نقش توانایی مدیران در تعدیل شرایط اعتباری و کاهش پراکندگی بازده سهام

مقدمه.

برمبنای پژوهش‌های انجام‌شده، اعتقاد بر این است که مدیران توانمند درک بهتری نسبت به فناوری، روندهای صنعت و تقاضای مشتری دارند؛ به عبارتی توانایی مدیران منجر به تأثیرگذاری بر سیاست‌های عملیاتی شامل سرمایه‌گذاری، تأمین مالی و دیگر فعالیت‌هایی می‌شود که به‌صورت مستقیم باعث تغییر ارزش شرکت می‌شوند (دمیرجان، لویس و مک‌وی^[1]، 2015)؛ در همین راستا دمیرجان و همکاران (2013) ابراز می‌کنند که تیم مدیریتی توانمند، دانش بالاتری نسبت به شرایط اقتصادی آتی و نوسان در سودآوری دارد. بایک، فاربر و لی^[2] (2011) نیز نشان دادند توانایی مدیر منجر به بهبود دقت پیش‌بینی‌های سود می‌شود. دمرجیان و همکاران (2012) توانایی مدیریت را کارایی مدیران نسبت به رقبا در تبدیل منابع شرکت به درآمد تعریف می‌کنند. مدیران تواناتر درک مناسب‌تری از فن‌آوری و روند صنعت دارند و با اتکای بیشتری تقاضای محصولات را پیش‌بینی می‌کنند؛ همچنین سرمایه گذاری مناسب در طرح‌های باارزش و مدیریت کارای کارمندان نیز از ویژگی مدیران توانمند است. انتظار می‌رود در کوتاه‌مدت این مدیران درآمد بیشتری با استفاده از سطح معینی از منابع کسب کنند یا با استفاده از منابع کمتر به سطح معینی از درآمد دست یابند.

دسترسی شرکت‌ها به وام‌دهنده‌ها برای تأمین سرمایۀ مورد نیاز بیشتر از میزان دسترسی آنها به بازار سهام است. مؤلفۀ اصلی قراردادهای اعتباری، منافع متفاوت مدیران و وام‌دهنده‌ها است. مدیران شرکت به نمایندگی از سهام‌داران، ممکن است اقداماتی انجام دهند که موجب سلب مالکیت ثروت از وام‌دهنده‌ها شود. رویکردهای ناکارآمد سرمایه‌گذاری مدیران منجر به افزایش ریسک واحد تجاری، کاهش ارزش مطالبات موجود یا استفاده‌نکردن از فرصت‌های سودآور سرمایه‌گذاری می‌شود (کریستینسن، نیکلائف و ریتنبرگ^[3]، 2016)؛ چنین رفتارهایی باعث کاهش بهره‌وری قراردادهای اعتباری می‌شود و به هر دو طرف انگیزۀ افزایش محدودیت‌ها را می‌دهد یا اینکه اقداماتی برای کنترل رویکردهای فرصت‌طلبانه، محافظت از منافع وام‌دهنده‌ها با توجه به سطح ریسک و کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، انجام دهند (گراسمن و هارت^[4]، 1983). ناتوان‌بودن مدیر در راهبری فعالیت‌های سرمایه‌گذاری و عملیاتی شرکت منجر به افزایش ریسک اعتباردهنده‌ها نسبت به بازیابی منابع مالی می‌شود. این استدلال با دیدگاه فرضیۀ نمایندگی سازگار است و این بدان معناست که کارایی و توانمندی مدیر علامتی برای کنترل رفتارهای فرصت‌طلبانه در قراردادهای اعتباری است. با افزایش اطمینان نسبت به توانایی مدیران، قابلیت اطمینان و اعتبار سیستم‌های گزارشگری مالی شرکت افزایش می‌یابد؛ درنتیجه انتظار می‌رود میزان سخت‌گیری در قرارداد اعتباری کاهش یابد و روند عملکردی شرکت نیز پایدارتر شود.

با افزایش کیفیت اطلاعاتی که شرکت‌ها ارائه داده‌اند، انتظارات سرمایه‌گذاران نسبت به ریسک و بازده، کم و تعدیل می‌شود؛ به عبارتی کیفیت اطلاعات منجر به کاهش ریسک گزینش نادرست برای سرمایه‌گذاران می‌شود و درنتیجه بازده مورد انتظار نیز تعدیل می‌شود. انتظارات سرمایه‌گذاران نسبت به ریسک، تابعی از کیفیت افشا و اطلاعات موجود است (دایمند و ورچیا^[5]، 1991). مطمئن‌نبودن اطلاعات منجر به افزایش پراکندگی در بازده‌های مورد انتظار می‌شود (لو، چن و لیائو^[6]، 2010). توانایی و مهارت مدیران، عاملی برای کنترل نوسان‌ها در سودآوری و بازده است و با شناسایی فرصت‌ها و ریسک‌های سرمایه‌گذاری مانع از تحمیل هزینه به سهام‌داران می‌شود. سرمایه‌گذاران به‌منظور دستیابی به بازده مورد انتظار از اطلاعات عمومی، مانند صورت‌های مالی، بهره می‌گیرند و در شرایطی که شفافیت مالی نسبتاً پایین باشد از اطلاعات خصوصی، ازجمله اطلاعات مربوط به تعدیل سود در آینده، استفاده می‌کنند. شفافیت پایین مالی، پرهزینه است؛ زیرا ریسک گزینش نادرست را برای سرمایه‌گذاران افزایش و نقدشوندگی را کاهش می‌دهد و منجر به ایجاد نوسان در بازده سهام می‌شود. راجگوپال و ونکاتاچالام^[7] (2011) می‌گویند افزایش کیفیت اقلام تعهدی منجر به کاهش دستیابی به اطلاعات خصوصی می‌شود و درنتیجه نوسان‌های بازده ناشی از اطلاعات خصوصی را کاهش می‌دهد؛ به عبارتی تلاش برای دستیابی به اطلاعات خصوصی کاهش می‌یابد و نوسان‌های بازده تعدیل می‌شود (جین و مایرز^[8]، 2006). با افزایش کیفیت اطلاعات مربوط به جریان‌های نقد آتی، نرخ تنزیل شرکت کاهش می‌یابد و درنتیجه منجر به کاهش نوسان‌های بازده غیرعادی سهام در آینده می‌شود (فرانسیس^[9] و همکاران، 2005).

اعتباردهنده‌ها و ناشران اوراق بهادار به‌منظور کنترل و محدودکردن آثار نامساعد عدم تقارن اطلاعاتی، شرایطی ازجمله اولویت‌بندی، تاریخ سررسید، ساختار تبدیل و برخی اختیارات را تعیین می‌کنند. شرایط مطرح‌شده تابعی از محیط عملیاتی داخلی و برون‌سازمانی شرکت است؛ به عبارتی انتظار می‌رود توانایی مدیر با تغییر در کیفیت اطلاعات حسابداری و افشا، شرایطی را فراهم کند که منجر به کاهش ریسک اعتباری شرکت و مانع از تحمیل شرایط محدودکننده به شرکت توسط اعتباردهنده‌ها شود. توانایی مدیر منجر به تغییر دیدگاه بازار سرمایه نسبت به شرکت می‌شود و تأمین مالی را تسهیل می‌کند (پتکوویچ و پریوست^[10]، 2018)؛ همین‌طور شرایط نامساعد شرکت ازجمله وضعیت نامساعد مالی و وجود ریسک درماندگی مالی منجر به کاهش رتبۀ اعتباری شرکت می‌شود و در این شرایط ممکن است اعتباردهنده‌ها به‌منظور کنترل ریسک در سطحی مناسب، توانایی مدیر را مبنای ارزیابی خود قرار دهند (هولمستروم^[11]، 2015). پراکندگی در بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران و اعتباردهنده‌ها تابعی از نوسان در سودآوری و سطح ریسک شرکت است. کنترل‌نکردن نوسان در بازده منجر به افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران می‌شود. انتظار می‌رود توانایی مدیر عاملی برای کاهش پراکندگی و عدم تقارن اطلاعاتی باشد و درنتیجۀ آن، امکان کنترل نرخ تأمین مالی یا سایر شرایط محدودکننده برای شرکت فراهم شود.

در پژوهش‌های پیشین ازجمله دمیرجان و همکاران (2015)، رضازاده و محمدی (1398) و افلاطونی (1398) توانایی مدیران و محیط‌های اطلاعاتی با رویکرد شفافیت اطلاعاتی بررسی و بر اثر مستقیم توانایی مدیران بر کیفیت اطلاعات تأکید شده است. در پژوهش‌های پیشین توانایی مدیران از دو جنبۀ صورت‌های مالی و بازار سرمایه بررسی شده است. این پژوهش برآن است تا با بررسی توانایی مدیران از جنبه‌های ریسک اعتباری و تأمین مالی، تأثیرگذاری آن را تشریح کند؛ همین‌طور با توجه به تأثیر شرایط مالی شرکت بر توانایی مدیران، تأثیر محدودیت مالی نیز بررسی شده است. در این بخش به دنبال دستیابی به پاسخ این پرسش هستیم که آیا توانایی منجر به محدودکردن شرایط اعتباری می‌شود؟

در ادامۀ پژوهش، ابتدا مبانی نظری، پیشینۀ پژوهش‌های انجام‌شده و فرضیه‌ها، سپس مدل‌ها و روش‌های پژوهش و درنهایت، نتایج و پیشنهادها ارائه می‌شود.

مبانی نظری.

بازار سرمایه و بازار کار، ارزش بالایی را به مدیران بسیار توانمند اختصاص می‌دهد؛ زیرا آنها نقش مهمی در راهبری سیاست‌های شرکت، مدیریت کارآمد منابع و بهبود عملکرد شرکت دارند. در صورت تغییر مدیران توانمند، دیدگاه بازار نسبت به شرکت تغییر می‌کند؛ چون ارزش شرکت تابعی از توانمندی مدیر است (چانگ، داسگوپتا و هیلاری^[12]، 2010)؛ در همین راستا آندرو، ارلیخ و لوکا^[13] (2013) نشان دادند مدیران با توانایی و مهارت بالا، منابع شرکت در طول محدودیت مالی را حفظ می‌کنند؛ به نحوی که با ایجاد منابع نقدی از دارایی‌های موجود یا کاهش‌دادن محدودیت‌های مالی به واسطۀ انتشار اوراق بدهی، سرمایه‌گذاری کمتر از حد را کاهش می‌دهند و منجر به بهبود عملکرد شرکت می‌شوند. در پژوهش‌های اخیر، بنسال، هلزمن و میلر^[14] (2016) نشان دادند مؤسسه‌های رتبه‌بندی اعتباری، توانایی مدیران را یکی از عوامل ریسک نکول در قیمت‌گذاری اوراق در نظر می‌گیرند؛ کوئستر^[15] و همکاران (2016) نیز نشان دادند توانایی تیم مدیریت بر تصمیم‌های مرتبط با سیاست مالیاتی اثرگذار است و منجر به اجتناب مالیاتی بالاتر می‌شود.

با افزایش توانایی مدیر، کیفیت سود افزایش و ریسک اطلاعات حسابداری کاهش می‌یابد. بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری ناشی از افزایش دقت و محتوای اطلاعاتی پیش‌بینی مدیران است (بایک و همکاران، 2011). این دیدگاه با رویکرد ترومن^[16] (1986) همخوانی دارد؛ مبنی‌بر اینکه مدیران توانمند آگاهی و شناخت بیشتری نسبت به زیرساخت‌های اصلی شرکت دارند و چشم‌انداز شرکت را بهتر پیش‌بینی می‌کنند. مدیران توانمند با توجه به دانش و شناختی که از محیط تجاری و صنعت مربوطه دارند، وضعیت رقابتی شرکت را بهبود می‌بخشند و منجر به بازتاب اطلاعات حسابداری در پیش‌بینی‌های سود می‌شوند (دمیرجان و همکاران، 2013). این دسته از مدیران، سودهای پایداری ایجاد می‌کنند که در راستای درآمدها و منابع نقد آتی است و منجر به کاهش ریسک سهام‌داران، به واسطۀ دستیابی به بازده مورد انتظار و نقض تعهدات قراردادی، وجود منابع کافی و روندهای مساعد سودآوری، می‌شود (دمیرجان، لوئیس و مک‌وی، 2015)؛ در همین راستا کربتری و ماهر^[17] (2005) اثبات کردند اوراق شرکت‌های دارای سودهای پیش‌بینی‌شدنی‌تر، رتبۀ اعتباری بالاتری دارند. بایک و همکاران (2012) نیز نشان دادند با افزایش توانایی مدیران، عدم تقارن اطلاعاتی و درنتیجه افزایش دقت اقلام تعهدی و برآوردها کاهش می‌یابد.

توانایی مدیران منجر به کنترل ریسک و حفظ ارزش شرکت در قالب قراردادهای اثربخش با اعتباردهنده‌ها و کاهش هزینه سرمایه می‌شود. برمبنای دیدگاه مکسول و شنکمن^[18] (2010) اهداف اصلی اعتباردهنده‌ها از بستن قراردادهای تعهدآور با شرکت‌ها، محدودکردن مدیران نسبت به انجام تعهدات جدیدی است که منجر به انتقال وجه نقد به دیگر رقبا می‌شود، محدودکردن انتشار اوراق بدهی که ادعاهای مالی دارنده‌های فعلی اوراق را کاهش می‌دهد و درنهایت، ایجاد محدودیت در فروش دارایی‌هایی است که ثروت را به دیگر مدعیان منتقل می‌کند. ساندر، ساندر و ژانگ^[19] (2008) نشان دادند محافظه‌کاری حسابداری منجر به ناکارآمدی معیارهای مبتنی‌بر ارزش دارایی‌ها در قراردادهای اعتباری می‌شود.

شرایط قراردادی شامل شرایط مبتنی‌بر سرمایه^[20] (برمبنای اطلاعات ترازنامه) و شرایط عملکردی^[21] (برمبنای اطلاعات سود یا صورت جریان وجوه نقد) است که محتوای آنها تضاد منافع بین سهام‌داران و اعتباردهنده‌ها را کنترل می‌کند. شرایط مبتنی‌بر سرمایه منجر به ایجاد انگیزه‌های تشویقی بیشتری می‌شود؛ زیرا باعث ایجاد اطمینان نسبت به وجود حداقل سرمایه در شرکت می‌شود و انگیزۀ سهام‌داران برای کنترل اقدامات مدیر را افزایش می‌دهد. برمبنای این شرایط، منابع شرکت نباید از حد مشخصی کمتر شود و سطح بدهی در ساختار سرمایۀ شرکت محدود می‌شود؛ درمقابل شرایط عملکردی منجر به شناسایی علائم محدودیت مالی برمبنای عملکرد جاری می‌شود و امکان کنترل و مذاکرۀ مجدد در صورت از بین رفتن شرایط اعتباری را فراهم می‌کند (پتکوویچ و پریوست، 2018). برمبنای این شرایط، ضعف در عملکرد و سودآوری منجر به مداخلۀ اعتباردهنده‌ها در عملیات و تصمیم‌گیری‌های شرکت می‌شود. کریستینسن و نیکلائف^[22] (2012) ابراز می‌کنند کیفیت اطلاعات حسابداری، عاملی کلیدی در استفاده از نوع شرایط قراردادهای اعتباری است. در حالتی که اطلاعات حسابداری معیار مناسبی از کیفیت اعتباری باشد، شرایط مبتنی‌بر عملکرد، هزینۀ کمتر و اثربخشی بیشتری در کاهش اختلافات قراردادی دارد؛ در همین راستا کریستینسن و نیکلائف (2012) نشان دادند ارتباط معناداری بین توانایی پیش‌بینی سود و شرایط مبتنی‌بر عملکرد وجود دارد. زمانی که اطلاعات حسابداری بیانگر کیفیت ضعیف اعتباری است، شرایط مبتنی‌بر سرمایه، اثربخشی بیشتری در حفظ منافع سهام‌داران و اعتباردهنده‌ها دارد. با توجه به اینکه مدیران توانمند اطلاعات باکیفیت‌تری ارائه می‌کنند، انتظار می‌رود استفاده از شرایط مبتنی‌بر عملکرد برتری داشته باشد.

روابط نمایندگی باعث کاهش بهره‌وری قراردادها می‌شود و به دو طرف این انگیزه را می‌دهد که محدودیت‌ها را افزایش دهند یا تلاش کنند اقداماتی را علیه اقدامات فرصت‌طلبانه، برای محافظت از منافع وام‌دهنده‌ها، با توجه به سطح ریسک و عدم تقارن اطلاعاتی، انجام دهند. برای کاهش رفتار فرصت‌طلبانۀ مدیران، وام‌دهنده‌ها قراردادهای بدهی را به گونه‌ای تنظیم می‌کنند که فرصت‌های سلب مالکیت ثروت توسط مدیران را محدود کنند و در صورت مشاهدۀ چنین رفتارهایی، امکان مداخلۀ اعتباردهنده‌ها در تصمیم‌ها و سلب قدرت مدیر وجود دارد (شرایط مبتنی‌بر عملکرد). شرایط مبتنی‌بر عملکرد به‌طور معمول اختیارات مدیر را محدود می‌کند و از این طریق توانایی مدیریت و سهام‌داران را برای کم‌کردن ارزش شرکت به هزینۀ وام‌دهنده‌ها کاهش می‌دهد. درمجموع، این استدلال با دیدگاه فرضیۀ نمایندگی سازگار است و این بدان معناست که قراردادهای مبتنی‌بر عملکرد رفتار فرصت‌طلبانۀ وام‌گیرنده‌ها در قراردادهای اعتباری را محدود می‌کند (احمد و دالمن^[23]، 2007). این تلاش‌ها برای محدودیت رفتار فرصت‌طلبانۀ وام‌گیرنده‌ها، شامل هزینه‌های نمایندگی مانند تلاش برای ارائه و اطمینان از صحت صورت‌های مالی ارائه‌شده و همچنین هزینه‌هایی مثل هزینه‌های نظارت بر اقدامات مدیریت است ( کاسکینو^[24]، 2017). برخی سازوکارهای نظارتی مربوط به کیفیت گزارشگری مالی، هزینۀ کمتری به شرکت تحمیل می‌کند. براساس مطالعات پیشین، ویژگی‌های مدیریتی همراه با بهبود گزارشگری مالی است (احمد و دالمن، 2007)؛ به همین ترتیب چونگ، داسگوپتا و هیلاری^[25] (2002) شواهدی از اعتباردهنده‌ها ارائه می‌دهند که مدیران را در استفاده از تعهدات اختیاری برای افزایش درآمد منع می‌کند.

فرضیۀ اول: توانایی مدیران تأثیر مثبت و معناداری بر استفاده از شرایط مبتنی‌بر عملکرد در قراردادهای اعتباری دارد.

مطابق با پژوهش دایموند^[26] (1993) انتشار اوراق بدهی بلندمدت حساسیت بیشتری به عدم تقارن اطلاعاتی دارد و شرکت‌های با کیفیت اطلاعاتی بالا، تمایل کمتری به انتشار اوراق به کمتر از قیمت ذاتی دارند؛ به عبارتی بین تاریخ سررسید بدهی و عدم تقارن اطلاعاتی رابطۀ منفی وجود دارد؛ در همین راستا بارکلی و اسمیت^[27] (1995) نشان دادند شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر، اوراق بدهی کوتاه‌مدت بیشتری منتشر می‌کنند. اورتیزمولینا و پناس^[28] (2008) نیز شواهدی را ارائه کردند مبنی‌بر اینکه سطوح بالاتر عدم تقارن اطلاعاتی ارتباط مستقیمی با سطح بدهی‌های کوتاه‌مدت دارد. کیفیت حسابداری ارتباط مستقیمی با سررسید بدهی دارد؛ به نحوی که باراث و شاموی^[29] (2008) نشان دادند کیفیت بالاتر حسابداری منجر به انتشار اوراق بدهی بلندمدت می‌شود. این نتایج نشان می‌دهد اعتباردهنده‌ها به شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی بالا، تسهیلات با سررسید کوتاه‌مدت اعطا می‌کنند. توانایی مدیران رویکرد شرکت و شیوۀ تأمین مالی آن را تغییر می‌دهد؛ به نحوی که عملکرد مساعد مدیران ابزاری برای متقاعدسازی اعتباردهنده‌ها برای تغییر سررسید وام‌های اعطایی است (پتکوویچ و پریوست، 2018). دایموند (1993) نشان می‌دهد توانایی مدیران عاملی برای تغییر سررسید اعتبارات اعطایی به شرکت است؛ در همین راستا علی‌نژاد و تارفی (1396) نشان دادند توانایی مدیریت صرفاً با اهرم مالی ارتباط دارد و نشان‌ می‌دهد مدیرانی با توانایی مدیریتی بالا برای انجام سرمایه‌گذاری‌های سودآور و بالا نشان‌دادن توانایی‌های خود به‌سمت استفاده از اهرم مالی حرکت می‌کنند. حسنی‌القار و رحیمیان (1397) نیز نشان دادند سیاست‌های تأمین مالی مدیران، نقش مهمی در ریسک و ایجاد ثروت برای سهام‌داران دارد. مدیران به‌دلیل اعتمادبه‌نفس کاذب، بازده‌های آتی پروژه‌های واحد تجاری را بیشتر برآورد می‌کنند؛ از این‌ رو ممکن است احتمال وقوع و تأثیر شوک‌های مثبت جریان‌های نقدی آتی حاصل از این پروژه‌ها را بیشتر برآورد کنند و درمقابل برآورد کمتری از شوک‌های منفی داشته باشند. آنان معتقدند واحدهای تجاری تحت مدیریتشان در بازار سرمایه، کمتر از واقع ارزش‌گذاری شده‌اند و با انتخاب بدهی با سررسید کوتا‌ه‌تر، ثروت سهام‌داران را افزایش می‌دهند.

فرضیۀ دوم: توانایی مدیران تأثیر مثبت و معناداری بر سررسید بدهی شرکت‌ها دارد.

بنسال، هلزمن و میلر (2016) بیان می‌کنند که کارایی بالاتر به همراه توانایی بالاتر مدیر منجر به کاهش نوسان در عملکرد آتی و مطابق با دیدگاه مؤسسه‌های رتبه‌بندی، علامت کاهش ریسک درماندگی مالی در نظر گرفته می‌شود و شواهدی را فراهم می‌آورد که توانایی ارتباط منفی با پراکندگی بازده اوراق منتشرشده دارد؛ به عبارتی توانایی مدیر نقش مهمی در ارزیابی ریسک ورشکستگی دارد؛ در همین راستا چن، لیائو و چن^[30] (2017) نشان دادند توانایی مدیران منجر به افزایش رتبۀ اعتباری شرکت می‌شود؛ به‌طور مشابه کارناگیا، کریشنان و ونگ^[31] (2017) دریافتند توانایی مدیران تأثیر منفی و معناداری بر پراکندگی بازده اوراق دارد و اثر آن در شرکت‌های دارای محدودیت مالی و در صنایع رقابتی، شدیدتر است. محدودیت مالی بیانگر ناتوانی شرکت در تأمین منابع مالی مورد نیاز برای دستیابی به اهداف برنامه‌ریزی‌شده است. شرایط سودآوری یا وضعیت اعتباری شرکت منجر به ایجاد محدودیت در تأمین مالی برون‌سازمانی و دستیابی به منابع موردنیاز می‌شود.

مشارکت‌کننده‌ها در بازار سرمایه اطلاعات را به‌نحو اثربخشی قیمت‌گذاری می‌کنند؛ بنابراین کیفیت بالاتر اطلاعات حسابداری درنتیجۀ توانایی مدیر، خود را در پراکندگی بازده سهام نشان می‌دهد (هان و ژو^[32]، 2014). بهبود در محیط اطلاعاتی منجر به مخابرۀ اطلاعات به فعالان بازار می‌شود و نوسان و پراکندگی بازده اوراق را کاهش می‌دهد. پیچیدگی و ابهام در ارزش‌گذاری قرض‌گیرنده‌ها و سایر شرکت‌ها منجر به افزایش ریسک اعتباری و درماندگی مالی می‌شود؛ بنابراین انتظار می‌رود کیفیت اطلاعات حسابداری، عاملی برای تعیین ریسک و جایگاه اعتباری شرکت‌ها باشد. زر^[33] (2015) نشان داد مدیران روند کاهشی انتشار اطلاعات عمومی را به‌وسیلۀ افزایش اطلاعات خصوصی بهبود می‌بخشند که درمقابل منجر به بهبود ارزیابی سرمایه‌گذاران نسبت به ریسک درماندگی شرکت می‌شود.

فرضیۀ سوم: محدودیت مالی تأثیر معناداری بر ارتباط بین توانایی مدیران و پراکندگی بازده دارد.

روش پژوهش.

برای گردآوری داده‌های پژوهش حاضر از لوح‌های فشرده آرشیو تصویری و آماری سازمان بورس اوراق بهادار تهران، سایت رسمی شرکت بورس اوراق بهادار تهران و دیگر پایگاه‌های اینترنتی مرتبط، استفاده شده است. درنهایت، به‌منظور تحلیل داده‌ها از نرم‌افزارهای ایویوز و استاتا استفاده شده است.

این پژوهش به دنبال بررسی نقش توانایی مدیران در تعدیل شرایط اعتباری و کاهش پراکندگی بازده اوراق است. بدین منظور از مدل‌های تعدیل‌شدۀ پتکوویچ و پریوست (2018) زیر برای بررسی فرضیه‌ها استفاده شده است:

مدل (1) برای بررسی فرضیۀ اول:

مدل (2) برای بررسی فرضیۀ دوم:

مدل (3) برای بررسی فرضیۀ سوم:

در این مدل‌ها، P_INDEX شرایط مبتنی‌بر عملکرد در قراردادهای بدهی، D_MATURITY سررسید بدهی، MA توانایی مدیریت، KZ محدودیت مالی، LIQ نقدشوندگی سهام، IRV پراکندگی بازده، MTB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری، A_Quality کیفیت اطلاعات حسابداری، Audit_Q کیفیت حسابرسی، Performance عملکرد آتی، Conser محافظه‌کاری در حسابداری، VIX عدم اطمینان محیطی، Size اندازۀ شرکت، LEV اهرم مالی، ROA بازده دارایی‌ها و LOSS زیان شرکت را نشان می‌دهد.

برمبنای پژوهش‌های پتکوویچ و پریوست (2018) شرایط مبتنی‌بر عملکرد در قراردادهای بدهی برابر با نسبت پوشش مخارج ثابت است که از نسبت سود قبل از بهره و مالیات و مخارج ثابت به مجموع بهرۀ وام‌های دریافتی و مخارج ثابت به دست می‌آید. سررسید بدهی،متغیری مجازی است که اگر زمان سررسید بدهی‌ها و تسهیلات دریافتی بیشتر از 10 سال باشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر می‌پذیرد (پتکوویچ و پریوست، 2018).به‌منظور محاسبۀ متغیر پراکندگی بازده، از معیار نوسان نامتقارن بازده استفاده می‌شود که از واریانس باقی‌ماندۀ خطای مدل سه عاملی فاما و فرنچ که مبتنی‌بر عوامل بازار و اندازه است، به دست می‌آید و از پژوهش‌های چن و همکاران (2017) نیز استفاده می‌شود:

R_Ht = a_H + β₁(R_M -R_F) + β₂ SMB + β₃ HML + ε_t

R_H بازده مربوط به سهام است. برای محاسبۀ عوامل مدل، به شرح زیر عمل می‌شود:

الف) کل شرکت‌های جامعۀ مفروض براساس ارزش بازار رتبه‌بندی می‌شود و با توجه به نقطۀ میانی ارزش بازار، به دو گروه دسته‌بندی می‌شوند: شرکت‌های بزرگ (B) و شرکت‌های کوچک (S).

ب) هم‌زمان و به‌صورت مستقل از گام قبلی، شرکت‌ها برحسب نسبت ارزش دفتری به بازار (B/M) رتبه‌بندی و به سه دسته تقسیم‌بندی می‌شوند: 30 درصد شرکت‌های با نسبت بالا (H)، 40 درصد میانی شرکت‌ها (M) و 30 درصد شرکت‌های با نسبت پایین (L).

ج) با توجه به دو دسته‌بندی صورت‌گرفتۀ مستقل، درمجموع شش سبد به شرح جدول زیر ساخته می‌شود:

جدول (1) سبدبندی سهام بر اساس اندازه و ارزش بازاری به ارزش دفتری

برای نمونه در سبد S/L، سهامی با اندازۀ کوچک و در گروه نسبت ارزش دفتری به بازار پایین قرار دارد.

د) عامل SMB (اندازه): تفاوت میانگین سادۀ‌ بازده ماهانۀ سه سبد کوچک (S/H، S/M، و S/L) با میانگین سادۀ بازده ماهانۀ سه سبد بزرگ (B/H، B/M و S/L) است؛ بنابراین این عامل به نوعی تفاوت بین بازده سبد‌های کوچک و بزرگ است که نسبت ارزش دفتری به بازار تقریباً مشابهی دارند.

ه) عامل HML (نسبت ارزش دفتری به بازار): تفاوت میانگین بازده ماهانۀ دو سبد با نسبت ارزش دفتری به بازار بالا (B/H و S/H) و میانگین بازده ماهانۀ دو سبد با نسبت ارزش دفتری به بازار پایین (B/L و S/L) است؛ بنابراین در اینجا اندازه، کنترل شده است.

و) عامل (R_M - R_F) برابر با تفاوت بین نرخ بازده بازار با نرخ بازده بدون ریسک است (رشیدی، 1398).

در پژوهش حاضر، به‌منظور اندازه‌گیری توانایی مدیریت از مدل دمرجیان، لو و مکوای (2012) استفاده شده است. به‌منظور اندازه‌گیری کارایی شرکت از مدل تحلیل پوششی داده‌ها استفاده و به‌صورت زیر محاسبه شده است:

 بهای کالای فروش‌رفته،  هزینه‌های عمومی اداری و فروش،  ماندۀ خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات در ابتدای سال، هزینۀ اجارۀ عملیاتی،  هزینۀ پژوهش و توسعه،  سرقفلی خریداری‌شده در ابتدای سال و  ماندۀ خالص دارایی نامشهود در ابتدای سال است. مقدار محاسبه‌شده برای کارایی شرکت در محدودۀ صفر تا یک قرار می‌گیرد. حداکثر کارایی برابر یک و هرچه مقدار به‌دست‌آمده کمتر باشد یعنی کارایی شرکت پایین‌تر است. دمرجیان، لو و مکوای (2012) به‌منظور کنترل اثر ویژگی‌های ذاتی شرکت در مدل خود، کارایی شرکت را به دو بخش جدا یعنی کارایی براساس ویژگی‌های ذاتی شرکت و توانایی مدیریت، تقسیم کرده‌اند. آنها این کار را با استفاده از کنترل ویژگی‌های ذاتی شرکت انجام داده‌اند. هرکدام از این متغیرها در جایگاه ویژگی‌های ذاتی شرکت، به مدیریت کمک می‌کند تا تصمیم‌های بهتری بگیرد یا برعکس عمل و توانایی مدیریت را محدود می‌کند. در مدل زیر این ویژگی‌ها کنترل شده است.

 اندازۀ شرکت و برابر با لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌های شرکت،  سهم بازار شرکت و برابر با نسبت فروش شرکت به فروش کل صنعت،  جریان نقد آزاد شرکت، عمر بورسی شرکت و برابر با لگاریتم طبیعی تعداد سال‌هایی که شرکت در بورس پذیرفته شده است،   نیز متغیر دامی است و برای شرکت‌هایی که صادرات داشته‌اند برابر یک در غیر این صورت صفر در نظر گرفته شده است و باقی‌ماندۀ مدل ( ) نیز نشان‌دهندۀ میزان توانایی مدیریت است. برای محاسبۀ محدودیت مالی واحد تجاری از معیار کاپلان و زینگالس[34] (1997) استفاده شده است که الگوی تعدیل‌شدۀ آن در بورس اوراق بهادار تهران و به شرح زیر استفاده شده است. شرکت‌هایی که در پنجک چهارم و پنجم قرار می‌گیرند، شرکت‌های دارای محدودیت مالی هستند.

در این الگو، C بیانگر نسبت موجودی نقد، DIV سود تقسیمی، LEV اهرم مالی و MTB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری است.

در این پژوهش برای ارزیابی کیفیت اطلاعات حسابداری از مدل فرانسیس و همکاران (2005)، به شرح زیر استفاده ‌شده است:

TCA_j،_t= α₀ + α₁CFO_j،t-1 + α₂CFO_j،t + α₃CFO_j،t+1 + α₄∆REV_j،t + α₅PPE_j،t + ε_j،t

TCA کل اقلام تعهدی شرکت j در سال t، CFO جریان وجه نقد حاصل از عملیات شرکت، 𝜟REV تغییر در درآمد فروش شرکت و EPP اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات است. مدل فوق برای هر سال برآورد و معکوس انحراف استاندارد سه‌ساله جز خطا، متغیر کیفیت اطلاعات حسابداری در نظر گرفته می‌شود. در این پژوهش معیار کیفیت حسابرسی، اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی در نظر گرفته شده است؛ به نحوی که اگر حسابرس شرکت، سازمان حسابرسی باشد عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر می‌پذیرد. اندازۀ شرکت برابر با لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت است. برای محاسبۀ محافظه‌کاری در حسابداری به پیروی از کالن، سگال و هوپ[35] (2010) از مدل زیر استفاده شده است. در این پژوهش از مدل باسو[36] (1997) به‌علت ایجاد هم‌خطی سریالی بین اثر تعاملی بازده، اعتمادبه‌نفس بیش از اندازه، عدم اطمینان محیطی و محدودیت تأمین مالی و نیز انحراف در اندازه‌گیری (پاتاتوکاس و توماس، 2016) استفاده نشده است.

در این الگو، Return بازده سهام، Roe بازده حقوق صاحبان سهام و B/M بیانگر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام واحد تجاری است. برای بررسی عملکرد، از میانگین نسبت جریان نقد عملیاتی سال t+1 و t، مستخرج از صورت جریان وجوه نقد به مجموع دارایی‌های ابتدای دوره استفاده شده است. به‌منظور کاهش خطای ناشی از دست‌کاری سود از این نسبت استفاده شده است (هسو، نووسلوف و وانگ[37]، 2017). برای سنجش عدم اطمینان محیطی از انحراف معیار تغییرات درآمد فروش طی دوره‌ای سه‌ساله استفاده می‌شود. پژوهشگرانی ازجمله کوتاری، لاگور و لئون[38] (2002)، دیچو و تانگ[39] (2009) و انواری رستمی و کیانی (1394) استفاده از انحراف استاندارد برای اندازه‌گیری عدم اطمینان محیطی را مطرح کرده‌ و به کار گرفته‌اند. به‌منظور محاسبۀ نقدشوندگی، از درصد سهام شناور شرکت‌ها استفاده می‌شود (دی، 2005). زیان شرکت متغیری موهومی است که اگر شرکت در سال جاری، سال قبل یا در دو سال قبل زیان داشته باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر است. اهرم مالی برابر با نسبت مجموع بدهی‌های بلندمدت به مجموع دارایی‌های شرکت است. بازده دارایی برابر با نسبت سود خالص به مجموع دارایی‌های ابتدای دوره است. نسبت ارزش بازار به دفتری برابر با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت است (فرج‌زاده و رضازاده، 1397).

جامعۀ آماری مطالعه‌شده‌ با توجه به داده‌های دردسترس برای متغیرهای پژوهش، تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1387 تا 1397 است. برای انتخاب نمونه، از بین کلیۀ شرکت‌های موجود، شرکت‌هایی که واجد هرکدام از شرایط زیر نبوده‌اند، حذف و درنهایت، شرکت‌های باقی‌مانده برای انجام آزمون انتخاب شده‌اند. به‌منظور همگن‌شدن نمونۀ آماری در سال‌های بررسی‌شده، شرکت‌ها باید قبل از سال 1387 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشند و به‌منظور افزایش مقایسه‌پذیری، پایان سال مالی شرکت‌های مطالعه‌شده اسفندماه است. نمونۀ آماری شامل شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی، واسپاری، بانک‌ها و بیمه‌ها، به‌علت ماهیت متفاوت دارایی‌ها و عملیات آنها نمی‌شود. شرکت‌ها باید طی دورۀ زمانی این پژوهش تغییر ماهیت نداشته یا دورۀ مالی خود را تغییر نداده باشند و داده‌های مدنظر شرکت‌ها دردسترس باشد. درنهایت، شرکت‌های بررسی‌شده در این پژوهش، شامل 120 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بود؛ به ترتیبی که از بین کلیۀ شرکت‌های بورسی، 159 شرکت به‌دلیل مطابق‌نبودن پایان سال مالی، 63 شرکت به‌علت فعالیت در صنعت واسطه‌گری و سرمایه‌گذاری و 144 شرکت نیز به‌دلیل دسترسی‌نداشتن به اطلاعات کامل طی دورۀ زمانی پژوهش حذف شد.

یافته‌ها

برای ارائۀ نمایی کلی از ویژگی‌های مهم متغیرهای محاسبه‌شده، برخی از آمارهای توصیفی این متغیرها، تحلیل شده است. میانگین متغیر شرایط مبتنی‌بر عملکرد برابر با 164/3 است که بیانگر توانایی شرکت‌های مطالعه‌شده در پوشش شرایط مورد نیاز برای دریافت اعتبار است. میانگین سررسید بدهی برابر با 250/0 است که بیانگر تأمین مالی کوتاه‌مدت توسط شرکت‌های بورسی است. میانگین متغیرهای توانایی مدیران و محدودیت مالی به ترتیب برابر با 014/0 و 134/0 است که توانایی مدیران در کنترل محدودیت‌های مالی مبتنی‌بر عملکرد شرکت را نشان می‌دهد. میانگین 4/12 درصدی نقدشوندگی سهام بیانگر محدود‌بودن شناوری سهام است. میانگین متغیر پراکندگی بازده 012/0 است که نشان‌دهندۀ انحراف محدود بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران است. میانگین کیفیت اطلاعات حسابداری و کیفیت حسابرسی به ترتیب برابر با 125/0 و 225/0 است که بیانگر نوسان پایین در جریان‌های نقد ایجاد‌شده در طی سال‌های قبل است. میانگین عملکرد آتی برابر با 036/0 است که محدود‌بودن میزان نقدینگی نگهداری‌شده توسط شرکت‌های مطالعه‌شده را بیان می‌کند. میانگین متغیر محافظه‌کاری حسابداری برابر با 092/0- است که اعمال محدود محافظه‌کاری در بین شرکت‌های بررسی‌شده را نشان می‌دهد. میانگین 18 درصدی عدم اطمینان محیطی بیانگر ثبات در روند فروش شرکت‌های بورس اوراق بهادار است. میانگین اهرم مالی برابر با 650/0 است که نشان می‌دهد بخش عمده‌ای از مصارف شرکت از محل بدهی‌ها تأمین مالی شده است. میانگین بازده دارایی 141/0 است و نشان می‌دهد که به ازای هر 100 ریال سرمایه‌گذاری در دارایی‌ها 1/14 ریال بازده ایجاد شده است. با مقایسۀ میانگین و میانۀ متغیرها گفته می‌شود ارزش همۀ میانگین‌ها به استثنای نقدشوندگی سهام و اهرم مالی، بزرگتر از میانه‌ها است که نشان‌دهندۀ انحراف منطقی در توزیع هر متغیر است.

قبل از برازش الگوهای پژوهش، لازم است آزمون F لیمر برای بررسی استفاده از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت درمقابل روش داده‌های ترکیبی، برای الگوهای بالا انجام شود.نتایج حاصل از آزمون F لیمر برای الگوهای پژوهش بیانگر تأیید الگوی اثرات ثابت است. با توجه به آماره و سطح خطای آزمون F لیمر و رد فرضیۀ H₀برای الگوهای پژوهش، لازم است برای انتخاب از بین الگوی داده‌های تابلویی با اثرات ثابت یا داده‌های تابلویی با اثرات تصادفی، آزمون هاسمن نیز انجام شود. نتایج مربوط به آزمون هاسمن نیز حاکی از ردشدن فرضیۀ صفر برای الگوهای پژوهش است؛ درنتیجه الگوی داده‌های تابلویی با اثرات ثابت ارجح است؛ بنابراین برای تخمین الگوهای پژوهش از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت استفاده شده است. در پژوهش حاضر، از آزمون دوربین - واتسون برای تشخیص خودهمبستگی الگو استفاده شده است؛ علاوه بر این از آزمون فیشر برای بررسی معناداری کل الگوها استفاده شده است. جدول 1 نتایج حاصل از برآورد الگوهای پژوهش را نشان می‌دهد.

فرضیۀ اول پژوهش بیان می‌کند که توانایی مدیران تأثیر معناداری بر استفاده از شرایط مبتنی‌بر عملکرد در قراردادهای اعتباری دارد. با استفاده از الگوی 1 پیش‌بینی می‌شود ضریب B₁ منفی باشد. براساس جدول 1، آمارۀ t متغیر توانایی مدیران برابر با 051/3- با سطح خطای کوچکتر از 5 درصد است؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش مبنی‌بر تأثیر معنادار توانایی مدیران بر استفاده از شرایط مبتنی‌بر عملکرد در قراردادهای اعتباری تأیید شده است. فرضیۀ دوم پژوهش بیان می‌کند که توانایی مدیران تأثیر مثبت و معناداری بر سررسید بدهی دارد. با استفاده از الگوی 2 پیش‌بینی می‌شود ضریب B₁ مثبت باشد. طبق جدول 1، آمارۀ t متغیر توانایی مدیران برابر با 047/4 با سطح خطای کوچکتر از 5 درصد است؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش مبنی‌بر تأثیر مثبت و معنادار توانایی مدیران بر سررسید بدهی تأیید شده است. براساس نتایج حاصل از فرضیۀ سوم پژوهش برمبنای الگوی 3، آمارۀ t مربوط به متغیر تعاملی محدودیت مالی و توانایی مدیر 803/0 با سطح خطای بالاتر از 5 درصد است؛ بنابراین فرضیۀ سوم پژوهش (ریسک محدودیت مالی تأثیر معناداری بر ارتباط بین توانایی مدیران و پراکندگی بازده دارد) رد شده است.

جدول (2) نتایج حاصل از برآورد الگوهای پژوهش