hankins, K. W. & Smith, J. M. (2012). Cash Flows and Leverage Adjustments. Journal of Financial Economics, 103(3), 632-646. * Flannery, M. J. & Hankins, K. W. (2007). A Theory of Capital Structure Adjustment Speed. Unpublished Manuscript, University of Florida. * Flannery, M. J. & Rangan, K. P. (2006). Partial Adjustment toward Target Capital Structures. Journal of Financial Economics, 79(3), 469-506. * Graham, J. R. & Harvey, C. R. (2001). The Theory and Practice of Corporate Finance: Evidence from the Field. Journal of Financial Economics, 60(2-3), 187-243. * * * * * 66
فصلنامه مهندسي مالي مديريت اراق بهادار/ شماره بيست سم/ تابستان 4951 * Hansen, B. E. (1999). Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing and Inference. Journal of Econometrics, 93(2), 345-368. * Hansen, B. E. (2000). Sample Splitting and Threshold Estimation. Econometrica, 68(3), 575-603. * Hovakimian, A. & Li, G. (2011). In Search of Conclusive Evidence: How to Test for Adjustment to Target Capital Structure. Journal of Corporate Finance, 17(1), 33-44. * John, K., Kim, T. N. & Palia, D. (2012). Heterogeneous Speeds of Adjustment in Target Capital Structure. Working Paper Series. Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=2024357. * Kayhan. A. & Titman, S. (2007). Firms' Histories and Their Capital Structures. Journal of Financial Economics, 83(1), 1-32. * Leary, M. T. & Roberts, M. R. (2005). Do Firms Rebalance Their Capital Structure? Journal of Finance, 60(6), 2575-2619. * McMillan, D. G. & Camara, O. (2012). Dynamic Capital Structure Adjustment: US MNCs & DCs. Journal of Multinational Financial Management, 22(5), 278-301. * Myers, S. C. (1984). The Capital Structure Puzzle. Journal of Finance, 39(3), 575-592. * Ozkan, A. (2001). Determinants of Capital Structure and Adjustment to Long Run Target: Evidence from UK Company Panel Data. Journal of Business Finance & Accounting, 28(1-2), 175-198. * Rajan, R. & Zingales, L. (1995). What do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International Data. Journal of Finance, 50(5), 1421-1460. * Strebulaev, I. A. (2007). Do Tests of Capital Structure Theory Mean What They Say? Journal of Finance, 62(4), 1747-1787. * Titman, S. & Wessels, R. (1988). The Determinants of Capital Structure Choice. Journal of Finance, 43(1), 1-19. ا یادداشتها 1. Irrelevance Theory 2. Trade-off Theory 3. Linear Partial Adjustment Model 4. Adjustment Costs 5. Dynamic Trade-off Theory 6. Threshold Partial Adjustment Model 7. Generalized Method of Moments 8. One-Way Error Component 9. Restructuring Points 01.در مدلهای آستانهای به متغیری كه برای تقسیم كل مشاهدات به د گره )رژیم( مرد استفاده قرار ميگیرد متغیر آستانهای گفته میشد که ميتاند یكي از متغیرهاي مستقل یا متغیري خارج از مدل تئریكي باشد )هانسن 0111(. 11. Instrumental Variable Estimators 12. Static Panel Threshold Models 13. Orthogonal Condition 14. Generalized Distance Measure 15. Wald Test 16. Sargan Test 17. Serial Correlation Test.Half-Life تعداد سالهایی که یک شرکت با تجه به سرعت تعدیل خد میتاند نیمی از انحراف ایجاد شده از ساختار سرمایۀ هدف را جبران نماید ) ( ) (. 66