کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل


 

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کاملکلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

 

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کاملکلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل



جستجو




آخرین مطالب
 



با توجه به ماده بالا می توان چنین بیان کرد که چنین سرقتی باید در شب ، یعنی بین غروب آفتاب تا طلوع صبح و به وسیله دو یا چند نفر که حداقل یکی از آنها مسلح باشد حال سلاح می خواهد سرد مثل: چاقوی ضامن دار باشد یا گرم مثل: تپانچه و یا سلاح پر یا خالی و مجاز یا غیر مجاز باشد چه فرد مسلح سلاح به صورت مخفی یا ظاهر باشد بنابراین اسلحه تقلبی مثل اسباب بازی کودکان را در بر نمی گیرد، حتی اگر بوسیله این اسلحه تقلبی صاحب مال را بترساند زیرا سلاح به تنهایی اشاره به سلاح واقعی دارد نه تقلبی ،و همچنین وسایلی مثل سنگ و چوب هرچند سارق بتواند با آن دیگران را بترساند در عرف ما سلاح محسوب نمی شوند و همچنین استفاده از ادویه جاتی مثل فلفل سرقت مسلحانه نیست.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

سؤالی دیگری که ممکن است پیش آید زمانی که سارق خود را در محل سرقت مسلح نماید مثلأ از آشپزخانه چاقویی برداشته و سپس در سالن پذیرایی دست به سرقت بزند آیا سرقت مسلحانه محسوب می شود؟پاسخ این سؤال مثبت است زیرا وی در حین سرقت حامل سلاح بوده است.
ولی فقهای شیعه سرقت مسلحانه یا قطع الطّریق را زیر مجموعه محاربه نمی دانند ، فقه شیعه و اهل سنت درست عکس نظر یکدیگر را دارند. از نظر فقهای شیعه محاربه نمی تواند جزئی از سرقت مستوجب حد باشد چرا که در سرقت مستوجب حد با عفو سارق پیش از شکایت توسط صاحب مال ، اجرای حد سرقت ساقط می شود ، لیکن در محاربه با گذشت و عفو شاکی اجرای حد محاربه متوقف نمی شود.
گفتار چهارم : سرقت وسائل و متعلقات تأسیسات عمومی
ماده ۶۵۹ « قانون تعزیرات » مصوب سال ۱۳۷۵، سرقت وسائل و متعلقات مربوط به تأسیسات مورد استفاده عمومی ، مانند تأسیسات بهره برداری آب و برق و گاز و غیره که به هزینه دولت یا با سرمایه دولت یا سرمایه مشترک دولت و بخش غیر دولتی یا بوسیله نهادها و سازمانهای عمومی غیردولتی یا مؤسسات خیریه ایجاد یا نصب شده است را موجب حبس از یک تا پنج سال دانسته و اِشعار داشته است که چنانچه مرتکب از کارکنان سازمانهای مربوطه باشد به حداکثر مجازات مقرر محکوم خواهد شد . بدیهی است برای شمول این ماده ، تجهیزات مذکور باید « ایجاد یا نصب شده باشد». بنابراین هرگاه این تجهیزات و وسایل از خارج وارد شده باشد ، کسی که آنها را از انبار گمرک سرقت می نماید مشمول این ماده نخواهد شد.[۱۲۸]
گفتار پنجم : سرقت از اماکن محل وقوع حوادث طبیعی
مطابق ماده ۶۵۸ « قانون تعزیرات » مصوب سال ۱۳۷۵، هرگاه سرقت در مناطق سیل یا زلزله زده یا جنگی یا آتش سوزی صورت پذیرد و حائز شرایط حد نباشد مرتکب به مجازات حبس از یک تا پنج سال و تا ۷۴ ضربه شلاق محکوم خواهد شد. قانونگذار عمل کسی را که در محل وقوع حوادث طبیعی مرتکب سرقت می شود قبیح تر از عمل سارقین مرتکب سرقت های ساده تعزیری دانسته و برای آنان حکم خاصی تعیین کرده است.[۱۲۹]
گفتار ششم : کیف زنی و جیب بری
ماده ۶۵۷ « قانون تعزیرات » مصوب سال۱۳۷۵، برای سرقت از کیف زنی و جیب بری و امثال آن مجازات حبس از یک تا پنج سال و تا ۷۴ ضربه شلاق را تعیین کرده است.[۱۳۰]
آیا جیب می تواند حرز کیف و یا مالی باشد که در آن قرار داده می شود؟
در این مورد ، در فقه احناف ابوحنیفه معتقد است که صورتی که سارق از ظاهر جیب سرقت کند بدون این که دستش را وارد آن کند حدی ندارد ولی اگر دستش را داخل آن کند و اقدام به سرقت نماید مستوجب حد است.
ابویوسف معتقد است در هردو حالت دست سارق قطع می شود ، زیرا در هردو حالت از حرز سرقت کرده است ، ولی ابوحنیفه معتقد است که تنها در حالت دوم از حرز سرقت شده است.[۱۳۱]
در فقه شافعیه[۱۳۲] و مالکیه[۱۳۳] بیان شده است که دست جیب بر قطع می شود ، حال به هر نحوی که اقدام به سرقت نماید.
در فقه حنابله آمده است : که در صورتی که جیب بر به طور پنهانی اقدام به سرقت نماید مستوجب حد است و در غیر این صورت مختلس است. نظر دیگری نیز در فقه حنابله بیان شده است و آن عدم اجرای حد در مورد جیب بر است.[۱۳۴]
در فقه امامیه به تبعیت از نصوصی که در این زمینه وارد شده است بیان شده[۱۳۵] که اگر سارق از جیب ظاهری (بیرون لباس ) سرقت کند حدی ندارد ولی در صورتی که از جیب باطنی ( داخل لباس ) سرقت کند مستوجب حد است.[۱۳۶]
گفتار هفتم : استفاده غیر مجاز از آب و برق و گاز و تلفن
ربایش آب :
قانون مجازات پیشه وران و فروشندگانی که کالای خود را مخفی می کنند یا گران می فروشند تصریح می کند آب کالا محسوب می شود و بنابراین ربایش غیرمجاز از آب متعلق به دیگری سرقت خواهد بود. بعلاوه ماده ۶۸۴ « قانون تعزیرات » صراحتأ از « سرقت آب » سخن گفته است.[۱۳۷]
از میان فقهای مذاهب اسلامی ابوحنیفه ، رئیس مذهب حنفی، و احمد بن حنبل، رئیس مذهب حنبلی ، با استناد به روایتی از پیامبر اسلام (ص) که به موجب آن ایشان مردم را در آب شریک می دانند، سرقت آب را، به دلیل وجود شبهه شرکت، موجب حد ندانسته اند.[۱۳۸]
برق :
بدیهی است استفاده از نیروی برق باید قبل از ورود آن به کنتور شخص صورت گیرد تا بتوان عمل فرد را « ربایش » و در نتیجه « سرقت » برق محسوب کرد.
ربایش گاز و تلفن :
هرگاه کسی با گرفتن انشعاب از لوله اصلی گاز به طور غیرمجاز از گاز شهری استفاده می کند عمل وی را ربایش مال و در نتیجه سرقت می دانیم. به موجب ماده ۶۶۰ ، «هر کس بدون پرداخت حق انشعاب و اخذ انشعاب آب و برق و گاز و تلفن مبادرت به استفاده غیر مجاز از آب و برق و گاز و تلفن نماید علاوه بر جبران خسارت وارده، به تحمل تا سه سال حبس محکوم خواهد شد.[۱۳۹]
بدیهی است با توجه به این حکم خاص مواردی نیز که انشعاب غیرمجاز با اجازه صاحب انشعاب ( مثلأ همسایه) ولی بدون رعایت مقررات و ضوابط ادارات مربوطه اخذ می گردد ، حکم این ماده جاری خواهد بود که در چنین حالتی همسایه را می توان ارباب تسهیل عمل مجرمانه معاون جرم دانست.
برعکس ، هرگاه کسی بدون اجازه دیگری از تلفن وی استفاده کند به نظر نگارنده صرف این عمل را نمی توان مشمول ماده ۶۶۰، که راجع به استفاده کردن بدون اخذ انشعاب و پرداخت حق انشعاب است، دانست.
گفتار هشتم : سرقت اموال تاریخی و فرهنگی
ماده ۵۵۹ « قانون تعزیرات » اشعار می دارد، « هرکس اشیاء و لوازم و همچنین مصالح و قطعات و آثار فرهنگی و تاریخی را از موزه ها و نمایشگاه ها، اماکن تاریخی و مذهبی و سایر اماکنی که تحت حفاظت یا نظارت دولت است سرقت کند یا ، با علم به مسروقه بودن، اشیای مذکور را بخرد یا پنهان دارد[۱۴۰]، در صورتی که مشمول مجازات حدّ سرقت نگردد، به حبس از یک تا پنج سال محکوم می شود. بدین ترتیب ، برای تحقق جرم مذکور در قسمت اول این ماده باید اولأ مال مورد سرقت عبارت از اشیاء و لوازم یا مصالح و قطعات آثار ملی و تاریخی و ثانیأ، محل سرقت عبارت از موزه ها ، نمایشگاه ها یا اماکن تاریخی و مذهبی و یا سایر اماکنی که تحت حفاظت یا نظارت دولت است، باشد بنابراین در صورتی تحقق تنها یکی از این دو شرط عمل را نمی توان مشمول این ماده دانست.
گفتار نهم : سرقت فاقد شرایط اجرای حد و موجب اخلال در نظم
ماده ۲۰۳ « ق . م . ا » مصوب سال ۱۳۷۰ مقرر می دارد[۱۴۱] :
« سرقتی که فاقد شرایط اجرای حد باشد و موجب اخلال در نظم یا خوف شده یا بیم تجرّی مرتکب یا دیگران باشد، اگر که شاکی نداشته یا گذشت نموده باشد ، موجب حبس تعزیری از یک تا پنج سال خواهد بود.» بدین ترتیب برای اعمال این ماده باید ، اولأ ، سرقت فاقد یک یا چند شرط از شرایط لازم برای اجرای حد باشد، و ثانیأ، امکان اخلال در نظم یا ایجاد خوف و یا تجرّی مرتکب یا دیگران برای قاضی محرز می گردد. در صورت فقدان هر یک از این دو شرط صدور حکم بر اساس مادّه موضوع بحث مورد نخواهد داشت.
گفتار دهم : سرقت در فضای مجازی (سرقت رایانه ای )
شبکه ی بین المللی یا اینترنت نام مجموعه ای از منابع اطلاعات جهانی است که در سطح دنیا گسترده است ، گستردگی این مجموعه به حدی است که می توان گفت هیچ انسانی نمی تواند یه تنهایی تمامی اینترنت یا حتی بخشی از آن را بشناسد در واقع به اینترنت باید به عنوان منبع عظیمی از اطلاعات قابل استفاده نگاه شود ، اینترنت به میلیونها نفر در اقصی نقاط دنیا امکان می دهد با یکدیگر ارتباط برقرار کنند و در دانش و تجربیات خویش با دیگران شریک شوند.
با توجه به قابلیت های بسیار بالای این شبکه ی بین المللی که مجموعه جهان را به یک شهر کوچک تبدیل نموده است و از لحاظ دسترسی به نقاط و اطلاعات جای جای این دنیا با فشار دادن یک کلید امکان پذیر شده امکان ارتکاب جرائم متعدد و مختلف چه از لحاظ جرائم سنتی و چه خلق جرائم بسیار جدید و بی سابقه را برای مجرمان به وجود آورده است.[۱۴۲]
ظهور لپ تاپ و افزایش آن در خانه ها، کامپیوتر را در دسترس گروه های زیادی از مردم قرار داده است. این امر زمینه را برای فعالیت هکرها نیز گسترش داده است هکرها با کامپیوترها و شبکه های پیچیده تری سروکار دارند و خود این امر چالش قضیه را برای آنها بیشتر می کند و انگیزه آنها را بالاتر می برد .اینترنت مدرن به هکرها اجازه داده است که مرزهای جدید را بکاوند[۱۴۳].
فصل دوم/ واکنش کیفری ناظر به سرقت مستوجب حد
مبحث اول : تعریف و شرایط اختصاصی سرقت مستوجب حد:
گفتار اول:تعریف سرقت مستوجب حد
« عمل ارادی و عمدی شخصی غیر از پدر صاحب مال در غیر سال قحطی در ربودن مخفیانه معادل حداقل ۵/۴ نخود طلای مسکوک از مال متعلق به دیگری با هتک حرز.»[۱۴۴]
در شریعت اسلام بویژه از نظر فقهای اهل سنت دو نوع سرقت پیش بینی شده است :
۱- سرقت مستوجب حد ۲- سرقت تعزیری
انواع سرقت از نظر اهل سنت : ۱- سرقت مستوجب حد ۲- سرقت مستوجب تعزیر

    1. سرقت مستوجب حد :

همانطوری که از اسم آن پیداست مجازات این نوع سرقت حد است که خود نیز بر دو نوع : ۱- سرقت صغری ( یا سرقت ساده مستوجب حد ) و ۲- سرقت کبری ( یا سرقت مشدّد مستوجب حد ) تقسیم می شود.
اول_ سرقت صغری ( سرقت ساده مستوجب حد ) :
سرقت صغری ( یا سرقت ساده مستوجب حد ) عبارت از سرقتی که در آن ربایش مال منقول متعلق به دیگری بطور مخفیانه یا از راه پنهانکاری صورت می گیرد. در این نوع سرقت مال باید هم بدون علم و هم بدون رضای صاحب آن ربوده شود. وجود هر دو شرط عدم علم و عدم رضا از سوی مالباخته توامأ ضروری است. حکم قرآن کریم در آیه مبارکه ۳۸ از سوره مائده ناظر بر همین نوع سرقت است ، این نوع سرقت در میان فقهای شیعه به سرقت مستوجب حدّ مشهور است.
دوم_ سرقت کبری ( سرقت مشدّد مستوجب حّد ) :
این نوع سرقت که از آن به عنوان « حرابه » اسم برده شده و در اصطلاح به آن «قطع الطریق » گفته می شود عبارت از سرقتی است که سارق مال متعلق به دیگری را با اعمال قهر ، زور و غلبه به طور علنی و با بکارگیری سلاح اخذ می کند. در حرا به بر خلاف سرقت صغری که نوعأ بدون علم مجنی علیه و توامأ با پنهانکاری ارتکاب می یافت ، صاحب مال از ربوده شدن مال خود آگاه است لیکن به دلیل غلبه و برتری سارق امکان دفاع از خود و ممانعت از عمل سارق را ندارد. علاوه بر این اختلاف سرقت صغری یا کبری یا حرابه تفاوتهای دیگری نیز دارد. از جمله این که اولأ در سرقت صغری لازم است که مال در حرز قرار داده شده باشد ، در صورتی که در حرابه محرز بودن مال شرط نیست. ثانیأ در سرقت صغری جهت اجرای حد لازم است که قیمت مال مسروقه به نصاب معیّنی برسد ، در حالی که در حرابه ارزش مال مسروقه تأثیری در اجرای حد ندارد. در فقه اهل سنت صرف برخورداری سارق از قوه قهریه و غلبه بر مالباخته جهت تحقق محاربه کافی است و در تعریف محاربه مسئله تجرید سلاح و توسل به سلاح را لازم نمی دانند بلکه غلبه جسمانی به هر نحو که باشد کافی است. ضمنأ حرابه در بین علمای اهل سنت نوعی از سرقت است در حالی که علمای شیعه نظر عکس دارند و سرقت مسلحانه و قطع الطریق را در شرایطی در حکم محاربه می دانند.
۲- سرقت مستوجب تعزیر که حد معینی ندارد ، از نظر علمای اهل سنت به دو دسته تقسیم می شود:

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
[چهارشنبه 1401-04-15] [ 03:47:00 ق.ظ ]




مدل (۲-۴۰) را تحت عنوان ARCH می‌شناسند، زیرا واریانس شرطی فقط بستگی به خطای دوره قبل دارد. توجه شود که (۲-۴۰) فقط بخشی از کل مدل است، زیرا درباره میانگین شرطی متغیر وابسته که همان معادله اصلی است، چیزی بیان نمی‌کند. در مدل ARCH، معادله میانگین شرطی یا معادله اصلی را که بیانگر تغییرات متغیر وابسته در طول زمان می‌باشد به هر شکلی که محقق بخواهد می‌تواند درنظر بگیرد. به عنوان مثال، مدل زیر را درنظر بگیرید:
(۲-۴۱)
(۲-۴۲)
مدل (۲-۴۲) را می‌توان گسترش داد و در حالت کلی آن را به صورت ARCH(q) نشان داد:
(۲-۴۳)
(۲-۴۴)
که برای سادگی به جای از استفاده شده است.
(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت nefo.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

توجه شود که از آنجا که واریانس شرطی است، الزاماً مقدار آن باید مثبت باشد. لذا واریانس منفی در هر لحظه از زمان، غیرمعقول است و لازم است که تمام ضرایب معادله (۳-۷) غیرمنفی باشند.
۲- آزمون ARCH
آزمون ARCH راجه به ثابت یا متغیر بودن واریانس جمله خطا است. در واقع قبل از هر چیزی بایستی راجه به وضعیت واریانس جمله خطا، چنین آزمونی صورت گیرد. برای بررسی اینکه آیا واریانس ثابت است یا خیر و یا به عبارت دیگر برای آزمون ARCH مراحل زیر را انجام می‌دهیم.
۱- معادله میانگین شرطی Y را که به صورت زیر داده شده است با روش OLS براورد کرده و باقیمانده‌های آن را (یعنی ) حساب می‌کنیم:
(۲-۴۵)
خطاها را مجذور کرده و رگرسیون زیر را برآورد می‌کنیم:
(۲-۴۶)
از این معادله، را نیز حساب می‌کنیم.
به عنوان ملاک آزمون، را حساب می‌کنیم که برابر با حاصل ضرب تعداد مشاهدات در می‌باشد. توجه شود که دارای توزیع می‌باشد.
فرضیه زیر را آزمون می‌کنیم که معادل با عدم وجود ARCH (یعنی ثابت بودن واریانس) می‌باشد:
(۲-۴۷)
اگر لااقل یکی از ها غیر صفر باشد، واریانس ثابت نیست.
۳- محدودیت‌های مدل ARCH
مدل ARCH چارچوب مناسبی برای تحلیل تغییرپذیری در سری‌های زمانی ارائه می‌کند. اما این مدل دارای محدودیت‌ها و مشکلاتی است. یکی از مشکلات آن مربوط به تعیین q است، یعنی تعداد وقفه‌هایی که باید به باقیمانده‌ها بدهیم. البته یکی از روش‌ها استفاده از آزمون نسبت درستنمایی است که در ادامه این فصل بحث خواهد شد. از طرف دیگر ممکن است فرض غیر منفی بودن نقض شود که در این صورت تخمین مدل ARCH را با مشکل مواجه می‌کند. برای حل این مشکلات از مدل دیگری استفاده می‌شود که موسوم به ARCH تعمیم یافته یا GARCH[189] می‌باشد.
۴- مدل ARCH تعمیم یافته (GARCH)
مدل GARCH در سال ۱۹۸۶ ارائه گردید[۱۹۰]. حالت ساده‌ی این مدل عبارت است از:
(۲-۴۸)
مدل فوق چون خطاها با یک وقفه و واریانس نیز با یک وقفه وارد شده‌اند، آن را با (۱و۱) GARCH نشان می‌دهند. بدیهی است که اگر (۲-۴۹) را با یک وقفه نوشته و به جای جایگذاری کنیم، خواهیم داشت:
(۲-۴۹)
حال اگر این جایگذاری‌ها را تکرار کنیم، نتیجه زیر به دست می‌آید:
(۲-۵۰)
بنابراین، مدل فوق معادل با ( )ARCH می‌باشد. در حالت کلی (q,p) GARCH عبارت است از:
(۲-۵۱)
بدین ترتیب در حالت کلی، واریانس شرطی توسط معادله (۳-۱۵) توصیف می‌شود، ولی معمولاً (۱و۱) GARCH کفایت می‌کند. بدیهی است که واریانس شرطی در طول زمان در حال تغییر است، ولی واریانس غیرشرطی ثابت می‌باشد. برای محاسبه واریانس غیرشرطی، امید ریاضی معادله (۳-۱۲) را حساب کنیم. در این صورت است و لذا بر اساس معادله (۳-۱۲) واریانس غیرشرطی برابر است با:
(۲-۵۲)
عبارت فوق در صورتی قابل تعریف است که باشد. اگر باشد در این صورت واریانس غیرشرطی u قابل تعریف نمی‌باشد. اما اگر باشد اصطلاحاً گفته می‌شود که ریشه واحد وجود دارد و آن را با [۱۹۱]IGARCH نشان می‌دهند.
۵- تخمین مدل‌های ARCH و GARCH
از آنجا که مدل‌های ARCH و GARCH خطی نیستند لذا نمی‌توان آن‌ها را با روش‌های معمول مانند OLS برآورد نمود. توجه داریم که روش OLS به دنبال حداقل نمودن مجموع مربعات باقیمانده (خطا) است. همچنین درروش OLS مجموع مربعات باقیمانده (RSS) فقط بستگی به پارامترهای معادله میانگین شرطی دارد و هیچ وابستگی به واریانس شرطی ندارد. لذا روش OLS را نمی‌توان برای تخمین مدل‌ها ARCH و GARCH به کاربرد.
برای تخمین مدل‌های GARCH از روش حداکثر درستنمایی استفاده می‌شود. برای استفاده از روش حداکثر درستنمایی جهت تخمین مدل‌های GARCH فرض کنید که مدل ما شامل معادله میانگین شرطی ( ) و معادله واریانس شرطی باشد:
(۲-۵۳)
توزیع نرمال با میانگین ۰ و واریانس دارد که تابع احتمال آن عبارت است از:
(۲-۵۴)
حال تابع درستنمایی را تشکیل می‌دهیم:
(۲-۵۵)
لگاریتم تابع درستنمایی عبارت است از:
(۲-۵۶)
ضرایب مدل (۵-۵۴) که شامل a و b و و و است باید به‌گونه‌ای تعیین شوند که مقدار تابع (۵-۵۵) یا (۵-۵۶) حداکثر شود.
معمولاً نرم‌افزارهای کامپیوتری از قبیل Eviews چنین تخمین‌هایی را ارائه می‌کند. اما باید توجه داشت که روش تخمین معادلات غیرخطی به‌صورت تکراری است و لذا مقدار اولیه‌ای که برای شروع تخمین پارامترها در نظر گرفته می‌شود، اهمیت خاصی دارد..
اگر مقدار اولیه را برابر ۰ بگیریم، حداکثر تابع درستنمایی در می‌باشد، درحالی‌که حداکثر مطلق در به‌دقت می‌آید. لذا برای اجتناب از این خطاها بهتر است مقدار اولیه را اندکی تغییر دهیم تا اگر جواب دیگری نیز وجود دارد به‌دقت آید.
نکته دیگر آنکه، فرض بر این است که جمله خطا ( ) توزیع نرمال دارد و بر اساس آن تابع درستنمایی را تشکیل می‌دهیم. اما ممکن است این فرض برقرار نباشد.
برای آزمون نرمال بودن ابتدا باقیمانده‌ها را که از تخمین معادله (۲-۵۴) به‌دست می‌آید، استاندارد کرده و آن را با نشان می‌دهیم:
(۲-۵۷)
نیز از مدل (۲-۵۴) به دست می‌آید:
(۲-۵۸)
در واقع جمله خطای مدل (۲-۵۴) بر انحراف معیار شرطی تقسیم شده است. بر اساس داده‌های نمونه می‌توان (۲-۵۹) را به‌صورت زیر نوشت:
(۲-۵۹)
باقیمانده‌های استانداردشده می‌باشد. بنابراین، فرض نرمال بودن را برای بررسی می‌کنیم که آیا توزیع نرمال استاندارد دارد یا نه.
اگر توزیع نرمال نداشته باشد، تخمین پارامترها سازگار است، ولی تخمین باقیمانده‌ها با خطا همراه است و لذا واریانس پارامترها نیز متفاوت خواهد بود. در این حالت از روش شبه حداکثر درست‌نمایی (QML)[192] استفاده می‌شود.
۲-۳-۶-۴- نااطمینانی خاص شرکت

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 03:47:00 ق.ظ ]




پژوهشی به نام «تصمیمات ساختار سرمایه» که در سال ۲۰۰۳ توسط فرانک و گویال انجام گرفت، اهمیت نسبی ۳۹ عامل در تصمیم‌های اهرمی شرکت‌های دولتی ایالات‌متحده را بررسی می‌کند. مطابق این پژوهش، اندازه شرکت که با لگاریتم فروش سنجیده می‌شود و دارایی‌های نامشهود تأثیر مثبت بر اهرم دارند و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری، سودآوری و واریانس بازده سهام بر اهرم مالی تأثیر منفی دارند.
در پژوهشی که در سال ۲۰۰۳ در کشور سوئیس توسط درُبِتز[۲۳۲] و فیکس[۲۳۳] با عنوان «عوامل تعیین‌کننده ساختار سرمایه با شواهد آن در سوئیس» انجام گرفت، رقابت بین تئوری توازن ایستا و تئوری سلسله‌مراتب گزینه‌های تأمین مالی بدون نتیجه ماند. در این پژوهش، به این نتیجه رسیدند که شرکت‌های با فرصت‌های سرمایه‌گذاری بیشتر اهرم کمتری را استفاده می‌کنند و این موضوع از دیدگاه هر دو تئوری مطالعه و تأیید شد. مطابق با تئوری سلسله‌مراتب گزینه‌های تأمین مالی اما برخلاف تئوری توازن ایستا، شرکت‌های سودآور اهرم کمتری را به کار می‌برند. همچنین به این نتیجه رسیدند که اهرم مالی، ارتباط نزدیکی با دارایی‌های قابل وثیقه و بی‌ثباتی درآمدهای شرکت دارد و با توجه به اینکه شرکت‌های سوئیسی نقدینگی بالایی را همیشه نگهداری می‌کنند، از اهرم کمتری به طور مقایسه‌ای استفاده می‌کنند.
چِن[۲۳۴] و هَمِس[۲۳۵] در پژوهشی تحت عنوان «ساختار سرمایه، تئوری‌ها و نتایج تجربی» در سال ۲۰۰۴، با مطالعه شرکت‌های انتخاب‌شده از هفت کشور کانادا، دانمارک، آلمان، ایتالیا، سوئد، بریتانیا و ایالات متحده به این نتیجه رسیدند که عناصری که بر ساختار سرمایه تأثیر می‌گذارند یکسان هستند، حتی اگر میانگین نسبت‌های بدهی در کشورها متفاوت باشد؛ بنابراین مطالعه، اندازه شرکت، سودآوری، دارایی مشهود و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری، تأثیر معناداری بر انتخاب ساختار سرمایه شرکت‌ها دارند. دارایی مشهود به طور مثبت با اهرم در ارتباط است، درصورتی‌که سودآوری یک ارتباط منفی معنادار با اهرم را نشان می‌دهد. بیشتر شرکت‌های سودآور گرایش به استفاده کم‌تر از بدهی دارند. اندازه شرکت به طور مثبت و معناداری با اهرم رابطه دارد. تأثیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری با مدل نسبت دفتری بدهی متفاوت است، اما یک رابطه منفی و معناداری در مدل اهرم بازار برای همه کشورها به‌جز دانمارک وجود دارد. شواهدی که از هفت کشور به دست آمد، مطابق با یافته‌ها در تئوری‌های مرسوم ساختار سرمایه، مانند تئوری ترجیحی و تئوری توازن ایستا بود.

پژوهش دیگری به نام «یک آزمون مقطعی از فرضیه ترجیحی در مقابل تئوری توازن ایستا» توسط ادِدِجی[۲۳۶] در سال ۲۰۰۷ انجام‌شده است. این مطالعه، فرضیه ترجیحی را در مقابل تئوری توازن ایستا بر روی یک نمونه مقطعی از شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار لندن می‌آزماید. مطالعه سال‌های ۲۰۰۰-۱۹۹۴ را برای مشاهده ۶۰۸ شرکت پوشش می‌دهد. نتایج این مطالعه نشان می‌دهد که متغیرهای تئوری توازن ایستا، مانند معافیت‌های مالیاتی، رشد مورد انتظار، اندازه و دارایی‌های قابل وثیقه به اندازه فرضیه ترجیحی برای استدلال نوسانات مقطعی در انتشار بدهی جدید، پرقدرت هستند و تئوری توازن ایستا هنگامی‌که با فرضیه ترجیحی همراه شود، توانایی استدلال قابل‌توجهی به دست می‌آورد. قدرت استدلال فزاینده‌ای که به‌وسیله تئوری توازن ایستا ارائه می‌شود، مربوط به تأثیر متغیرهایی مانند رشد مورد انتظار و اندازه است که توسط فرضیه ترجیحی نادیده گرفته می‌شوند. انتشار بدهی جدید، رابطه مثبت معناداری با دو متغیر اندازه و رشد مورد انتظار دارد. تأثیر مثبت به‌اندازه بر انتشار بدهی جدید مورد انتظار است، اما رشد مورد انتظار تعجب‌آور است؛ زیرا تئوری پیش‌بینی می‌کند که رشد مورد انتظار، تأثیر منفی بر انتشار بدهی جدید دارد. روابط مطابق با پیش‌بینی تئوری ترجیحی است. شرکت‌ها، اگر کمبود جریان بودجه داخلی دارند، برای فرصت‌های رشد باید بدهی جدید منتشر کنند. نتایج پیشنهاد می‌دهد شرکت‌هایی که فرصت‌های رشد بیشتری دارند، بدهی بیشتری منتشر کنند.
پژوهشی نیز به نام «یک پژوهش تجربی در تعیین ساختار سرمایه شرکت‌های دولتی چین» در سال ۲۰۰۸ توسط کیویان[۲۳۷]، تیان[۲۳۸] و ویرجانتو[۲۳۹] انجام شد. در این پژوهش، اطلاعات ۶۵۰ شرکت چینی در دوره زمانی ۲۰۰۴-۱۹۹۹ برای بررسی عوامل تعیین‌کننده ساختار سرمایه انتخاب شد. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که شرکت‌های دولتی چین، به‌سوی یک سطح تعادل از نسبت بدهی در سال‌های موردبررسی پیش‌ می‌روند، اما فرایند تنظیم خیلی آهسته است. همچنین متغیرهای اندازه شرکت، دارایی مشهود و ساختار مالکیت به‌طور مثبت و متغیرهای سودآوری، معافیت مالیاتی غیربدهی، رشد و ناپایداری به طور منفی با نسبت اهرم شرکت در ارتباط‌اند.
بائوم و دیگران (۲۰۰۹) به بررسی اثرات نااطمینانی ویژه شرکتی و اقتصاد کلان بر اهرم مالی شرکت‌های غیرمالی آمریکا برای دوره ۱۹۹۳ تا ۲۰۰۳ پرداختند. نتایج حاکی از آن بود که بین ساختار سرمایه و نااطمینانی رابطه معنادار و منفی وجود دارد. همچنین شواهد نشان از اثرپذیری بیشتر اهرم از نااطمینانی اقتصاد کلان نسبت به نااطمینانی خاص شرکت بود.
کاگالیان و رشید (۲۰۱۳) به بررسی اثرات نااطمینانی بر روی اهرم شرکت‌های غیر مالی سهامی عام و غیر سهامی عام انگلستان برای دوره ۱۹۹۹ تا ۲۰۰۸ پرداختند. نتایج حاکی از آن بود در دوره‌های که نااطمینانی در سطح بالای قرار دارد شرکت‌ها سطح بدهی کوتاه‌مدت خود را کاهش می‌دادند. نتایج نشان داد شرکت‌های غیر سهامی عام حساسیت بیشتری به تغییرات ریسک خاص شرکت دارند اما هر دو گروه به یک نسبت به ریسک اقتصاد کلان حساس هستند. شرکت‌های که سطح دارایی‌های نقدشونده بالاتری دارند اهرم مالی خود را کاهش می‌دهند در دوره‌های که نااطمینانی بالا است.
رشید (۲۰۱۳) با بهره گرفتن از یک نمونه متشکل از ۱۰۲ شرکت انرژی فعال در بورس بریتانیا برای بازه زمانی ۱۹۸۱ تا ۲۰۰۹ به بررسی اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت بر روی اهرم مالی شرکت پرداخت. نتایج این تحقیق نشان داد که نااطمینانی خاص شرکت و نااطمینانی اقتصاد کلان اثرات منفی، قابل‌ملاحظه و معناداری روی اهرم هدف شرکت‌های بخش انرژی بریتانیا دارد. در مرحله دوم این تحقیق، محقق به بررسی اثرات سودآوری بر روی رابطه بین اثرات نااطمینانی و اهرم مالی شرکت پرداخت. نتایج نشان داد که سودآوری شرکت‌ها نقش مهمی در رابطه نااطمینانی و اهرم مالی و تغییر در آن‌ها بازی می‌کند.
۲-۴-۱-۲- داخلی
در سال ۱۳۷۳ در دانشگاه اصفهان، پایان‌نامه‌ای با موضوع بررسی عوامل تعیین‌کننده و مؤثر بر ساختار مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران به راهنمایی آقای مهدی جمشیدیان توسط آقای ناصر یزدانی انجام‌یافته است. در این پژوهش اثر متغیرهای اندازه شرکت و نااطمینانی تجاری و اهرم عملیاتی بر اهرم ساختار سرمایه به اثبات نرسیده و متغیر نوع صنعت مرتبط با ساختار سرمایه به‌دست‌آمده است. لازم به توضیح است که این نتایج با بررسی در صنایع مواد شیمیایی و داروئی، مواد غذایی، تولیدات چوبی و کاغذی، ماشین‌آلات، سیمان و مصالح ساختمانی به‌دست‌آمده است.
پایان‌نامه مشابه دیگری که در بازار بورس اوراق بهادار تهران به راهنمایی دکتر شهیدی در دانشگاه تهران در سال ۱۳۷۴ توسط آقای امید پور حیدری که در صنایع کاغذ، اتومبیل، شیمیایی، نساجی، غذایی، ساختمانی انجام‌شده است، به بررسی چهار عامل نوع صنعت، اندازه شرکت، سودآوری، دارایی‌های وثیقه‌ای پرداخته و به این نتایج دست‌یافته است: نوع صنعت و دارایی‌های وثیقه‌ای ارتباط معنی‌داری با اهرم شرکت ندارد و ارتباط بین سودآوری و اهرم به‌صورت معکوس و معنی‌دار و ارتباط اندازه با اهرم در این پژوهش مثبت و معنی‌دار به‌دست‌آمده است.
مهم‌ترین پژوهشی که در ایران به آزمون الگوهای نوین ساختار سرمایه پرداخته است، با عنوان «تبیین الگوی ساختار سرمایه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران» توسط آقای سعید باقرزاده در سال ۱۳۸۲ صورت گرفته است. در این پژوهش، تعداد ۱۵۸ شرکت غیر مالی از ۲۵۲ شرکت جامعه آماری در قلمرو زمانی ۱۳۷۷-۱۳۸۱ موردبررسی قرار گرفتند و رابطه مثبت بین سودآوری، دارایی ثابت مشهود و اندازه شرکت با نسبت بدهی به دست آمد. یافته‌های این پژوهش با رد نظریه سلسله‌مراتب گزینه تأمین مالی، تئوری توازن ایستای ساختار سرمایه را تأیید می‌کند. به این معنی که شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نسبت بدهی از قبل تعیین‌شده‌ای را دنبال می‌کنند.
در پژوهشی که در سال ۱۳۸۴ توسط خانم راضیه محمدی انجام شد، به بررسی مهم‌ترین عوامل مؤثر بر ساختار سرمایه شرکت‌های پذیرفته‌شده در سازمان بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی ۱۳۷۶-۱۳۸۲ پرداخته ‌شده است. نمونه موردبررسی کلیه شرکت‌های موجود در ۵ صنعت بزرگ بورس اوراق بهادار (سیمان، قطعات خودرو، دارویی، لوازم خانگی، قندی)، شامل ۷۵ شرکت از کل ۲۸۶ شرکت بوده است. این پژوهش به دنبال بررسی ارتباط معنی‌دار بین متغیرهای دارایی‌های قابل وثیقه، نقدینگی، رقابت بین شرکت‌ها، سودآوری، رشد سودآوری و رشد فروش با میزان استفاده اهرم مالی در ساختار سرمایه شرکت‌ها می‌باشد. نتایج حاصله نشان داد که در طول قلمرو زمانی پژوهش، عوامل رقابت، دارایی‌های قابل وثیقه (نسبت دارایی ثابت مشهود به مجموع دارایی‌ها)، سودآوری و نقدینگی ارتباط معنی‌دار معکوسی با ساختار سرمایه دارند و دو متغیر رشد سودآوری ارتباط ضعیف معکوس و رشد فروش ارتباط ضعیف مستقیم با ساختار سرمایه دارد.
پژوهش دیگری نیز در سال ۱۳۸۴ توسط خانم سمیرا خشنود با عنوان «بررسی عوامل مؤثر بر ساختار مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار ایران» انجام شد. در این پژوهش سعی شده است تا به بررسی برخی عوامل مؤثر درونی مانند تأثیر نوع صنعت، اندازه شرکت، ساختار دارایی‌ها، سودآوری، اهرم عملیاتی و رشد مورد انتظار در تعیین ساختار مالی شرکت‌ها پرداخته شود. به همین منظور تعداد ۱۴۵ شرکت از فهرست شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار ایران در ۱۱ صنعت مختلف به‌عنوان نمونه انتخابی جهت بررسی تأثیر عوامل مذکور بر ساختار مالی شرکت در هر یک از صنایع به طور جداگانه موردبررسی قرارگرفته است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از مدل‌های رگرسیون، در صنایع متفاوت برخی از متغیرهای موردبررسی بر ساختار مالی مؤثر بوده و هر صنعت دارای ساختار مالی خاصی است که مختص آن صنعت است.
در پژوهشی با عنوان «بررسی و تجزیه‌وتحلیل روش‌های تأمین مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران» که در سال ۱۳۸۴ توسط آقای علی قلی‌پور در دانشگاه اصفهان انجام شد، روش استفاده شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران از روش‌های مختلف تأمین مالی (سود انباشته، تسهیلات کوتاه‌مدت و بلندمدت بانکی و انتشار سهام جدید) و رابطه آن با اندازه، میزان دارایی‌های ثابت و ظرفیت سودآوری شرکت‌ها موردبررسی قرارگرفته است. نتایج زیر در قلمرو زمانی ۱۳۸۲-۱۳۷۸ و سطح اطمینان ۹۵ درصد به‌دست‌آمده است:
۱- تفاوت معناداری بین استفاده از روش‌های مختلف تأمین مالی (سود انباشته، سهام و بدهی) وجود ندارد.
۲- بین روش تأمین مالی شرکت‌ها و اندازه آن‌ها یک ارتباط معنی‌دار وجود دارد. هر چه اندازه‌ی شرکت‌ها، بزرگ‌تر باشد، بیشتر از سود انباشته و سهام برای تأمین مالی استفاده می‌کنند. ولی ارتباط معنی‌داری بین اندازه شرکت و استفاده از بدهی برای تأمین مالی وجود ندارد.
۳- بین روش تأمین مالی شرکت‌ها و میزان دارایی‌های ثابت آن‌ها ارتباط وجود دارد. شرکت‌ها برای تحصیل دارایی ثابت موردنیاز خود، بیشتر از روش انتشار سهام برای تأمین مالی استفاده می‌کنند. همچنین بین میزان دارایی‌های ثابت و تأمین مالی از طریق بدهی یک ارتباط منفی وجود دارد و این بدان معنی می‌تواند باشد که شرکت‌ها برای تحصیل دارایی‌های ثابت کمتر از تسهیلات بانکی برای تأمین مالی استفاده می‌کنند. بین تأمین مالی از طریق سود انباشته و میزان دارایی‌های ثابت شرکت‌ها ارتباطی وجود ندارد.
۴- بین روش تأمین مالی شرکت ما و ظرفیت سودآوری آن‌ها ارتباط معنی‌داری وجود ندارد (ایزدی، ۱۳۸۶).
مرمرچی (۱۳۷۸)، در پژوهش خود تحت عنوان عوامل مؤثر بر بافت سرمایه و نسبت‌های اهرم مالی دریافت که فرصت‌های رشد و اندازه شرکت بر اهرم مالی تأثیر مثبت داشته، درحالی‌که میزان سوددهی گذشته دارایی‌ها تأثیر منفی بر اهرم مالی داشته است. همچنین نتایج بیانگر این است که قدرت وثیقه سپاری شرکت و نوسانات درآمدی آن در بلندمدت بر اهرم مالی تأثیر مثبت و در کوتاه‌مدت اثر منفی داشته است.
نمازی و شیرزاد (۱۳۸۴)، تأثیر ساختار سرمایه را بر سودآوری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های ۱۳۷۹-۱۳۷۵ موردبررسی قراردادند. نتایج حاکی از عدم وجود رابطه معنی‌دار و قوی بین ساختار سرمایه و سودآوری شرکت‌ها است.
سینایی و رضائیان (۱۳۸۴)، به بررسی تأثیر ویژگی‌های شرکت بر ساختار سرمایه پرداختند. چهار معیار اصلی که در این پژوهش در نظر گرفته شدند عبارت بودند از: اندازه شرکت، سودآوری، فرصت‌های رشد و دارایی‌های مشهود. نتایج حاکی از این بود که با توجه به ارتباط متغیرهای کلیدی شرکت و ساختار سرمایه آن، شرایط غیرعلمی و سلیقه‌ای بر سیستم تأمین مالی در بازارهای پولی و سرمایه حکم‌فرماست. همچنین نتایج نشانگر این است که هر چهار متغیر فاقد رابطه معنادار با اهرم مالی بوده‌اند.
ایزدی (۱۳۸۶) به بررسی تئوری توازن ایستا در شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. دامنه زمانی ۱۰ سال بود و متغیرهای پنج‌گانه آن عبارت بود از: اندازه شرکت، سودآوری، دارایی‌های قابل وثیقه، نااطمینانی تجاری و نقدینگی. نتایج حاصل نشان می‌داد که در طول قلمرو زمانی پژوهش، عوامل اندازه، سودآوری و نقدینگی جزء عواملی بودند که ارتباط معکوس و معنادار و دو متغیر دارایی‌های قابل وثیقه و نااطمینانی تجاری ارتباط معکوس ولی بی‌معنا با ساختار سرمایه داشتند.
متان و همکاران (۱۳۸۹) به بررسی تأثیر ویژگی‌های شرکت بر ساختار سرمایه آن در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. متغیرهای موردبررسی در ارتباط با ساختار سرمایه عبارت بودند از: اندازه شرکت، ساختار دارایی، سودآوری، رشد مورد انتظار، نسبت پوشش هزینه بهره، نسبت آنی و بازده دارایی‌ها. نتایج حاکی از وجود رابطه منفی و معنی‌دار بین ساختار سرمایه شرکت با ساختار دارایی، سودآور، رشد مورد انظار، نسبت آنی و بازده دارایی‌ها بود. همچنین در این پژوهش وجود یک رابطه مثبت و معنی‌دار بین ساختار سرمایه شرکت با اندازه شرکت و نسبت پوشش هزینه بدهی، مستند گردید.
۲-۴-۲- پیشینه مربوط به تئوری توازن پویا و سرعت تعدیل ساختار سرمایه
۲-۴-۲-۱- خارجی
یکی از پیشگامان نظریه‌های توازن پویا، استیگلیتز[۲۴۰] (۱۹۷۳) است که آثار مالیاتی را از منظر مالیه‌ی عمومی بررسی کرده است. البته، ازآنجاکه بحث عدم قطعیت در الگوی وی نادیده گرفته‌شده، نمی‌توان آن را نظریه‌ی توازن پویا به شمار آورد؛ زیرا نکته‌ی اخیر موجب ساده‌سازی بیش‌ازحد الگوی پیشنهادی می‌شود. استیگلیتز در تحلیل خود، ضمن مطالعه‌ی آثار مالیات‌های مربوط به اشخاص حقیقی و حقوقی، به تقارن جالبی در قانون مالیات‌ها اشاره‌کرده است: درحالی‌که وجوه دریافتی از شرکت مشمول مالیات‌اند، وجوه پرداختی به آن از این شمول خارج‌اند. نتیجه‌گیری اولیه‌ی استیگلیتز بیانگر آن است که وجوه موردنیاز برای سرمایه‌گذاری‌های جدید باید تا حد امکان از محل سود انباشته و مازاد آن از روش استقراض تأمین مالی شود. وی معتقد است که «نسبت واقعی بدهی به حقوق صاحبان سهام را می‌توان برآیند تصادفی تاریخچه‌ سودآوری و سرمایه‌گذاری شرکت به شمار آورد» (استیگلیتز، ۱۹۷۳). به‌بیان‌دیگر، اندیشه‌ی مطرح‌شده در راه‌حل این صاحب‌نظر برجسته ضرورتاً همان چیزی است که امروزه نظریه‌ی سلسله‌مراتب نامیده می‌شود.
نخستین الگوهای پویایی که در آن‌ها فرض موازنه‌ی صرفه‌جویی‌های مالیاتی با هزینه‌های ورشکستگی مطرح‌شده، متعلق به کین[۲۴۱] و همکاران (۱۹۸۴)، بِرنان[۲۴۲] و شوارتز[۲۴۳] (۱۹۸۴) است. آنان مفروضات مربوط به مواردی چون عدم قطعیت، مالیات و هزینه‌های ورشکستگی را در الگوهای زمانی پیوسته‌ی[۲۴۴] خود لحاظ و از وارد کردن فرض وجود هزینه‌های معاملاتی در آن‌ها صرف‌نظر کرده‌اند. به باور اندیشمندان مذکور، ازآنجاکه شرکت‌ها از روش موازنه‌ی مجدد[۲۴۵] و بدون صرف هیچ‌گونه منابعی به نوسان‌های ناگهانی و نامطلوب بازار واکنش نشان می‌دهند، تمایل دارند که برای برخورداری از صرفه‌جویی‌های مالیاتی، سطح بدهی‌های خود را در حد بالایی نگه دارند. همچنین باید توجه داشت که پیشنهاد چنین الگوهایی در واقع تقویت‌کننده‌ی این فرضیه‌ی میلر (۱۹۷۷) است که سطح بدهی‌های پیش‌بینی‌شده بر اساس نظریه‌ی توازن، معمولاً، بیش از آن چیزی است که در بیشتر شرکت‌ها مشاهده می‌شود.
برای جلوگیری از بروز مسئله‌ی غیرواقعی بودن سرعت موازنه‌ی مجدد شرکت‌ها، فیشر[۲۴۶] و همکاران (۱۹۸۹) هزینه‌های معاملاتی را نیز وارد تحلیل‌های مربوط به ساختارهای سرمایه‌ی پویا کردند. هزینه‌های مذکور موجب کُند شدن روند تعدیل سرمایه‌ی شرکت‌ها می‌شود؛ به‌عبارت‌دیگر، شرکت‌ها به‌تدریج و تنها در مقاطعی اقدام به موازنه‌ی مجدد می‌کنند که نسبت بدهی آن‌ها از نسبت هدف تعیین‌شده انحراف فراوانی داشته باشد. در حقیقت، فرض می‌شود که موازنه‌ی مجدد با توجه به آن دو حد بالایی و پایینی صورت می‌گیرد که برای نسبت بدهی شرکت تعریف‌شده است. به‌بیان‌دیگر، با افزایش سودآوری شرکت بدهی‌ها بازپرداخت می‌شود و سطح آن‌ها کاهش می‌یابد و هنگامی‌که نسبت بدهی به پایین‌ترین سطح تعریف‌شده‌ی خود رسید، شرکت شروع به بازخرید مجدد سهام خود می‌کند تا نسبت مذکور تعدیل شود. با کاهش سودآوری شرکت و زیان ده شدن آن، سطح بدهی‌ها و درنتیجه نسبت بدهی آن افزایش می‌یابد تا اینکه با رسیدن آن به حد بالای تعیین‌شده شرکت به انتشار سهام اقدام می‌کند تا نسبت بدهی تعدیل شود و به‌مرور زمان به سطح مشخص‌شده برسد. بررسی‌های تجربی نیز وجود چنین روندی را تأیید می‌کند و می‌توان مشاهده کرد که سودآوری و سطح بدهی‌های شرکت با یکدیگر رابطه‌ی معکوس دارند.
فیشر و همکاران (۱۹۸۹)، با تحلیل عددی الگوی پیشنهادی خود، ادعا کرده‌اند که حتی هزینه‌های معاملاتی کوچک نیز ممکن است موجب تأخیر در عملیات موازنه‌ی مجدد شرکت‌ها و نوسان‌های گسترده‌ای در نسبت بدهی آن‌ها شود و نوسان‌پذیری مذکور با سطح متوسط بدهی‌ها نسبت عکس دارد. نتیجه‌گیری بحث‌انگیز از پژوهش صاحب‌نظران مذکور آن است که عملکرد مطلوب شرکت، درنهایت موجب رسیدن نسبت بدهی‌های آن به حداقل محدوده‌ی مجاز و درنتیجه تأمین مالی مجدد شرکت می‌شود. لِیری[۲۴۷] و رابرتز[۲۴۸] (۲۰۰۵) نیز نشان داده‌اند که با الگوی فیشر و همکاران (۱۹۸۹)، می‌توان شماری از ویژگی‌های مربوط به پویایی بدهی‌های شرکت در طی زمان تبیین کرد.
علاوه بر این، از الگوهای توازن پویا می‌توان در محاسبه‌ی ارزش گزینه‌هایی استفاده کرد که در صورت به تعویق افتادن تصمیم‌گیری‌های تأمین مالی شرکت به دوره‌ی بعد، پیش روی آن قرار می‌گیرد. مشاهدات گلداشتِین[۲۴۹] و همکاران (۲۰۰۱) بر این موضوع دلالت دارد که پایین بودن سطح بدهی شرکت‌ها، این گزینه را در اختیار آن‌ها قرار می‌دهد که در آینده سطح بدهی‌های خود را افزایش دهند؛ به‌عبارت‌دیگر، وجود چنین گزینه‌ای دال بر غیر بهینه بودن ساختار سرمایه و سطح بدهی‌های شرکت است. استرابولای[۲۵۰] (۲۰۰۴) نیز به تحلیل چارچوبی پرداخته که شباهت زیادی به الگوی پیشنهادی فیشر و همکاران (۱۹۸۹) و گلدشتِین و همکاران (۲۰۰۱) دارد. در مجموع می‌توان گفت که اگر شرکت‌ها به دلیل وجود هزینه‌ای معاملاتی، فقط به صورت دوره‌ای به موازنه‌ی مجدد و تأمین مالی بهینه‌ی خود اقدام کنند، نسبت‌های بدهی آن‌ها اغلب، در مقایسه با نسبت‌های هدف (بهینه) تعیین‌شده، انحراف خواهد داشت.
هِنِسی[۲۵۱] و وایتد (۲۰۰۴) در الگوی خود، با فرض وجود مالیات، هزینه‌های بحران مالی و هزینه‌های مربوط به شناورسازی[۲۵۲] سهام، تعامل میان عملیات تأمین مالی و فعالیت‌های سرمایه‌گذاری شرکت را مطالعه کرده‌اند. ویژگی الگوی آن‌ها این است که برخلاف مفروضات مطرح‌شده در پژوهش‌های پیشین، در آن فرض شده که شرکت‌ها هیچ‌گونه تعهدی برای پرداخت وجوه به سهامداران خود ندارند. آن‌ها در پایان چنین نتیجه‌گیری کرده‌اند که شرکت‌های سودآور تمایلی به ایجاد بدهی‌های سنگین برای خود ندارند.
به نظر می‌رسد که الگوهای فیشر و همکاران (۱۹۸۹) و نسخه‌ی کامل‌تر پیشنهادی لیری و رابرتز (۲۰۰۵)، هنسی و وایتد (۲۰۰۵) و استرابولای (۲۰۰۴) می‌تواند نتایج پژوهش بیکر[۲۵۳] و وورگلِر[۲۵۴] (۲۰۰۲) درباره‌ی زمان‌بندی بازار و پژوهش وِلش[۲۵۵] (۲۰۰۴) درزمینه‌ی تغییرات نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام در طی زمان را تبیین کند. الگوهای گلداشتین و همکاران (۲۰۰۱) و هِنِسی و وایتد (۲۰۰۴) نیز به حل‌وفصل مشکل بالا بودن سطح بدهی‌ها که کین و همکاران (۱۹۸۴) و برنان و شوارتز (۱۹۸۴) بر آن اشاره کرده‌اند، کمک بسیار کرده است. لِولِن[۲۵۶] و لِولِن (۲۰۰۴) نیز در پژوهش خود این بحث را پیش کشیده‌اند که درصورتی‌که خود شرکت سهامش را بازخرید کند، نرخ مالیات پرداختی سهامداران با میزان سودی که با توجه به قیمت خرید اولیه‌ی سهام مذکور کسب می‌شود رابطه دارد. چون صاحب‌نظران مزبور بر این باورند که تأمین مالی بهینه‌ی شرکت به گردش سهام آن در بازار نیز بستگی دارد، می‌توان نتیجه گرفت که شرکت‌های برخوردار از سهامدارانی با دید بلندمدت‌تر، رغبت کمتری به تحمیل چنین مالیاتی بر دوش سهامداران دارند.
هوَاکیمیان[۲۵۷] و همکاران (۲۰۰۱)، طی پژوهشی تحت عنوان «انتخاب بدهی- حقوق صاحبان سهام» به بررسی تلاش شرکت‌ها به تعدیل ساختار سرمایه خود و تمایل آن‌ها به سمت ضریب اهرم هدف که منطبق بر تئوری‌های بر پایه تهاتر بین هزینه‌ها و منافع بدهی است، پرداختند. نتایج بیانگر این است که زمانی که شرکت‌ها مبالغ زیادی از سرمایه جدید را جذب یا افزایش می‌دهند، انتخاب‌های آن‌ها به سمت ساختارهای سرمایه هدف پیشنهادشده توسط مدل‌های تهاتر، می‌ انجامد. نتایج همچنین نشانگر نقش مهم قیمت‌های سهام در تعیین انتخاب‌های تأمین مالی شرکت است، شرکت‌هایی که با افزایش قیمت سهام روبرو بوده‌اند بیشتر تمایل به صدور سهام و بازپرداخت بدهی دارند، این مورد برای شرکت‌هایی که با کاهش قیمت روبرو بوده‌اند، برعکس است.
نیوروژکین[۲۵۸] (۲۰۰۴)، به بررسی دینامیک‌های ساختار سرمایه در اقتصادهای در حال گذرا پرداخت. جامعه آماری وی شرکت‌های بلغارستان و چک بود. نتایج نشان می‌دهد که کمپانی‌های بلغارستان با سرعت بیشتری از شرکت‌های چک به اهرم هدف خود تعدیل می‌شوند. سرعت تعدیل مربوطه به طور مثبتی برای شرکت‌های بلغاری به فاصله بین ضریب هدف و واقعی اهرم بستگی داشت، درحالی‌که برای کمپانی‌های چک این مورد خنثی بود.
انتونیو و دیگران (۲۰۰۸) در تحقیق خود به بررسی ساختار سرمایه کشورهای سرمایه گرا (انگلستان و ایالت متحده) و کشورهای بانک گرا (فرانسه، ژاپن و آلمان) پرداختند. آن‌ها با بهره گرفتن از روش GMM دومرحله‌ای کشف کردند که بین اهرم مالی با اندازه شرکت و نسبت دارای مشهود رابطه مثبت و همچنین بین سودآوری، فرصت رشد و ارزش بازار به دفتری شرکت با اهرم رابطه منفی برقرار است. در مرحله بعدی به تخمین سرعت تعدیل ساختار سرمایه پرداختند. نتایج نشان داد که ژاپن دارای کندترین سرعت تعدیل و فرانسه دارای سریع‌ترین سرعت تعدیل است. علت این امر را در محیط اقتصادی، روابط وام‌گیرنده و وام‌دهنده، سیستم مالیاتی و قرار گرفتن در معرض بازار معرفی کردند.
هوانگ[۲۵۹] و ریته[۲۶۰] (۲۰۰۹) در مقاله‌ای با عنوان آزمون تئوری ساختار سرمایه و تخمین سرعت تعدیلات، اقدام به تخمین مدل‌های سری زمانی تصمیمات مالی خارجی کردند و نتایج نشان دادند که شرکت‌های فعال در بازارهای عمومی ایالت متحده آمریکا یک بخش بسیار بزرگ از کسری مالی خود را وقتی‌که هزینه تأمین مالی خارجی مربوط به حقوق صاحبان سهام پایین است از حقوق صاحبان سهام خارجی (انتشار سهام جدید) تأمین مالی می‌کنند. آن‌ها با بهره گرفتن از یک روش نوین اقتصادسنجی برای محاسبه سرعت تعدیل ساختار سرمایه فهمیدند که شرکت‌ها به طور متوسط اهرم واقعی خود را با نیمه‌عمر ۷/۳ ساله به سمت اهرم هدف تعدیل می‌کنند.
جیانگ[۲۶۱] و همکاران (۲۰۱۰)، در پژوهشی با عنوان بازار رقابتی تولید و تعدیل دینامیک در ساختار سرمایه، به بررسی جنبه‌های دینامیک و استاتیک ساختار سرمایه در بازار چین پرداختند. نتایج نشان می‌دهد که از هر دو جهت دینامیک و استاتیک ساختار سرمایه، بازار ر قابتی تولید و تغییرات آن تأثیر مهمی بر درجه انحراف ساختار سرمایه فعلی شرکت از ساختار سرمایه هدف آن دارد. نتایج همچنین بیانگر این است که بازار رقابت تولید و سرعت تعدیل ساختار سرمایه از یکدیگر مستقل هستند.
هواکیمیان و لی (۲۰۱۱) به بررسی چگونگی آزمون تعدیل ساختار سرمایه هدف پرداختند. آن‌ها از داده‌های واقعی و همچنین از روش‌های شبیه‌سازی برای پژوهش خود استفاده کردند. نتایج بیانگر این بود که آزمون‌های شبیه‌سازی برای هر دو مورد مدل‌های تعدیل جزئی و انتخاب بدهی- حقوق صاحبان سرمایه، می‌توانند تخمین‌های معنی‌داری را بسازند که این مطابق این فرض است که شرکت‌ها دارای ضرایب بدهی هدف هستند و آن‌ها به‌صورت دوره‌ای آن را تعدیل می‌کنند. همچنین نتایج تخمین سرعت تعدیل در حدود ۵ تا ۸ درصد در هر سال به‌دست‌آمده است.
بائوم[۲۶۲] و دیگران (۲۰۱۳) سرعت ساختار سرمایه را با اثرپذیری از نااطمینانی‌های اقتصاد کلان و خاص شرکت بررسی کردند. آن‌ها در مرحله دوم تحقیق خود وضعیت مالی شرکت‌ها را در مدل خو افزودند. آن‌ها برای این تحقیق از داده‌های شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس انگلستان برای سال‌های ۱۹۸۱ تا ۲۰۰۹ استفاده کردند. روش تجزیه‌وتحلیل اطلاعاتی پژوهش پانل پویا تعمیم‌یافته بود. نتایج نشان داد که نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه اثرگذار است. در مرحله دوم وضعیت مالی شرکت را درون مدل قرار داده و نتایج نشان داد که وضعیت مالی بر میزان و جهت اثرگذاری نااطمینانی بر سرعت تعدیل اهرم تاثیرگذار است.
چچت[۲۶۳] و اولایولا[۲۶۴] (۲۰۱۴) به بررسی ساختار سرمایه شرکت‌های نیجریه‌ای با در نظر گرفتن سودآوری آن‌ها از منظر تئوری هزینه نمایندگی پرداختند. آن‌ها یک دوره ده‌ساله از شرکت‌های ۲۴۵ شرکت فعال در بورس نیجریه را مورد مطالعه قرار دادند. در این تحقیق از داده‌های پانل با بهره گرفتن از روش‌های اثرات ثابت، اثرات تصادفی و برآورد هاسمن کای دو برای تحقیق خود بهره گرفته شده است. محققین در پژوهش خود دو متغیر مستقل را به عنوان جانشین برای ساختار سرمایه درنظر گرفتند: نسبت بدهی، DR و EQT. نتایج حاکی از آن بود که DR با فرضیه موردبررسی‌شان رابطه‌ای نداشت اما EQT دارای ارتباط معنادار با فرضیه بود. در انتها نتیجه گرفتند که مطالعه آن‌ها در تأیید مطالعات قبلی و در تأیید تئوری هزینه نمایندگی بوده است.
۲-۴-۲-۲- داخلی
موسوی و کشاورز (۱۳۸۹) به بررسی رابطه عوامل ساختار سرمایه و طبقات نااطمینانی سیستماتیک در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار پرداختند. آن‌ها در تحقیق خود به دنبال جواب یک سؤال کلیدی «چگونه شرکت‌ها استراتژی تأمین مالی را هنگامی‌که موضوع، طبقات نااطمینانی سیستماتیک است، تغییر می‌دهند؟» بودند. برای پاسخ به این سؤال از داده‌های ۹۹ شرکت فعال در بورس بین سال‌های ۷۸ تا ۸۶ را در نظر گرفتند و تکنیک آماری ضریب رگرسیون بهره بردند. پژوهشگران این تحقیق سطح نااطمینانی سیستماتیک () برای شرکت‌ها را به سه سطح (بالا، متوسط و پایین) تقسیم کرد. آن‌ها عوامل ساختار سرمایه مؤثر بر تأمین مالی را از طریق بدهی‌های بلندمدت و کوتاه‌مدت بر اساس سه تئوری توازن ایستا، سلسله‌مراتب و جریان نقد آزاد انجام دادند. نتایج نشان داد که شرکت‌هایی با نااطمینانی بالا تمایلی به بالا بردن تأمین مالی از طریق سهام عادی ندارند. از این گذشته نتایج نشان داد که شرکت‌هایی با نااطمینانی بالا نسبت به مفروضات تئوری سلسله‌مراتب متأثر شده‌اند و همچنین شرکت‌هایی با نااطمینانی متوسط به‌وسیله مفروضات جریان نقد آزاد تحت تأثیر قرار گرفته‌اند.
متان و همکاران (۱۳۸۹) به بررسی تأثیر ویژگی‌های شرکتی بر ساختار سرمایه پرداختند. آن‌ها نشان دادند که رابطه‌ی منفی و معناداری بین ساختار سرمایه با دارایی‌ها، سودآوری، رشد مورد انتظار، نسبت آنی و بازده‌ی دارایی‌ها وجود دارد؛ و رابطه‌ی مثبت و معنادار بین ساختار سرمایه و اندازه‌ی شرکت، نسبت پوشش هزینه‌ی بدهی مستند است.
بدری و ایمنی فر (۱۳۹۰) ساختار سرمایه و عوامل مؤثر بر آن را با بهره گرفتن از ده معیار برای اندازه‌گیری اهرم مالی موردبررسی قرار داده‌اند. نتایج نشان می‌دهد، اولاً برخی ویژگی‌های شرکتی با اهرم مالی رابطه دارد. سطح اهرم با متغیرهای فرصت‌های رشد و سودآوری رابطه معکوس و با اندازه رابطه مستقیم دارد، اما ساختار دارایی‌ها با اهرم رابطه‌ای ندارد. ثانیاً این نتایج تحت تأثیر تعریف اهرم است. به‌بیان‌دیگر، نتایج بخش اول تحت تأثیر معیارهای ده‌گانه اندازه‌گیری اهرم مالی قرار دارد.
شیدای مقدم (۱۳۹۱) در پایان‌نامه خود به بررسی تأثیر برخی ویژگی‌های شرکت‌ها مانند دارائی‌های مشهود، سودآوری، نسبت ارزش دفتری بر ارزش بازار دارای، نرخ بازده دارایی‌ها و نقدینگی در تعیین ساختار سرمایه شرکت‌ها پرداخته است. وی از طریق آزمون همبستگی و رگرسیون ساده با معنادار بودن آن‌ها از آزمون آماره F برای تخمین‌های خود بهره گرفته است. نتایج نشان داد که میان ساختار اهرمی شرکت‌ها با سودآوری و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و بازده دارایی‌ها و نقدینگی رابطه مثبت و معنادار بوده و بین دارایی‌های مشهود و ثابت و ساختار اهرمی هیچ‌گونه رابطه معناداری یافت نشد.
گرجی (۱۳۹۱) در پایان‌نامه خود با در نظر گرفتن نظریه توازن پویا به دنبال شناخت سرعت تعدیل ساختار سرمایه در بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. وی از یک مدل تعدیل جزئی دینامیک با داده‌های تلفیقی بهره گرفته است و سعی شده با توجه به روش‌های نوین اقتصادسنجی مانند روش گشتاوری تعمیم‌یافته به تخمین معقول از سرعت تعدیل دست یابد. نمونه استفاده‌شده شامل ۲۲۵ شرکت در طول دوره ۲۰ ساله (۱۳۷۱ تا ۱۳۹۰) است. نتایج این بررسی نشان داد که شرکت‌های ایرانی با سرعت زیادی به سمت نسبت بدهی هدف حرکت می‌کنند. این سرعت بر اساس متغیرهای ابزاری حدود ۴۸% و بر اساس روش گشتاوری تعمیم‌یافته ۲۶% تخمین زده شد.
حجازی و خادمی (۱۳۹۲) تأثیر عوامل اقتصادی و ویژگی‌های شرکتی بر ساختار سرمایه شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران را طی دوره ۱۳۸۰-۱۳۸۸ با بهره گرفتن از روش داده‌های پانل با اثرات ثابت بررسی کردند. نتایج آن‌ها نشان می‌دهد که بین ساختار سرمایه شرکت‌ها با نقدینگی و تورم رابطه منفی و معنی‌دار وجود دارد؛ اما بین ساختار سرمایه شرکت‌ها با ساختار دارایی، اندازه شرکت و رشد اقتصادی رابطه مثبت و معنادار وجود دارد.
حاجی‌زاده و مهرمنش (۱۳۹۲) به بررسی سرعت تعدیل ساختار سرمایه بهینه و تغییر عوامل تعیین‌کننده بر روی ساختار سرمایه هدف شرکت‌های بورسی پرداختند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که ارتباط معناداری بین نااطمینانی تجاری و ساختار سرمایه وجود ندارد از طرفی سپر مالیاتی بدهی‌ها با ساختار سرمایه نیز رابطه‌ی معناداری ندارد. آن‌ها همچنین نشان دادند ارزش بازار به دفتری سهام و ساختاری سرمایه رابطه‌ی معناداری دارد و در انتها سرعت تعدیل ساختار سرمایه را در سطح اطمینان ۱۰۰ ٪ حدود ۹۲ ٪ بیان کردند.
اعتمادی و منتظری (۱۳۹۲) به بررسی عوامل مؤثر بر ساختار سرمایه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر رقابت بازار تولید پرداختند. در واقع آن‌ها در تحقیق خود به دنبال شناسه‌ای اثر رقابت بازار تولید بر ساختار سرمایه (جذب بدهی)، در کنار عوامل دیگر مؤثر بر جذب بدهی در سطح کل شرکت‌ها بودند. برای تحقیقشان از یک دوره پنج‌ساله (۸۵ تا ۸۹) با اطلاعات ۱۷۲ شرکت بهره گرفتند و برای آزمون فرضیه‌های خود از مدل‌های رگرسیون تلفیقی/ترکیبی در حالت ایستا و پویا استفاده کردند. نتایج نشان می‌دهد که در مدل ایستا، تأثیر سودآوری، معیار اول ارزش وثیقه‌ای دارایی‌ها و نسبت جاری بر ساختار سرمایه منفی و معنادار و تأثیر رقابت بازار تولید و همچنین سپر مالیاتی غیر بدهی بر ساختار سرمایه، مثبت و معنادار بوده است. در مدل پویا، تأثیر سودآوری، معیار اول ارزش وثیقه‌ای دارایی‌ها و نسبت جاری بر ساختار سرمایه، منفی و معنادار و تأثیر رقابت بازار تولید، ساختار سرمایه یک دوره قبل و همچنین اندازه شرکت بر ساختار سرمایه مثبت و معنادار بوده است.
۲-۵- فرضیات تحقیق
در این پژوهش ۴ مدل در زمینه اثر نااطمینانی بر نسبت اهرم ارائه‌شده است که فرضیات هر تحقیق را به صورت جداگانه آورده‌ایم.
۲-۵-۱- مدل اول حالت ایستا
فرضیه‌های مدل اثر مستقیم نااطمینانی بر ساختار سرمایه:
۱- رابطه معناداری بین ساختار سرمایه و ارزش بازار شرکت به دفتری آن وجود دارد.
۲- رابطه معناداری بین ساختار سرمایه و اندازه شرکت‌ها وجود دارد.

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 03:46:00 ق.ظ ]




سودآوری× نااطمینانی اقتصاد کلان

+

رد

تأیید

جدول ۵-۱ خلاصه نتایج مدل اول و دوم
۵-۲-۳- بررسی مدل سوم
مدل‌های ارائه شده در این بخش به سه گروه تقسیم شده است. مرحله‌ی اول، تخمین انحراف بین اهرم واقعی و اهرم هدف بدون وجود اثرات نااطمینانی می‌باشد. در وحله ی بعد اثرات نااطمینانی را درون مدل قرار داده و در مرحله‌ی سوم اثرات نااطمینانی با تفکیک آن‌ها به سطوح متفاوت و تخمین مدل می‌پردازیم. خروجی‌های تخمین مدل در حالت سوم را برای محاسبه‌ی سرعت با بهره گرفتن از آزمون والد به صورت جمع جبری متغیرهای مورد نیاز انجام می‌دهیم. یافته‌های این بخش نشان از سرعت تعدیلات نامتقارن در سطوح مختلف نااطمینانی دارد. پس اثرات نااطمینانی بر سرعت تعدیلات ملموس و مشهود می‌باشد. روش محاسبه شده برای سرعت مشابه روش لمون و دیگران (۲۰۰۸)، آنتونیو و دیگران (۲۰۰۸) و بائوم و دیگران (۲۰۱۳) می باشد.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

۵-۲-۳-۱- حالت اول
حالت اول نشان می‌دهد در دوره‌هایی که اهرم شرکت بالاتر از اهرم هدف قرار دارد، شرکت‌ها با سرعت ۶/۳۳ % انحراف بین اهرمی خود را تعدیل می‌کند و ضریب این متغیر معنادار و مثبت می‌باشد. در حالی که اهرم واقعی بالاتر از اهرم هدف قرار گرفته باشد سرعت تعدیل ساختار سرمایه توسط شرکت‌ها ۱/۳۰ % می‌باشد و مطابق حالت قبل علامت آن مثبت و معنادار بوده است. علامت مثبت ضرایب سرعت، نشان از حرکت شرکت‌ها به سمت تعدیل اهرم واقعی و کاهش انحرافات بین این دو اهرم است. با توجه به میزان سرعت در دو حالت متفاوت نتایج نشان می‌دهد که شرکت‌ها در زمانی که بالاتر از اهرم هدف قرار دارند سریع‌تر ساختار سرمایه‌ی خود را نسبت به زمانی که اهرم واقعی در سطوح پایین‌تر از اهرم هدف قرار دارد، تعدیل می‌کند. نتایج با یافته‌های بایون و دیگران (۲۰۰۸) و بائوم و دیگران (۲۰۱۳) مطابقت دارد.
۵-۲-۳-۲- حالت دوم
در این قسمت به تجزیه و تحلیل و تفصیل یافته‌های آزمون اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت در زمانی که اهرم واقعی شرکت بالاتر و پایین‌تر از هدف قرار دارد، می‌پردازیم. نتایج نشان می‌دهد که نااطمینانی خاص شرکت و اقتصاد کلان اثرات نامتقارن بر روی روند تعدیلات ساختار سرمایه دارند.
نااطمینانی خاص شرکت برای شرکت‌هایی که اهرم بالاتر از هدف دارند منفی و از نظر آماری معنادار نمی‌باشد. این امر نشان می‌دهد افزایش سطح نااطمینانی خاص شرکت، شرکت را از تعدیل ساختار سرمایه‌اش به سمت هدف باز می‌دارد یا به عبارت دیگر باعث آهسته‌تر شدن روند تعدیلات می‌شود. نااطمینانی خاص شرکت در دوره‌هایی که اهرم واقعی شرکت‌ها در سطح پایین‌تر از هدف قرار دارند منفی و معنادار می‌باشد. همانند حالت قبل افزایش نااطمینانی خاص شرکت باعث کاهش روند تعدیلات می‌شود. این حالت برای هر دو شرایط اهرم بالاتر و پایین‌تر از هدف سازگار و صادق است. به‌طورکلی می‌توان این گونه بیان کرد که شرکت‌ها در دوران‌هایی که نااطمینانی خاص شرکت در حال افزایش است، در شرایط بالاتر از اهرم هدف تمایلی به کاهش سطح بدهی‌های خود ندارد.
با در نظر گرفتن نقش نااطمینانی اقتصاد کلان بر سرعت تعدیل به علامت مثبت این ضریب در هر دو حالت اهرم بالاتر و پایین‌تر از هدف پی برده می‌شود. اما در حالی که این ضریب برای شرکت‌های دارای اهرم واقعی پایین‌تر از هدف از لحاظ آماری معنادار نمی‌باشد.
۵-۲-۳-۳- حالت سوم: بررسی سرعت تعدیلات
مقدمه
برای محاسبه‌ی سرعت ابتدا متغیر نااطمینانی را به چهار سطح تقسیم کردیم. (بالا، متوسط، پایین و صفر) تا بتوان با دقت بیشتری اثرات نااطمینانی را بر روی روند تعدیلات تحلیل کرد. مدل را ابتدا تخمین زدیم و همان‌طور که در گزارش فصل چهار آورده شده با بهره گرفتن از آزمون والد سرعت تعدیل را محاسبه کردیم. (با جمع جبری متغیرهای مربوط به حالت‌های مختلف). شواهد نشان‌دهنده‌ی معناداری تمامی سرعت‌های محاسبه شده می‌باشد.
الف- بررسی سرعت تعدیلات
در این قسمت به تحلیل سرعت‌های تعدیل برای شرکت‌هایی می‌پردازیم که در دوره‌هایی اهرم واقعی‌شان بالاتر از اهرم هدف واقع شده است، می‌پردازیم. بالاترین سرعت طبق یافته‌ها مربوط به سطح نااطمینانی صفر می‌باشد. در این حالت سرعت تعدیلات حداکثر بوده و برابر ۹/۴۹ % می‌باشد و در زمانی که نااطمینانی حداکثر می‌شود سرعت تعدیل به مقدار حداقلی خود یعنی ۵/۲۹ % می‌رسد. این امر نشان می‌دهد شرکت‌ها در دوره‌هایی که نوسانات نااطمینانی به حداقل مقدار خود یعنی سطح صفر می‌رسد، سریع‌تر از حالت‌هایی که نااطمینانی در سطوح بالایی قرار دارد، انحرافات بین اهرمی خود را تعدیل می‌کند.
زمانی که نااطمینانی اقتصاد کلان در سطح بالا و نااطمینانی خاص شرکت در سطح پایین قرار دارند، سرعت تعدیل ۶/۳۲ % و زمانی که نااطمینانی اقتصاد کلان پایین و نااطمینانی خاص شرکت بالا باشد، سرعت تعدیل ساختار سرمایه مقدار ۴/۳۴ % خود را تجربه می‌کند. از مقایسه‌ی این دو سرعت می‌توان به این نتیجه دست‌یافت که افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان به‌مراتب بیشتر از افزایش نااطمینانی خاص شرکت بر کندی سرعت تعدیلات ساختار سرمایه به سمت ساختار سرمایه‌ی بهینه، اثرگذار است.
با وجود روند کاهشی سرعت تعدیلات با افزایش هر دو سطح نااطمینانی، نشان از کندی سرعت داد پس اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت بر روند تعدیلات انحرافات اهرمی در دوره‌هایی که شرکت‌ها اهرم واقعی بالاتر از هدف خود را تجربه می‌کنند منفی می‌باشد.
برای شرکت‌هایی با اهرم واقعی پایین‌تر از هدف همانند حالت قبل بالاترین سرعت ساختار سرمایه مربوط به دوره‌هایی می‌باشد که سطح نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت حداقل است این امر نشان می‌دهد که شرکت‌ها بدون توجه به نوع انحراف اهرم خود در دوره‌هایی که سطح نااطمینانی به صفر می‌رسد سریع‌تر اقدام به کاهش انحراف خود می‌کند. در این شرایط افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان باعث کاهش سرعت تعدیلات می‌شود. اما افزایش نااطمینانی خاص شرکت باعث افزایش سرعت تعدیلات می‌شود. برای نشان دادن این موضوع وقتی نااطمینانی اقتصاد کلان در مقدار متوسط ثابت باشد، نااطمینانی خاص شرکت در حالت پایین، سرعتی معادل ۶/۱۹ % و زمانی که بالا ۶/۲۰ % قرار دارد. در انتها می‌توان به این امر اشاره کرد که در هر دو حالت اهرم واقعی بالاتر و پایین‌تر از هدف شرکت‌ها برای کاهش انحراف بین دو سطح نااطمینانی متوسط و پایین، زیاد تفاوتی قائل نمی‌شوند. به‌عبارت‌دیگر از سطح نااطمینانی پایین به سمت نااطمینانی متوسط، تغییرات قابل ملاحظه‌ای در تعدیل انحرافات در جهت کندی و تندی سرعت حاصل نمی‌شود اما در سطح متوسط به سمت بالا و برعکس حساسیت تعدیلات و تغییرات سرعت بسیار بیشتر از حالت متوسط به پایین است.
۵-۲-۳-۴- بررسی مدل چهارم
این بخش همانند مدل سوم ارائه‌شده در تحقیق می‌باشد با این تفاوت که وضعیت مالی شرکت در هنگام تأثیرات نااطمینانی بر اهرم شرکت نیز در نظر گرفته شده است. در حالت اول مدلی را بررسی می‌کنیم که اثرات و متغیر نااطمینانی درون مدل قرار ندارد. در مرحله‌ی دوم متغیر نااطمینانی را درون مدل قرار داده و در مرحله‌ی آخر سطوح متفاوت نااطمینانی را همچون مدل سه پژوهش، وارد مدل می‌کنیم و در انتها به تحلیل سرعت‌های متفاوت و نامتقارن ناشی از اثرات نااطمینانی را در حالت‌های مختلف چهارگانه مورد بررسی قرار می‌دهیم.
الف- حالت اول
همان‌گونه که بیان شد در این مرحله بدون اثرات نااطمینانی به بررسی روند تعدیلات ساختار سرمایه به سوی ساختار سرمایه هدف برای حالت‌های بالاتر و پایین‌تر از اهرم هدف و با وجود مازاد و کسری مالی می‌پردازیم. بررسی متغیرهای مازاد و کسری مالی که دارای علامت مثبت و معنادار می‌باشند نشان از عدم توجه شرکت‌ها به شرایط مالی در تعدیل ساختار سرمایه‌ی خود به سوی هدف دارد. متغیرهای گزارش شده کسری و مازاد مالی در تمام طول تحقیق افزایشی می‌باشد اما با توجه به میزان ضرایب گزارش شده، شواهد حاکی از تمایل بیشتر شرکت‌ها در زمان مازاد مالی برای تعدیل می‌باشد تا دوره‌هایی که شرکت‌های غیر مالی کسری مالی دارند. این یافته‌ها در مقابل یافته‌های بایون (۲۰۰۸) که بر روی شرکت‌های غیر مالی آمریکا صورت گرفته است قرار دارد. بایون (۲۰۰۸) بیان می‌کند که شرکت‌های غیر مالی آمریکا که دارای مازاد مالی هستند انحرافات اهرمی خود را کاهش می‌دهند. همچنین این یافته با نتایج بائوم و دیگران (۲۰۱۳) که به بررسی شرکت‌های غیر مالی انگلستان پرداخته‌اند، تطابق دارد.
در ادامه به بررسی ضرایب و تفسیر متغیرهای مازاد مالی و کسری مالی با وجود شرایط بالاتر و پایین‌تر از اهرم هدف پرداخته ‌شده است. نتایج نشان می‌دهد در زمانی که اهرم شرکت بالاتر از اهرم هدف است چه شرکت در وضعیت مازاد یا کسری مالی باشد این ضریب مثبت و معنادار و ضرایب به‌طور قابل‌توجهی بزرگ و بسیار به هم نزدیک می‌باشند. بنابراین در هر دو حالت کسری و مازاد مالی شرکت‌ها به یک اندازه تمایل به کاهش انحرافات اهرمی خود دارند. در شرایطی که اهرم شرکت پایین‌تر از اهرم هدف باشد و شرکت دارای مازاد مالی است ضریب معنادار و مثبت می‌باشد. اما مقدار آن در حالت بالاتر از هدف، بسیار کوچک‌تر می‌باشد. این یافته نشان می‌دهد شرکت‌ها با مازاد مالی و اهرم پایین‌تر از هدف، شرکت اقدام به تعدیل ساختار سرمایه‌ی خود اما با سرعت کمتری می‌کند و در انتها شرکت‌هایی که دارای کسری مالی و اهرم پایین‌تر هستند ضریب مثبت اما از نظر آماری معنادار نمی‌باشد. اما مقدار این ضریب در حد صفر در مدل تخمین زده شده است. که نشان از ناتوانی شرکت در تعدیل اهرم با افزایش سطح بدهی‌ها یا کاهش حقوق صاحبان سهام می‌باشد.
ب- حالت دوم
۱- اثر نامتقارن نااطمینانی خاص شرکت
در این مدل اثرات نااطمینانی را درون مدل قرار داده‌ایم. مشاهدات ما نشان می‌دهد اثر نااطمینانی خاص شرکت در زمانی که مازاد مالی وجود دارد و اهرم شرکت بالاتر از هدف خود واقع شده است، علامت ضریب آن منفی و از نظر آماری معنادار نمی‌باشد. این حالت نشان از آن دارد که وقتی نااطمینانی خاص شرکت به سمت افزایش می‌رود و اهرم واقعی شرکت بالاتر از هدف قرار دارد و شرکت مازاد مالی دارد، روند اصلاح به سمت اهرم هدف آهسته‌تر می‌شود. از این رو ما انتظار داریم که شرکت‌ها سطح بدهی خود را کاهش بدهند. زمانی که از سطح فروش آینده‌ی خود مطمئن هستند و انحرافات اهرم خود را تعدیل بکنند. شرکت‌ها برای تعدیل ساختار سرمایه به خاطر وجود مازاد مالی تمایلی به افزایش حقوق صاحبان سهام ندارند. از طرفی برای تعدیل مجبور به کاهش سطح بدهی خود و پرداخت آن هستند. اما زمانی که پیش‌بینی می‌کنند شرکت در آینده دارای نوسانات در سطح فروش و جریان نقدی خود است، کمتر تمایل پیدا می‌کنند که از ذخایر پولی خود اقدام به پرداخت بدهی‌های شرکت در زمان افزایش نااطمینانی خاص شرکت کنند.
در مقابل اثر نااطمینانی خاص شرکت در زمانی که کسری مالی وجود دارد و اهرم شرکت در شرایط بالاتر از خطر قرار دارد از نظر آماری معنادار نمی‌باشد و ضریب آن مثبت است. این نشان می‌دهد شرکت‌ها در این شرایط بیشتر احتمال دارد از تأمین مالی از حقوق صاحبان سهام و انتشار سهام برای جبران کسری خود، وقتی که شرکت به سمت دوره‌هایی با نااطمینانی خاص شرکت بالاتر، استفاده کنند. از دلایل این امر می‌توان به تمایل شرکت‌ها برای استفاده از تأمین مالی کم‌هزینه‌تر در دوره‌هایی که احتمال نوسانات در جریان نقد و فروش وجود دارد یادکرد. در حالی که مازاد مالی برای شرکت وجود دارد و اهرم پایین‌تر از هدف قرارگرفته است این متغیر معنادار و ضریب آن منفی می‌باشد. این ضریب با مطالعات بایون (۲۰۰۸) و بائوم و دیگران (۲۰۱۳) در تضاد است. علت این تفاوت نحوه‌ی کاهش تأمین مالی خارجی می‌باشد. در شرکت‌های غیر مالی خارجی، شرکت‌ها با افزایش سطح نااطمینانی خاص شرکت اقدام به بازخرید سهام به خاطر وجود مازاد مالی و در جهت کاهش انحرافات اهرمی خود، اقدام می‌کنند اما در ایران به خاطر عدم وجود بازخرید سهام، شرکت ترجیح می‌دهد با مازاد مالی بدهی‌های خود را کاهش دهد که این امر باعث کند شدن روند تعدیلات ساختار سرمایه می‌شود. در حالت بعدی اثر نااطمینانی خاص شرکت بر روی شرکت‌هایی که کسری مالی و اهرم پایین‌تر از هدف را تجربه می‌کنند، بررسی می‌کنیم. این متغیر معنادار و ضریب آن منفی می‌باشد. شرکت برای رسیدن به سطح متعادل در این حالت مجبور به دریافت بدهی بیشتر می‌باشد. اما ازآنجایی‌که با افزایش سطح بدهی در شرایطی که نااطمینانی خاص شرکت رو به افزایش است و در آینده‌ی شرکت تلاطم در فروش خود را بروز می‌دهد پس مدیران شرکت کمتر تمایل به افزایش سطح بدهی دارند. پس این امر مانع از تعدیل ساختار سرمایه به علت هزینه‌های ورشکستگی و امکان عدم پرداخت اصل و فرع بدهی می‌شود. پس در سطح نااطمینانی خاص شرکت در حداقل خود مدیران اقدام به تعدیل ساختار سرمایه‌ی شرکت می‌کنند.
۲- اثر نامتقارن نااطمینانی اقتصاد کلان
حال به بررسی اثر نااطمینانی اقتصاد کلان بر روند تعدیل سرعت ساختار سرمایه به سمت ساختار سرمایه بهینه می‌پردازیم. مشاهدات نشان می‌دهند که نااطمینانی اقتصاد کلان بر روی شرکت‌های با مازاد مالی و اهرم بالاتر از هدف مثبت و معنادار می‌باشد. یعنی با افزایش سطح نااطمینانی اقتصاد کلان، سرعت تعدیل ساختار سرمایه به سمت هدف افزایش می‌یابد. علت این امر این است که در سطوح بالای نااطمینانی اقتصاد کلان شرکت‌ها ترجیح می‌دهند، در شرایط بحران مالی سطح بدهی خود را با وجود اینکه مازاد مالی دارند، کاهش دهند. اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان بر روی شرکت‌ها در دوران‌هایی که کسری مالی دارند بدون توجه به نوع انحراف اهرم واقعی بالاتر یا پایین‌تر از هدف ضرایب منفی می‌باشد و در حالت بالاتر از هدف معنادار و در دوره‌های پایین‌تر از هدف ازنظر آماری معنادار نمی‌باشد. نتایج نشان می‌دهد شرکت‌هایی که کسری مالی دارند، در شرایط اهرم بالاتر (پایین‌تر) از هدف، احتمال بیشتری برای تأمین مالی و پوشش کسری خود به‌سوی اهرم هدف با انتشار سهام جدید (افزایش بدهی) وقتی‌که نااطمینانی اقتصاد کلان به حداقل می‌رسد، دارند. این نتایج نشان می‌دهد فارغ از نوع انحرافات اهرمی، شرکت‌ها در زمان‌هایی که اقتصاد در حالت پایدار و ثبات می‌باشد، تشویق به تعدیل ساختار سرمایه‌ی خود به‌سوی ساختار سرمایه‌ی بهینه می‌شوند. در انتها اثر نااطمینانی اقتصاد کلان در دوران‌هایی که شرکت مازاد مالی و اهرم واقعی پایین‌تر از هدف قرار دارد منفی و معنادار نمی‌باشد. این یافته همانند حالت مربوط به نااطمینانی خاص شرکت است. شرکت‌های انگلستان با توجه به یافته‌های بائوم و دیگران (۲۰۱۳) تمایل به کاهش سطوح حقوق صاحبان سهام برای تعدیل ساختار سرمایه در شرایط افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان دارند. اما با یافته‌های این تحقیق، در تضاد بود. علت آن نبود ابزار کاهش حقوق صاحبان سهام از طریق بازخرید سهام می‌باشد. شرکت‌ها مجبور به کاهش سطح بدهی در شرایط کاهش سطح اقتصاد کلان هستند. این عمل باعث کندی اصلاح انحراف بین اهرم واقعی و اهرم هدف می‌شود.
ج- حالت سوم: بررسی سرعت تعدیلات
مقدمه
در این بخش محاسبه‌ی سرعت تعدیل ساختار سرمایه به‌سوی ساختار بهینه می‌پردازیم. برای این امر بین اهرم واقعی و اهرم هدف، به دو سطح بالاتر و پایین‌تر از هدف، وضعیت مالی شرکت، به دو گروه مازاد مالی و کسری مالی و نااطمینانی خاص شرکت و نااطمینانی اقتصاد کلان به چهار سطح بالا، متوسط، پایین و صفر تفکیک کرده‌ایم. با توجه به جدول تخمین‌های فصل چهار که مربوط به مدل چهارم مرحله‌ی سوم، جدول سرعت تعدیلات به چهار گروه ۱- مازاد مالی با اهرام بالاتر از هدف، ۲- مازاد مالی با اهرم پایین‌تر از هدف، ۳- کسری مالی با اهرم بالاتر از هدف، ۴- کسری مالی با اهرم پایین‌تر از هدف. در این بخش به تفسیر و تجزیه تحلیل یافته‌های هر قسمت می‌پردازیم.
ضرایب سرعت در تمامی چهار حالت ذکر شده مثبت و معنادار می‌باشد اما تحت تأثیر اثرات نااطمینانی توزیع آن‌ها به صورت نامتقارن می‌باشد.
۱- مازاد مالی و اهرم بالاتر از هدف
در حالت اول سرعت شرکت را همان‌گونه که بیان شد در وضعیت مازاد مالی و بالاتر از اهرم هدف در نظر گرفته‌شده است. نتایج نشان می‌دهد که حداقل سرعت زمانی رخ می‌دهد که نااطمینانی اقتصاد کلان حداکثر و نااطمینانی خاص شرکت حداقل (پایین) و در پایین‌ترین سطح خود قرار دارد مقدار سرعت تعدیل انحراف بین اهرم واقعی و اهرم هدف در این حالت ۵۵/۶۳% می‌باشد. بالاترین سرعت در جهت تعدیلات مربوط به زمانی می‌شود که نااطمینانی اقتصاد کلان در سطح پایین و نااطمینانی خاص شرکت در سطح بالا و مقدار ۱۰/۸۹% تجربه می‌کند.
از نتیجه این دو سرعت در مقادیر حداقل و حداکثر می‌توان به این یافته دست‌یافت که شرکت سرعت تعدیلات انحراف اهرمی خود را زمانی که نااطمینانی اقتصاد کلان در حال افزایش و نااطمینانی خاص شرکت در حال کاهش است، کاهش می‌دهد و بالعکس. پس روند افزایش نااطمینانی خاص شرکت بر سرعت تعدیلات مثبت و نااطمینانی اقتصاد کلان منفی می‌باشد. وقتی شرکت‌ها در شرایط مازاد مالی و اهرم واقعی قرار دارند به دو صورت می‌توان اهرم خود را تعدیل کنند. روش اول: کاهش سطح بدهی و روش دوم: افزایش حقوق صاحبان سهام می‌باشد.
شرکت‌ها در زمان افزایش سطح نااطمینانی خاص شرکت به سرعت اقدام به کاهش سطح بدهی خود کرده زیرا با وجود مازاد مالی و تلاطم در فروش ترجیح می‌دهند سطح هزینه‌های مالی خود را کاهش داده و از عدم پرداخت بدهی در شرایط نامساعد در فروش و جریان نقد، دوری کنند اما با افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان روند تعدیل آهسته‌تر می‌شود به عبارت دیگر شرکت‌ها کمتر تمایل به پرداخت بدهی به خاطر کاهش ذخیره مازاد خود در شرایط بحران‌های مالی دارند. از طرفی به خاطر وجود مازاد مالی تمایلی به افزایش حقوق صاحبان سهام به وسیله انتشار سهام ندارند.
بعد از بررسی‌های صورت گرفته که درباره اثرات تغییر سرعت درنتیجه تغییرات نااطمینانی خاص شرکت به این نتیجه دست یافتیم که تغییرات سرعت نسبت به تغیرت سطح نااطمینانی خاص شرکت بسیار کمتر از تغییرات نااطمینانی اقتصاد کلان اثرگذار است. از طرفی در تغییرات نااطمینانی این نااطمینانی اقتصاد کلان است که در حالت اول تغییرات محسوسی در سرعت ایجاد می‌کند.
نکته جالب صورت گرفته در این گزارش حساسیت مدیران شرکت در قبال تغییر تصمیمات تعدیل در زمان تغییر سطح نااطمینانی اقتصاد کلان در سطوح متفاوت است، بالاتر می‌رود. از سطح متوسط به پایین و برعکس در نااطمینانی اقتصاد کلان تغییرات بسیار کمی در سرعت تعدیل نسبت به حالت متوسط به بالا صورت می‌گیرد. به عبارت دیگر مدیران شرکت نسبت به سمت نااطمینانی اقتصاد کلان در بالاترین حد خود اقدام به تغییرات شدید در سرعت تعدیل اهرم شرکت به سمت هدف می‌کنند. این گونه می‌توان بیان کرد نااطمینانی در سطح بالاتر نشان از بحران در اقتصاد را در مدیران ایجاد کرده و مدیران در این سطح اقدام به تغییرات در سرعت تعدیل می‌کنند.
۲- مازاد مالی و اهرم پایین‌تر از هدف
از مشاهداتی که بر روی سرعت تعدیل اهرم واقعی به سوی هدف شرکت‌هایی که دارای مازاد مالی و اهرم پایین‌تر از هدف هستند. نتایج به‌دست‌آمده به‌قرار زیر است:
کمترین سرعت تغییر برای دوره‌هایی است که نااطمینانی در مقدار صفر قرار دارد و مقدار این سرعت ۳۶/۴۴% می‌باشد. در شرکت‌هایی که سطح نااطمینانی در حد صفر است تمایل کمتری برای تعدیل اهرم خود وجود دارد. برای تعدیل فقط یک راه در زمانی که اهرم پایین‌تر از هدف واقع‌شده است، وجود دارد و آن افزایش سطح بدهی و ازآنجایی‌که شکست‌ها در این شرایط دارایی مازاد مالی هستند و سطح نااطمینانی حداقل است تمایلی به افزایش بدهی خود ندارند.
بالاترین سرعت تعدیل مربوط به حالتی قرار دارد که نااطمینانی اقتصاد کلان بالا و نااطمینانی خاص شرکت پایین است این یافته نشان می‌دهد در شرایطی که شرکت مازاد مالی و اهرم واقعی پایین‌تر از هدف قرار داد روند افزایش نااطمینانی خاص شرکت باعث کاهش سرعت تعدیلات و روند افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان باعث افزایش در سرعت تعدیلات می‌شود. به عبارتی اثر نااطمینانی خاص شرکت بر سرعت تعدیلات منفی و نااطمینانی اقتصاد کلان مثبت است. شرکت‌ها همان‌طور که گفته شد در زمان مازاد مالی و پایین‌تر از هدف تنها یک ابزار برای تعدیل انحرافات اهرمی خود دارند و آن افزایش بدهی می‌باشد.
نتایج نشان می‌دهد شرکت‌ها با افزایش نااطمینانی خاص شرکت و از طرفی وجود مازاد مالی تمایلشان برای افزایش بدهی کاهش می‌یابد اما با افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان ترجیح می‌دهند بدهی‌های خود را افزایش داده و به سطح مازاد مالی خود بیفزایند. نکته جالب این حالت تضاد صورت گرفته با تحقیقات بائوم و دیگران (۲۰۱۳) در جهت تعدیل و علامت ضرایب می‌باشد. بائوم نشان از عدم تمایل مدیران شرکت‌های غیر مالی انگلستان به افزایش سطح بدهی‌های خود در شرایط مازاد مالی و اهرم پایین‌تر از هدف را نشان می‌دهد اما یافته‌های این تحقیق نشان داد که شرکت‌های غیر مالی بورس اوراق بهادار ایران با توجه به وجود مازاد مالی اقدام به دریافت وام و افزایش سطح بدهی‌های خود می‌کنند.

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 03:46:00 ق.ظ ]




در بخش دوم همانند بخش اول عمل شده با این تفاوت که شرایط مالی شرکت نیز در نظر گرفته شد. نتایج در هر دو بخش نشان از اثرگذاری متغیرهای نااطمینانی ارائه‌شده بر روند سرعت تعدیلات اهرم شرکت به‌سوی اهرم هدف خبر می‌دهد.
برآوردگر استفاده شده برای تخمین مدل‌ها و آزمون فرضیه‌ها، پانل پویای GMM (گشتاورهای تعمیم یافته) می‌باشد. این برآوردگر به خاطر وجود وقفه از متغیر وابسته به صورت متغیر مستقل، اثرات روند متغیر وابسته را کاهش داده و برای تخمین سرعت تعدیل بسیار مناسب‌تر و خروجی‌های دقیق‌تری نسبت به روش‌های اثرات ثابت را دارا می‌باشد. داده‌های تحقیق از ۱۵۳ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار ایران برای سال‌های ۱۳۸۰ تا ۱۳۹۲ بهره گرفته شده است.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

۵-۲- تحلیل یافته‌ها و نتایج تحقیق
۵-۲-۱- بررسی مدل اول و دوم
متغیرهای ویژه‌ی شرکتی بر اساس مدل استاندارد گزارش‌شده توسط راجان و زینگالس(۱۹۹۵)، بیکر و وارگلر(۲۰۰۲)، هووکیمیان(۲۰۰۶) و آنتونیو و دیگران(۲۰۰۸) درزمینه‌ی اثرگذاری متغیرهای خاص شرکت بر روی نسبت اهرمی ارائه‌شده است.
در مدل‌های پویا وقفه اهرم به‌صورت متغیر مستقل، معنادار و با ضریب مثبت گزارش‌شده است که نشان می‌دهد در دوره‌های که نسبت اهرمی افزایش می‌یابد به‌احتمال‌زیاد در طی دوره‌های آتی، نسبت اهرمی این روند را ادامه می‌دهد و بلعکس. البته به خاطر وجود وقفه یک سال قبل این حافظه برای ادامه روند کوتاه‌مدت است.
ارزش بازار به دفتری برای حالت ایستا شرکت منفی و معنادار است. تحلیل ارزش بازار به دفتری حالت ایستا در تأیید تمایل مدیران شرکت به تأمین مالی از طریق انتشار سهام و کاهش نسبت بدهی در شرایط افزایش ارزش بازاری شرکت دارند. این نتیجه با یافته‌های بیکر و وارگلر(۲۰۰۲)، هووکیمیان(۲۰۰۴)، هووکیمیان(۲۰۰۶)، آنتونیو و دیگران(۲۰۰۹) و فرانک و گویال(۲۰۰۹)، رشید(۲۰۱۳) و بائوم و دیگران(۲۰۱۳) مطابقت دارد. اما ارزش بازار به دفتری در مدل‌های پویا مثبت و در حالت اثر مستقیم معنادار است. این امر نشان می‌دهد شرکت‌هایی باارزش بازاری بیشتر، توان یا تمایل بیشتری در دریافت بدهی‌ها برای تأمین مالی نسبت به حقوق صاحبان سهام دارند. تحقیقات داخلی صورت گرفته توسط شیدای مقدم(۱۳۹۱)، حاجی‌زاده و دیگران(۱۳۹۲) در تأیید این نتیجه می‌باشند.
اندازه‌ی شرکت در حالت ایستا معنادار نبوده اما برای حالت پویا معنادار است. این متغیر در تمامی حالت‌ها اثر مثبت دارد. بر طبق یافته‌های تئوری توازن شرکت‌هایی که دارای اندازه‌ی بیشتری می‌باشند در بازار استقراض برای تأمین مالی با اعتبار بیشتری همراه هستند. لذا شرکت‌های بزرگ‌تر باید از اهرم بالاتری نسبت به شرکت‌های کوچک‌تر برخوردار باشند که این یافته‌ در تأیید تئوری توازن و با تحقیقات صورت گرفته توسط چانگ و داسگوپتا(۲۰۰۹)، کاگلایان و رشید(۲۰۱۳)، بائوم و دیگران(۲۰۱۳)، رشید (۲۰۱۳)، حجازی و خادمی(۱۳۹۲) و اعتمادی و منتظری(۱۳۹۲) مطابقت دارد، اما با تحقیقات صورت گرفته توسط خلیفه سلطانی و دیگران(۱۳۹۰) و حاجی‌زاده و دیگران(۱۳۹۲) در تضاد است.
سودآوری برای حالت ایستا و پویا در مدل‌های اثر مستقیم معنادار و با ضریب منفی در تخمین نشان داده‌شده است که نشان از تأیید نظریه سلسله‌مراتب و توازن می‌دهد. این یافته بیان می‌کند که شرکت‌های سودآور با بهره گرفتن از افزایش در سطح سود انباشته خود در جهت پرداخت بدهی‌های شرکت اقدام کرده و نسبت اهرم را کاهش و همچنین در تأیید گزارش‌های هووکیمیان(۲۰۰۶)، آنتونیو و دیگران(۲۰۰۸)، لمون و دیگران(۲۰۰۸)، هووانگ و ریتر(۲۰۰۹)، فرانک و گویال(۲۰۰۹) و تحقیق‌های صورت گرفته توسط خلیفه سلطانی و دیگران(۱۳۹۰)، حاجی‌زاده و مهرمنش(۱۳۹۲) و اعتمادی و منتظری(۱۳۹۲) است.
نسبت دارایی مشهود برای تمامی مدل‌ها معنادار و مثبت بوده، این امر حاکی از آن است، شرکت‌هایی که نسبت دارایی مشهود به‌کل دارایی‌های بالایی دارند از احتمال ورشکستگی کمتری برخوردار می‌باشند پس بیشتر ترجیح می‌دهند از استقراض برای تأمین مالی استفاده کنند. از طرفی دیگر دارایی مشهود بیشتر در سبد دارایی‌های شرکت قدرت وثیقه گذاری دارایی‌ها را افزایش داده و شرکت را در دریافت بدهی بیشتر یاری می‌کند. این رابطه و معناداری آن با تحقیق‌های صورت گرفته توسط رشید(۲۰۱۳)، بائوم و دیگران(۲۰۱۳)، خلیفه سلطانی و دیگران(۱۳۹۰)، حاجی‌زاده و دیگران(۱۳۹۲) و حجازی و خادمی(۱۳۹۲) هم‌راستا است اما با یافته‌های بوث و دیگران(۲۰۰۱) و اعتمادی و منتظری(۱۳۹۲) در تضاد است. آن‌ها دلیل این تضاد را تمایل بیشتر سهامداران در خرید سهام شرکت‌های که دارایی‌های مشهود بالاتری دارند، اعلام کرده‌اند.
فرض وجود رابطه‌ی معنادار بین اثر نااطمینانی خاص شرکت و نسبت اهرم برای مدل ایستا و حالت اثر مستقیم پویا تأییدشده است. در حالت ایستا نااطمینانی خاص شرکت اثر مثبت دارد و نشان از افزایش سطح بدهی‌ها در دوره‌های می‌دهد که شرکت با نوسانات در جریان نقد روبه‌رو است. این یافته در تضاد با یافته‌های محققان خارجی و داخلی است. اما در مدل پویا این متغیر دارای علامت منفی در تخمین است. بر طبق نظریه‌ی تئوری توازن شرکت‌هایی که دارای نوسانات در فروش و جریان نقدی خود هستند کمتر تمایل به دریافت بدهی دارند. این امر به دلیل وجود هزینه‌ی ورشکستگی[۳۱۵] و عدم توان شرکت در پرداخت اصل‌وفرع بدهی[۳۱۶] است. از طرفی دیگر بانک‌ها و مؤسسات پرداخت‌کننده‌ی استقراض به شرکت‌ها کمتر تمایل دارند به شرکت‌هایی که سطح فروش آن‌ها دارای نااطمینانی بالا و نوسانات است، وام پرداخت کند یا اوراق قرضه‌ی آن‌ها را خریداری کند. پس شرکت‌ها مجبور به انتشار سهام برای تأمین مالی خود می‌باشند. این یافته‌ها با گزارش‌های ارائه‌شده توسط محققان خارجی همچون آنتونیو و دیگران(۲۰۰۸)، لمون و دیگران(۲۰۰۸)، بائوم و دیگران(۲۰۰۹)، کاگلایان و رشید(۲۰۱۳)، رشید(۲۰۱۳) و بائوم و دیگران(۲۰۱۳) از طرفی با یافته‌های محققان داخلی ازجمله خلیفه سلطانی و دیگران(۱۳۹۰) و حاجی‌زاده و مهرمنش(۱۳۹۲) مطابقت دارد.
نااطمینانی اقتصاد کلان در حالت اثر مستقیم پویا معنادار و دارای علامت منفی در تخمین است. پس افزایش نااطمینانی اقتصاد کلان بیشتر باعث کاهش نسبت اهرمی در شرکت می‌شود. در شرایطی که احتمال بروز بحران‌های مالی در سطح اقتصاد افزایش می‌یابد، شرکت‌ها ترجیح می‌دهند از سطح بدهی کمتری برای تأمین مالی خود استفاده کنند و بیشتر از انتشار سهام جدید بهره می‌برند. علت این امر کاهش خطر ورشکستگی در شرایط بحرانی است. این یافته‌ها با گزارش‌های گردار و هویارد(۱۹۹۳)، هاکبرث و دیگران(۲۰۰۶)، رشید(۲۰۱۳) و بائوم و دیگران(۲۰۱۳) و با تحقیق داخلی حجازی و خادمی(۱۳۹۲) یکسان است.
از طرفی میزان ضریب گزارش‌شده در یافته‌های تخمین برای نااطمینانی خاص شرکت و اقتصاد کلان در تمامی حالت‌ها نسبت به دیگر ضرایب مدل بسیار کم اثرتر هستند از طرفی دیگر مقایسه‌ی این دو متغیر در تمامی مدل‌ها نشان از تأثیر بیشتر نااطمینانی خاص شرکت در مقابل اثر نااطمینانی اقتصاد کلان بر اهرم شرکت دارد. پس تغییرات نسبت اهرمی به تغییرات نااطمینانی خاص شرکت نسبت به تغییرات در نااطمینانی اقتصاد کلان حساس‌تر است. تأثیرگذارترین متغیر در تمامی مدل‌ها بر نسبت اهرمی، نسبت دارای مشهود است. این امر نشان از این واقعیت دارد که نسبت اهرمی شرکت به تغییرات نسبت دارای مشهود بسیار حساس و تأثیرپذیر است.
اثر متغیر نااطمینانی خاص شرکت از کانال سودآوری دارای علامت مثبت و ازنظر آماری معنادار است. علامت مثبت آن نشان می‌دهد که شرکت‌ها با سودآوری بالا کمتر می‌توانند نسبت اهرمی شرکت را تحت تأثیر قرار دهند وقتی نااطمینانی خاص شرکت در حال افزایش است. نتایج این تحقیق با یافته‌های رشید(۲۰۱۳) مطابقت دارد و در این زمینه در داخل تحقیقی صورت نگرفته است.
اثر نااطمینانی اقتصاد کلان از کانال سودآوری معنادار و دارای علامت منفی است. بر این اساس شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران با سودآوری بالا، بیشتر می‌توانند در نسبت اهرمی خود کاهش ایجاد کنند وقتی‌که نااطمینانی اقتصاد کلان در حال افزایش است. این یافته همچنین با تحقیق رشید(۲۰۱۳) یکسان است. اندازه ضریب نااطمینانی خاص شرکت از کانال سودآوری نسبت به نااطمینانی اقتصاد کلان از کانال سودآوری نشان از تأثیر بیشتر این متغیر بر اهرم شرکت می‌دهد.

متغیر

ایستا، مستقیم

ایستا، غیرمستقیم

پویا، مستقیم

پویا، غیرمستقیم

علامت

فرضیه

علامت

فرضیه

علامت

فرضیه

علامت

فرضیه

بازار به دفتری

تأیید

تأیید

+

تأیید

+

رد

اندازه شرکت

+

رد

+

رد

+

تأیید

+

تأیید

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 03:46:00 ق.ظ ]
 
مداحی های محرم