تحقیق رایگان درمورد نااطمینانی، سرعت تعدیل، نااطمینانی اقتصاد کلان، ارزش بازار

دانلود پایان نامه ارشد

اقتصاد کلان
سرعت تعدیل
نیمه‌عمر
انحراف معیار پسماند
آماره t
احتمال
متغیرهای آزمون Wald
بالا
بالا
0.534552
0.906365142
0.117685
4.542218
0.0000
c(3)+c(22)+c(27)+c(35)=0
بالا
متوسط
0.587110
0.783594283
0.141024
4.163186
0.0000
c(3)+c(22)+c(27)+c(34)=0
بالا
پایین
0.608761
0.738619041
0.140137
4.344052
0.0000
c(3)+c(22)+c(27)+c(33)=0
متوسط
بالا
0.465886
1.105240571
0.109676
4.247823
0.0000
c(3)+c(22)+c(26)+c(35)=0
متوسط
متوسط
0.518444
0.948564546
0.133409
3.886123
0.0001
c(3)+c(22)+c(26)+c(34)=0
متوسط
پایین
0.540095
0.892385284
0.132208
4.085182
0.0000
c(3)+c(22)+c(26)+c(33)=0
پایین
بالا
0.432539
1.223380986
0.070351
6.148286
0.0000
c(3)+c(22)+c(25)+c(35)=0
پایین
متوسط
0.485098
1.044244405
0.093871
5.167686
0.0000
c(3)+c(22)+c(25)+c(34)=0
پایین
پایین
0.506748
0.980773703
0.092323
5.488892
0.0000
c(3)+c(22)+c(25)+c(33)=0
صفر
صفر
0.654657
0.651933783
0.103357
6.333937
0.0000
c(3)+c(22)+c(24)+c(32)=0
جدول 4-40 سرعت تعدیل اهرم هدف برای شرکت‌های بالاتر از اهرم هدف با در نظر گرفتن کسری مالی شرکت و در سطوح متفاوت نااطمینانی

4- کسری مالی و اهرم پایین‌تر از هدف
در جدول انتهایی به بررسی اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه درزمانی که شرکت کسری مالی و اهرم واقعی پایین‌تر را تجربه می‌کند، می‌پردازیم. بالاترین سرعت تعدیل ساختار سرمایه مربوط به حالتی است که سطح نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت صفر می‌باشد و مقدار سرعت تعدیل در این حالت 55/59 % است که نسبت به سایر سرعت‌های گزارش شده در جدول 4-36 تفاوت قابل ملاحظه‌ای وجود دارد. حداقل سرعت تعدیل انحراف اهرم واقعی از هدف با توجه به گزارش زیر در حالتی است که نااطمینانی خاص شرکت حداقل و نااطمینانی اقتصاد کلان مقدار حداکثری خود را تجربه می‌کند در این حالت سرعت تعدیل 23 % را نشان می‌دهد. با افزایش سطح نااطمینانی خاص شرکت میزان سرعت تعدیل ساختار سرمایه به طور کلی افزایش می‌یابد و با افزایش سطح نااطمینانی اقتصاد کلان میزان سرعت تعدیل ساختار سرمایه به طور کلی کاهش می‌یابد. پس سرعت تعدیل ساختار سرمایه در اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت به صورت نامتقارن اعمال شده است.

نااطمینانی خاص شرکت
نااطمینانی اقتصاد کلان
سرعت تعدیل
نیمه‌عمر
انحراف معیار پسماند
آماره t
احتمال
متغیرهای آزمون Wald
بالا
بالا
0.245288
2.463042773
0.068992
3.555284
0.0004
c(3)+c(23)+c(31)+c(39)=0
بالا
متوسط
0.273012
2.173929375
0.075031
3.638658
0.0003
c(3)+c(23)+c(31)+c(38)=0
بالا
پایین
0.281838
2.093720030
0.076454
3.686376
0.0002
c(3)+c(23)+c(31)+c(37)=0
متوسط
بالا
0.235566
2.580404449
0.065547
3.593859
0.0003
c(3)+c(23)+c(30)+c(39)=0
متوسط
متوسط
0.263291
2.268431547
0.073022
3.605631
0.0003
c(3)+c(23)+c(30)+c(38)=0
متوسط
پایین
0.272117
2.182350557
0.074308
3.662031
0.0003
c(3)+c(23)+c(30)+c(37)=0
پایین
بالا
0.230042
2.651476579
0.067357
3.415254
0.0007
c(3)+c(23)+c(29)+c(39)=0
پایین
متوسط
0.257766
2.325289351
0.074073
3.479873
0.0005
c(3)+c(23)+c(29)+c(38)=0
پایین
پایین
0.266592
2.235575604
0.074986
3.555237
0.0004
c(3)+c(23)+c(29)+c(37)=0
صفر
صفر
0.595516
0.765787401
0.097089
6.133682
0.0000
c(3)+c(23)+c(28)+c(36)=0
جدول 4-41 سرعت تعدیل اهرم هدف برای شرکت‌های پایین‌تر از اهرم هدف با در نظر گرفتن کسری مالی شرکت و در سطوح متفاوت نااطمینانی

فصل پنجم
بحث و نتیجه‌گیری

مقدمه
در این فصل اقدام به تحلیل و تفسیر یافته‌های تحقیق مربوط به فصل چهار می‌کنیم. در پایان فصل بعد تفسیر داده‌های مربوط به مدل‌های تحقیق از محدودیت‌های در پی پژوهش سخن گفته‌شده است. در انتها اقدام به پیشنهاد‌ها برای استفاده کنندگان تحقیق و محققان ای که در این زمینه تمایل به پژوهش دارند ارائه شده است.

5-1- خلاصه تحقیق
در این تحقیق، فرضیات بر مبنای اثرات نااطمینانی از دو حوزه، داخل شرکت که با عنوان نااطمینانی خاص شرکت معرفی شده و حوزه‌ی خارجی شرکت که با عنوان نااطمینانی اقتصاد کلان بیان شده است را بر روی نسبت اهرمی شرکت و انحرافات بین اهرم واقعی و اهرم هدف شرکت بررسی می‌کند. نتایج مدل اول از معناداری اثر نااطمینانی اقتصاد کلان و خاص شرکت بر روی اهرم شرکت خبر می‌دهد. با توجه به گمانه‌ها که نااطمینانی می‌تواند از کانال سودآوری نیز بر نسبت اهرم اثرگذار باشد این متغیر را درون مدل قرار داده‌ایم. یافته‌ها از اثرگذاری اقتصاد نااطمینانی کلان از کانال سودآوری بر نسبت اهرم شرکت خبر داد. در بخش دوم پژوهش به بررسی اثرات نااطمینانی بر سرعت تعدیل اهرم هدف در دو قسمت مجزا می‌پردازیم. ابتدا اهرم واقعی به دو گروه بالاتر و پایین‌تر از اهرم هدف تفکیک شد و در بخش اول که در سه مرحله گزارش‌شده است (اول: بدون اثرات نااطمینانی، دوم: باوجود متغیرهای نااطمینانی، سوم: متغیرهای نااطمینانی در سطوح مختلف) مورد بررسی قرار گرفته و در مرحله‌ی سوم سرعت نااطمینانی را در شرایط متفاوت تخمین و گزارش کردیم.
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 153 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار ایران برای سال‌های 1380 تا 1392 بهره گرفته شده است.

5-2- تحلیل یافته‌ها و نتایج تحقیق
5-2-1- بررسی مدل اول و دوم
متغیرهای ویژه‌ی شرکتی بر اساس مدل استاندارد گزارش‌شده توسط راجان و زینگالس(1995)، بیکر و وارگلر(2002)، هووکیمیان(2006) و آنتونیو و دیگران(2008) 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(2002)، هووکیمیان(2004)، هووکیمیان(2006)، آنتونیو و دیگران(2009) و فرانک و گویال(2009)، رشید(2013) و بائوم و دیگران(2013) 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(1391)، حاجی‌زاده و دیگران(1392) 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(2009)، کاگلایان و رشید(2013)، بائوم و دیگران(2013)، رشید (2013)، حجازی و خادمی(1392) و اعتمادی و منتظری(1392) مطابقت دارد، اما با تحقیقات صورت گرفته توسط خلیفه سلطانی و دیگران(1390) و حاجی‌زاده و دیگران(1392) 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 استفاده 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(2006)، آنتونیو و دیگران(2008)، لمون و دیگران(2008)، هووانگ و ریتر(2009)، فرانک و گویال(2009) و تحقیق‌های صورت گرفته توسط خلیفه سلطانی و دیگران(1390)، حاجی‌زاده و مهرمنش(1392) و اعتمادی و منتظری(1392) 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(2013)، بائوم و دیگران(2013)، خلیفه سلطانی و دیگران(1390)، حاجی‌زاده و دیگران(1392) و حجازی و خادمی(1392) هم‌راستا است اما با یافته‌های بوث و دیگران(2001) و اعتمادی و منتظری(1392) 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 ورشکستگی315 و عدم توان شرکت در پرداخت اصل‌وفرع بدهی316 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(2008)، لمون و دیگران(2008)، بائوم و دیگران(2009)، کاگلایان و رشید(2013)، رشید(2013) و بائوم و دیگران(2013) از طرفی با یافته‌های محققان داخلی ازجمله خلیفه سلطانی و دیگران(1390) و حاجی‌زاده و مهرمنش(1392) 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

پایان نامه
Previous Entries تحقیق رایگان درمورد نااطمینانی، نااطمینانی اقتصاد کلان، سرعت تعدیل، ساختار سرمایه Next Entries تحقیق رایگان درمورد نااطمینانی، نااطمینانی اقتصاد کلان، سرعت تعدیل، ساختار سرمایه