تاثیر سرمایه گذاران نهادی پیشرو بر میزان سرمایه گذاری و ساختار سرمایه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران
محورهای موضوعی : نوآفرینی، نوآوری، رویکردهای نوین
1 - دانشجو
کلید واژه: سرمایه گذاران نهادی پیشرو, سرمایه گذاری, ساختار سرمایه,
چکیده مقاله :
چكيده
سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو به عنوان گروهی از سرمایه‌گذاران به‌واسطه دسترسی به منابع عظیم مالی، نقش مهمّی در توسعه اقتصادی بازار سرمایه ایفا می‌کنند. بر همین مبنا، مطالعه در خصوص نقش سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتها از اهمیت زیادی برخوردار است. لذا هدف كلي اين تحقيق تعيين تأثير سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. تحقیق حاضر از نوع توصیفی- همبستگی مبتنی بر تحلیل داده‌های مقطعی است و از حیث هدف کاربردی است. آزمون و تحلیل داده‌ها با استفاده از مدل رگرسیونی چند متغیره و در محیط نرم‌افزاری Eviews انجام مي‌شود. جامعه آماری این تحقيق کلیه شرکتهای پذيرفته شده بورس طي سالهاي 1401-1393 هستند که به روش غربال‌گري به تعداد 125 شركت انتخاب شدند. نتايج تحليل‌ها با استفاده از مدل پانل ديتا به كمك نرم‌افزار ايويز 10 نشان داد سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير مستقيم دارد. همچنين سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير مستقيم دارد.
Abstract
Leading institutional investors, as a group of investors, play an important role in the economic development of the capital market due to access to huge financial resources. On this basis, the study of the role of leading institutional investors on the amount of investment and capital structure of companies is very important. Therefore, the general purpose of this research is to determine the effect of leading institutional investors on the amount of investment and the capital structure of companies admitted to the Tehran Stock Exchange. The current research is descriptive-correlation based on cross-sectional data analysis and is practical in terms of purpose. Data testing and analysis is done using multivariate regression model and in Eviews software environment. The statistical population of this research is all the companies admitted to the stock exchange during the years 2016-2024, which were selected by screening method in the number of 125 companies. The results of the analyzes using the panel data model with the help of Eaves 10 software showed that leading institutional investors have a direct effect on the amount of investment of companies admitted to the Tehran Stock Exchange. Also, the leading institutional investors have a direct effect on the capital structure of the companies admitted to the Tehran Stock Exchange.
References
Verdi, R. 2021. Information environment and the cost of equity capital. Working Paper, Massachusetts Institute of Technology
Francis, B; Hasan, I; and Lingxiang Li. (2014). “Abnormal real operations, real earnings management, and subsequent crashes in stock prices, Academy of Management Journal, Vol. 35, No. 1.
Liu Q, Qu X, Wang D, Abbas J and Mubeen, R. (2022). Product Market Competition and Firm Performance: Business Survival Through Innovation and Entrepreneurial rientation Amid COVID-19 Financial Crisis. Front. Psychol. 12:790923. doi: 0.3389/fpsyg.2021.790923.
Mubeen, R., Han, D., Abbas, J., and Raza, S. (2021). Examining the relationship between product market competition and Chinese firms performance: the mediating impact of capital structure and moderating influence of firm size. Front. Psychol. 12:709678. doi: 10.3389/fpsyg.2021.709678.
Sharma, A., Singhal, A., and Vishwanatha Saragur Ramanna. (2024). The effect of lead institutional investors on investment and capital structure of young firms: Evidence from Indian IPOs. International ReviewofFinancialAnalysis. 91(2): 102-106.
Michala, D. (2023). Are private equity backed initial public offerings any different? Timing, information asymmetry and post-IPO survival. Journal of Corporate Finance, 59, 31–47.
Brown, S., Dutordoir, M., Veld, C., & Veld-Merkoulova, Y. (2019). What is the role of institutional investors in corporate capital structure decisions? A survey analysis. Journal of Corporate Finance, 58, 270–286.
Lu, Y., & Samdani, T. (2019). The economic role of institutional investors in auction IPOs. Journal of Corporate Finance, 56(C), 267–281.
Dudley, E., & James, C. (2018). Capital structure changes around IPOs. Critical Finance Review, 7(1), 55–79.
منابع فارسی
محبي، علي. (1402). نقش سرمایه‌گذاری در رشد و توسعه شرکتهای دانش‌بنیان. فصلنامه دانش مديريت. 12(1)، 45-30.
بدیعی نژاد، علی و توانگر حمزء کلائی، افسانه و اسماعیل زاده مقری، علی و خسروی پور، نگار. (1402). تأثیر افق سرمایه‌گذاری سرمایه‌گذاران نهادی بر کارایی مدیریت و تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکتها. فصلنامه راهبرد مديريت مالي. 11(1)، 26-12.
قلعه، زهرا و دستگیر، محسن. (1402). تأثیر سرمایه‌گذاران نهادی بررابطه بین کیفیت گزارشگری حسابداری و هزینه سرمایه. تحقیقات حسابداری و حسابرسی. 15(57): 28-5.
متين‌فرد، مهران. (1399). تأثیرات همگروهی بر تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکتها با تأکید بر نقش محدودیت مالی و پیشرو بودن در صنعت. نشريه تحليل مالي. 4(1)، 83-77.
تأثير سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی
فائزه حیدری1*، پرویز دیندار فرکوشی2
اطلاعات مقاله | چکیده |
نوع مقاله: مقاله پژوهشي
تاریخ دریافت: 23/09/1403 تاریخ پذیرش: 07/06/1404
| سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو به عنوان گروهی از سرمایه‌گذاران به‌واسطه دسترسی به منابع عظیم مالی، نقشی مهم در توسعه اقتصادی بازار سرمایه ایفا می‌کنند. بر همین مبنا، مطالعه در خصوص نقش سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتها از اهمیتی زیاد برخوردار است. لذا، هدف كلي اين پژوهش تعيين تأثير سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. این پژوهش از نوع توصیفی- پیمایشی مبتنی بر تحلیل داده‌های مقطعی است و از حیث هدف کاربردی است. آزمون و تحلیل داده‌ها با استفاده از مدل رگرسیونی چند متغیره و در محیط نرم‌افزاری Eviews انجام مي‌شود. جامعه آماری این پژوهش کلیه شرکتهای پذيرفته شده بورس طي سالهاي 1401-1393 هستند که به روش غربال‌گري به تعداد 125 شركت انتخاب شدند. نتايج تحليل‌ها با استفاده از مدل پانل ديتا به كمك نرم‌افزار ايويز 10 نشان داد سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير مستقيم دارد. همچنين، سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير مستقيم دارد. |
کلیدواژهها | سرمايه‌گذاران نهادي، سرمايه‌گذاري، ساختار سرمايه، بورس اوراق بهادار، رویکرد نوآفرینی |
ناشر: دانشگاه آزاد اسلامي واحد شهرقدس
* نویسنده مسئول: فائزه حیدری ایمیل: faezehne11@gmail.com
1. کارشناسی ارشد، گروه مدیریت مالی، واحد شهر قدس، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران (نویسنده مسئول)
2. گروه حسابداری، واحد شهر قدس، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
مقدمه
سرمایه‌گذاران نهادی از جایگاه ویژه‌ای در بازار سرمایه برخوردارند. این سرمایه‌گذاران با حضور در شرکتها اقداماتی مؤثر در جهت رفع مشکلات نمایندگی میان مدیران و سهامداران انجام می‌دهند و با افزایش نظارت و کنترل بر فعالیت‌های مدیران، باعث افزایش پاسخگویی مدیران نسبت به سهامداران و سایر ذی‌نفعان شده، در نتیجه ارتقای حاکمیت شرکتی را موجب می‌شوند (فرانسيس وهمکاران1 ، 2023). وجود یک سیستم حاکمیت شرکتی مناسب می‌تواند شرکتها را در جلب اعتماد سرمایه‌گذاران و تشویق آنها به سرمایه‌گذاری یاری دهد و اجرای این اصول در سطح شرکت باعث بهبود عملکرد مالی شرکت میشود که این موضوع به تبع کاهش نوسانات بازده سهام را به عنوان معیاری از ثبات شرایط اقتصادی شرکت نمایان می‌سازد (وردي2، 2021). از سوی دیگر، ایجاد ساختار مناسب ارزشی برای سهامداران از اهداف مهم و ضروری شرکت‌هاست و هنگامی محقق میشود که شرکتها سلامت مالی داشته باشند (ان‌گويان3 و همكاران، 2023). تعيين ساختار سرمایه يكي از راههايي است كه میتوان با به كارگيري آن، به استفاده مناسب از فرصت‌های سرمایه‌گذاری و همچنين، جلوگيري از به هدر رفتن منابع اقدام كرد. با پيشبيني بیش‌ترین ظرفيت ايجاد سرمایه در هر فرصت سرمايه‌گذاري، سرمايه‌گذاران می‌توانند برنامه تأمين مالي خود را طراحي كنند و با كم‌ترين احتمال ناتواني در بازپرداخت بدهي ها، فعاليت‌هاي خود را آغاز كنند (لئو4 و همكاران، 2022).
سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو در این پژوهش به عنوان متغیر مستقل با نماد (LII) در مدل در نظر گرفته شده‌اند. مطابق با تعریف بوش، سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو، سرمایه‌گذاران بزرگ نظیر بانک‌ها، شرکتهای بیمه، شرکتهای سرمایه‌گذاری و... هستندکه که حجم بزرگی از عملیات آنها به معامله سهامشان برمی‌گردد. افزون بر این، مطابق با تعریف بند 27 ماده 1 قانون اوراق بهادار جمهوری اسلامی ایران، از سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو، هر شخص حقیقی یا حقوقی که بیش از 5 درصد و یا بیش از 5 میلیارد ریال از ارزش اسمی اوراق بهادار در دست انتشار را خریداری کند نیز جزو این گروه از سرمایه‌گذاران نهادي بشمار می‌روند. لذا، با بررسی یادداشت‌های همراه در صورت‌های مالی، ميزان سرمايه‌گذاري این سرمایه‌گذاران از سهام شرکت مشخص مي‌شود. در اين صورت اگر شركتي سهامدار بیش از 5 درصد و یا بیش از 5 میلیارد ریال از ارزش اسمی اوراق بهادار داشته باشد عدد 1 و در غير اين صورت عدد 0 اختيار مي‌كند.
ميزان سرمايه‌گذاري: اين متغير با نماد (Investmentit) در مدل و از طريق درصد تغيير در ميزان سرمايه‌گذاري شركت در سال t نسبت به سال t-1 مورد سنجش قرار مي‌گيرد.
تعریف ساختار سرمايه
شاخص ساختار سرمایه شرکت i در دوره t با نماد (CS) در مدل است. شاخص ساختـار سرمایه نشان‌دهنده آن است که چگونه شرکت منابع مالی مورد نیاز همه عملیات شرکت و رشد خود را با استفاده از راههای گوناگون تأمین می‌کند. ساختار سرمایه ممکن است بسته به هدف پژوهش به شیوههای گوناگونی تعریف شود. در این پژوهش، ساختار سرمایه به صورت نسبت بدهی‌های بلندمدت به کل داراییهای شرکت محاسبه میشود. بر اساس ادبیات نظری، مدیران شرکتها به دلیل مزایای تأمین مالی از طریق بدهی، تمایل دارند از این راه نیازهای مالی شرکت را تأمین کنند، اما تأمین مالی از راه بدهی، هزینه بهره را در پی دارد و این موضوع باعث خواهد شد که شرکتها بخشی از درآمدهای خود را در سالهای آینده صرف پرداخت هزینههای تامین مالی کنند. در نتیجه، عملکرد (سودآوری) شرکت کاهش خواهد یافت.
سرمایه‌گذاران نهادی یکی از گروههای اصلی فعال در بازار هستند که می‌توانند از راه انجام معاملات عمده، تأثیر شگرفی بر سمت و سوی حرکت بازار داشته باشند. افزون بر این، ساختار منسجم سازمانی و شبکه پیچیده مالکانه آنها، تمایز این گروه را بیش‌تر نمایان می‌کند.آنان به نیابت از گستره وسیعی از مالکان و با اتکا به توان تحلیل بالای خود، تصمیمات آگاهانه‌تر و منطقی‌تری (در مقایسه با سرمایه‌گذاران ناآگاه) اتخاذ کرده، روند بهبود کارایی بازار را تسریع کرده و عملکرد تخصیص منابع توسط بازار را بهبود می بخشند. از سوی دیگر، این سرمایه‌گذاران با نظارت بر عملکرد شرکتهای زیرمجموعه و مشارکت در سیاست‌گذاری‌های کلان شرکتها بهبود بازدهی و ارتقای رفاه عمومی را به ارمغان می‌آورند. در چنین محیطی، تلاش و تکاپوی شرکتها جهت جذب سرمایه و کسب منابع بیش‌تر، منجر به بهبود کارایی و افزایش بازده سرمایه‌گذاری‌ها شده، سرمایه‌گذاران و افراد تلاشگر به بازده مناسب و درخور دست خواهند یافت (موبين5 و همكاران، 2021).
از سرمایه‌گذاری در علم مالي به معنای تغییر در انباشت سرمایه‌ها بمنظور تولید کالاها و خدمات یاد میشود. منظور از انباشت سرمایه مجموع ماشین آلات، ساختمان ها، تاسیسات و منابع انسانی موجود و غیره در یک لحظه از زمان می‌باشد. از این رو انواع سرمایه به سرمایه فیزیکی از قبیل ابزار و ماشین آلات و ساختمان، سرمایه انسانی مانند نیروی کار و مدیریت منابع، سرمایه مالی شامل سهام، اوراق قرضه و نقدینگی موجود در سطح جامعه و هم‌چنین، سرمایه اجتماعی که در واقع نوعی از روابط اجتماعی که منجر به ایجاد شبکه های اجتماعی، هنجارها، اعتماد اجتماعی و تسهیل هماهنگی و همکاری بمنظور دست‌یابی به منافع اجتماعی می‌گردند تقسیم بندی میشود (كشاورز و همكاران، 1394). هر نوع دارایی های مالی یا ارزش دارایی های مالی نظیر وجه نقد موجود در حساب‌های بانکی، همین‌طور کارخانه‌ها، ماشین آلات و تجهیزاتی که برای تولید در اختیار شرکت هاست، سرمایه گفته میشود. سـرمایه می‌تواند معانی گوناگونی داشته باشد. معنی دقیق آن به مفهومی که واژه سـرمایه در آن مورداستفاده قرار می‌گیرد، بستگی دارد. عموماً، به منابع مالی مورداستفاده سـرمایه گفته میشود. شرکتها و جوامعی که سـرمایه بیش‌تری دارند از سایر رقبای خود با سـرمایه کم‌تر، عملکرد بهتری خواهند داشت. سـرمایه با پول فرق دارد. پول صرف خرید کالاها و خدمات مصرفی میشود. ولی سرمایه طول عمری بیش‌تر دارد و برای تولید ثروت در سرمایه‌گذاری بکار می‌رود.
ساختار سرمايه به بخش زیادی از سرمایه سازمان و نهادی می‌باشد که مدیریت بر روی آن از اهمیت خاصی برخوردار می‌باشد. با توجه به این که بین ساختار سرمايه و عملکرد مالی شرکت رابطه یو شکل معکوسی موجود است و ممکن است که شرایط مالی نقش مهمی در این رابطه ایفا نمایند. مدیریت ساختار سرمايه به داراییهای جاری شرکت گفته میشود که شامل موجودی کالا و بدهی‌های جاری سازمان مورد نظر میشود. مدیریت ساختار سرمايه ضمانت کننده ادامه فعالیت شرکت می‌باشد که کار آن شناسایی دریافت ها و پرداخت های وجوه نقد است. این نوع مدیریت در حقیقت یک استراتژی در حسابداری مدیریت به شمار می رود که تمرکز بر روی آن باعث تامین موارد مورد نیاز از جمله دارایی ها و بدهی های جاری میشود (اعتمادي و ايماني برندق، 1396).
محبي (1402) در پژوهشي با موضوع نقش سرمایه‌گذاری در رشد و توسعه شرکتهای دانش‌بنیان به اين نتيجه رسيد كه شرکتهای دانش‌بنیان نقش بسیار مهمی در توسعه و پیشرفت جوامع دارند و سرمایه‌گذاری صحیح در آنها می‌تواند تأثیر عمده‌ای در ایجاد شغل، رشد اقتصادی و حل مسائل اجتماعی داشته باشد. لذا، توجه به نیازها و ویژگی‌های هر شرکت دانش‌بنیان، تحلیل دقیق محیط کسب و کار و انتخاب بهینه روش‌های سرمایه‌گذاری، می‌تواند به رشد و موفقیت آنها کمک کند. با توجه به اهمیت شرکتهای دانش‌بنیان در اقتصاد دانش‌بنیان و توسعه فناوری، لازم است توجه و پشتیبانی مستمر از این شرکتها در سطح ملی و بین‌المللی صورت گیرد. سرمایه‌گذاری در این شرکتها نه تنها منجر به رشد و توسعه آنها میشود بلکه باعث ایجاد اشتغال، افزایش تولیدات فناورانه، بهبود کیفیت زندگی و حل مشکلات اجتماعی نیز میشود.
بدیعی‌نژاد و همكاران (1402) در پژوهشي با موضوع تأثیر افق سرمایه‌گذاری سرمایه‌گذاران نهادی بر کارایی مدیریت و تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکتها به اين نتيجه رسيدند كه افق سرمایه‌گذاری کوتاه مدت سرمایه‌گذاران نهادی درروش مبتنی بر بوشی (۱۹۹۸) تأثیری منفی و معنادار بر کارایی مدیریت دارد. هم‌چنین، یافته‌های پژوهش حاکی از آن است که متغیر افق سرمایه‌گذاری بلندمدت سرمایه‌گذاران نهادی درروش مبتنی بر بوشی(۱۹۹۸)، تصمیمات و مخارج سرمایه‌گذاری شرکتهای دارای جریان‌های نقدی آزاد بالا را کاهش می‌دهد و این سرمایه‌گذاران (با افق سرمایه‌گذاری بلندمدت)،تصمیمات و مخارج سرمایه‌گذاری شرکتهای دارای محدودیت در تأمین منابع مالی را کاهش می‌دهند که این یافته می‌تواند ناشی از این موضوع باشد که بخش عمده‌ای از سرمایه‌گذاران نهادی دارای افق سرمایه‌گذاری بلندمدت در شرکتهای دارای محدودیت تأمین مالی دارای کنترل مطلق بوده و بمنظور استخراج مزایای خصوصی، مشکلات شرکت را تشدید می‌کنند.
قلعه و دستگیر (1402) در پژوهشي با موضوع تأثیر سرمایه‌گذاران نهادی بررابطه بین کیفیت گزارشگری حسابداری و ساختار سرمایه به اين نتيجه رسيدند كه متغیرهای کیفیت گزارشگری حسابداری، اهرم مالی، اندازه شرکت و بازده دارایی‌ها در سطح معنادار هستند. بنابراین، وجود رابطه منفی و معنادار بین کیفیت گزارشگری حسابداری و هزینه سرمایه و با اطمینان 95% تأیید میشود. همچنين، متغیرهای کیفیت گزارشگری حسابداری، اهرم مالی، اندازه شرکت و بازده دارایی ها درسطح معنادار هستند، ولی متغیرسرمایه‌گذاران نهادی معنادار نیست. از این رو فرضیه پژوهش مبنی بر تأثیر معنادار سرمایه‌گذاران نهادی بر رابطه بین کیفیت گزارشگری حسابداری و هزینه سرمایه با اطمینان 95% رد میشود.
متين‌فرد (1399) در پژوهشي با موضوع تأثیرات همگروهی بر تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکتها با تأکید بر نقش محدودیت مالی و پیشرو بودن در صنعت به اين نتيجه رسيد كه میزان سرمایه‌گذاری شرکتها تحت تأثیر میزان سرمایه‌گذاری شرکت همگروه است. هم‌چنین، پیشرو بودن در صنعت و محدودیت مالی بر رابطه میان سرمایه‌گذاری شرکت های هم گروه و میزان سرمایه‌گذاری شرکت ها تأثیرگذار است.
شارما و همکاران6 (2024) در پژوهشي با موضوع تأثیر سرمایه‌گذاران نهادی پیشرو بر سرمایه‌گذاری و ساختار سرمایه شرکتهای نوپا: شواهدی از IPO های هند به اين نتيجه رسيدند كه شرکتهای دارای محدودیت مالی که توسط سرمایه‌گذاران پیشرو حمایت می‌شوند نسبت به شرکتهای بدون محدودیت 4/26 درصد بیش‌تر سهام را افزایش می‌دهند. یافته‌های ما شواهدی را ارائه می‌دهد که تخصیص اختیاری سهام به سرمایه‌گذاران نهادی پیشرو می‌تواند محدودیت‌های سرمایه را کاهش دهد.
ميچالا 7 (2023) در پژوهشي با موضوع تأثیر سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو بر ساختار سرمایه شرکت و نحوه تأمین مالی شرکتها به اين نتيجه رسيدند كه بین مالکیت نهادی فعال و غیر فعال و حساسیت سرمایه‌گذاری به جریان نقدی رابطه معنی‌داری وجود ندارد. هم‌چنین، برای اندازه‌گیری متغیر تمرکز مالکیت نهادی به عنوان نماینده ای از دیدگاه بلند مدت سرمایه‌گذاران نهادی از شاخص هریشمن هرفیندال استفاده شد. نتایج پژوهش بیانگر آن است که بین تمرکز مالیکت نهادی و حساسیت سرمایه‌گذاری به جریان نقدی رابطه‌ای منفی و معنی‌دار وجود دارد.
براون و همكاران (2019) پژوهشي با موضوع نقش سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركت انجام دادند.بیان گر وجود رابطه ی مثبت ضعیف بین سرمایه‌گذاران نهادی و سیاست سرمایه‌گذاری بود؛ هم چنین میان جریان نقد عملیاتی و بازده بازار سهم وP/E با سیاست سرمایه‌گذاری رابطه ای معنی‌دار وجود نداشت. سه متغیر کنترلی سن شرکت، اندازه ی شرکت و نسبت اهرمی رابطه معنادار داشتند که از این میان دو متغیر اندازه و سن شرکت، رابطه ای مثبت و نسبت اهرمی رابطه‌ای منفی با سیاست سرمایه‌گذاری دارد.
لو و سمداني (2019) در پژوهشي با موضوع تأثیر مشارکت سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو در سیاست‌گذاری سرمايه‌گذاري شرکت بر مدیریت سود طی عرضه عمومی اولیه سهام به اين نتيجه رسيدند كه بین متغیر شیوه تقسیم سود و مدیریت سود رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد؛ یعنی با افزایش سود تقسیمی، مدیریت سود افزایش می‌یابد. مشارکت سرمایه‌گذاران نهادی در شیوه تأمین مالی شرکت بر مدیریت سود طی عرضه عمومی اولیه سهام تأثیر دارد. ضریب برآوردی متغیر همافزایی سرمایه‌گذاران نهادی شیوه تأمین مالی بر مدیریت سود برابر با 666/1- است که نشان می‌دهد سرمایه‌گذاران نهادی رابطه مثبت بین شیوه تأمین مالی و مدیریت سود را خنثی می‌کنند.
دودلي و جيمز (2018) در پژوهشي با موضوع بررسی ارتباط بین بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایه‌گذاری با تاکید بر سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو به اين نتيجه رسيدند كه بین بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایه‌گذاری ارتباط مثبت و معنی‌داری وجود دارد. بدین معنا که فعالیت های بشردوستانه منجر به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و افزایش کارایی سرمایه‌گذاری میشود. هم‌چنین، به دلیل نقش نظارتی سرمایه‌گذاران نهادی، ارتباط بین بشردوستی شرکت و کارایی سرمایه‌گذاری در محیطی با سرمایه‌گذاران نهادی بررسی شد. نتایج نشان داد که سرمایه‌گذاران نهادی تأثیر مثبتی بر رابطه بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایه‌گذاری دارد. به طوری که در محیط نظارتی بالا، اقدامات بشردوستانه منجر به سرمایه‌گذاری مطلوب میشود.
مطالعه و بررسی تأثير سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتها می‌تواند در اتخاذ بسیاری از تصمیات بازار سرمایه مفید و راهگشا بوده، نتیجه آن برای فعالان بورس اعم از نهادهای مالی، مدیران شرکتها، ناظران سیستم‌های اقتصادی و سرمایه‌گذاران عادی قابل استفاده باشد. از طرف دیگر، امروزه نقش سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو به عنوان واسطه انتقال وجوه و پس‌اندازها به بازار سرمایه و مدیریت منابع در بازارهای مالی سایر کشورها روز به روز اهمیت بیش‌تری پیدا کرده است، به طوری که افزایش معاملات سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو در بازارهای جهانی سهام از اواخر دهه1980، منجر به افزایش توجه محققان مالی به بررسی تأثیر این نهادها بر تغییرات قیمت سهام شده است؛ به گونه‌ای که سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو را میتوان به عنوان گروهی از سهامدارن شرکت تلقی کرد که بر تغییرات قیمت و متعاقباً نوسان بازده سهام نقش دارند (لو و سمداني8، 2019). در خصوص تأثير سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتها نظریات متفاوتی وجود دارد. شماری از محققان معتقدند که سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو به صورت توده‌وار رفتار می‌کنند و تمایل دارند از استراتژی بازخورد مثبت معامله استفاده نمایند. از این رو، عملکرد آنها می‌تواند به خود همبستگی و بی‌ثباتی در سرمايه‌گذاري منجر شود؛ به‌گونه‌ای‌که با وجود این نوع از سرمایه‌گذاران، نوسان‌پذیری ميزان سرمايه‌گذاري قابل مشاهده است (دودلي و جيمز9، 2018). این دیدگاه بر مبنای نظریه همگرایی منافع قابل توجیه است؛ بدان معنی که سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو با مدیران به دلیل منافع مشترک همسو شده، باعث بی‌ثباتی سرمايه‌گذاري می‌شوند. در مقابل، گروه دیگر معتقدند سرمایه‌گذاران نهادی پيشرو، سرمایه‌گذاران آگاهی هستند که با داده‌های جدید و به موقع قیمت سهام را تنظیم کرده، از نوسان‌پذیری ميزان سرمايه‌گذاري می‌کاهند و ساختار سرمايه شركت را نظام‌مند مي‌سازند، لذا، وجود این سرمایه‌گذاران باعث کاراتر شدن بازار سرمايه میشود (شارما و همكاران، 2024).
با توجه به آنچه گفته شد این پژوهش قصد پاسخگویی به این سوال را دارد که:
سرمایه‌گذاران نهادی پیشرو بر میزان سرمایه‌گذاری و ساختار سرمایه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی موثرند؟
فرضیه‌های پژوهش
فرضیه اصلی
سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري و ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی تأثير دارد.
فرضیه فرعی
1. سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی تأثير دارد.
2. سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی تأثير دارد.
روش شناسی پژوهش
این پژوهش از نوع توصیفی- همبستگی مبتنی بر تحلیل داده‌های مقطعی است و از حیث هدف کاربردی است. آزمون و تحلیل داده‌ها با استفاده از مدل رگرسیونی چند متغیره و در محیط نرم‌افزاری Eviews انجام مي‌شود. جامعه آماری این پژوهش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از سال 1393 تا 1401 است. جامعه آماری با اعمال محدودیت‌هایی که آن هم به واسطه انقطاع زمانی مشخص برای انجام آزمون و استخراج داده‌ها است، محدود میشود؛ به عبارت دیگر، نمونه آماری شامل جامعه آماری است که با محدودیت‌های زیر، تعدیل می‌شوند:
1) سال مالی آنها به 29 اسفند ختم شود. این محدودیت به آن سبب است که قابلیت مقایسه جهت بررسی و برآورد متغیرها در اختیار باشد.
2) در طی سالهای 1393 تا 1401 نماد معاملاتی آنها برای بیش از یک سوم روزهای معاملاتی سال بسته نشده باشد. این محدودیت نیز به واسطه اندازه‌گیری متغیرها، به‌ویژه متغیر بازدهی است. بسته بودن نماد معاملاتی یک سهم برای مدت طولانی، خود موجب بی‌میلی سهامداران و در نتیجه کاهش رقابت‌پذیری سهم میشود.
3) شرکت و صنایع واسطه‌گری مالی و لیزینگ‌ها باشد. علت این امر، آن است که این شرکتها خود به عنوان سرمایه‌گذاران نهادی فعال در بازار سرمایه محسوب شده و اثر فعالیت آنها در مدلها دیده شده است.
برای تعیین حجم نمونه، از روش غربال‌گري استفاده میشود بدین معنا که ابتدا کلیه شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران مشخص‌شده و سپس محدودیت‌های یاد شده بر آنها اعمال میشود، شرکتهای باقیمانده به‌عنوان نمونه مورداستفاده قرار می‌گیرد. با اعمال شرایط یاد شده تعداد اعضای نمونه این پژوهش شامل 125 شرکت است.
مدل‌هاي رگرسيوي براي آزمون فرضيه نخست و دوم به ترتيب به صورت رابطه زير ميباشد:
1. Investmentit= β0 + β1(LIIit) + β2(ControlVariables) + Time Fixed Effects + Industry Fixed Effects+εit
2. CSit= β0 + β1(LIIit) + β2(ControlVariables) + Time Fixed Effects + Industry Fixed Effects+εit
یافته‌های پژوهش
جدول 1.آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
سطح معناداري آزمون جاركو برا | انحراف معیار | حداقل | حداکثر | میانه | میانگین | تعداد مشاهدات | نماد | نام متغیر |
202/0 | 148/0 | 0 | 1 | 079/0 | 119/0 | 1125 | LII | سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو |
352/0 | 236/0 | 282/0 | 623/0 | 168/0 | 197/0 | 1125 | Investment | ميزان سرمايه‌گذاري |
222/0 | 225/0 | 102/0 | 442/0 | 295/0 | 325/0 | 1125 | CS | ساختار سرمايه |
415/0 | 367/0 | 179/0 | 413/0 | 108/0 | 272/0 | 1125 | NE | سود خالص |
306/0 | 261/0 | 094/0 | 315/0 | 533/0 | 302/0 | 1125 | Leverage | اهرم مالی |
207/0 | 203/0 | 052/0 | 452/0 | 399/0 | 391/0 | 1125 | Prof | رتبه نقد شوندگی |
185/0 | 411/0 | 0 | 1 | 639/0 | 704/0 | 1125 | Index | شاخص صنعت |
326/0 | 384/0 | 079/11 | 126/20 | 439/14 | 900/14 | 1125 | Size | اندازه شركت |
در جدول 1 برخي از مفاهيم آمار توصيفي متغيرها، شامل ميانگين، ميانه، حداقل مشاهدات، بیش‌ترین مشاهدات و انحراف معيار ارائه شده است. نتایج نشان می‌دهد که میانگین متغیر سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو در شركتهاي مورد مطالعه 119/0 می‌باشد که با توجه با انحراف معیار (148/0) از نوسان‌پذیری پایینی برخوردار است. میانگین متغیر ميزان سرمايه‌گذاري در شرکتهای مورد بررسی 197/0 می‌باشد که با توجه با انحراف معیار (236/0) از نوسان‌پذیری پاييني برخوردار است. میانگین متغیر ساختار سرمايه در شرکت های مورد بررسی 325/0 می‌باشد که با توجه با انحراف معیار (225/0) از نوسان‌پذیری پاييني برخوردار است. میانگین متغیر اهرم مالي 302/0 می‌باشد که نشان دهنده این است که تقریباً 2/30% منابع مالی شركتها از راه بدهی تأمین مالی شده است. همچنين، سطحی معنادار آزمون جاركو برا براي هر يك از متغيرها چون بالاتر از 05/0 است نشان مي‌دهد توزيع متغيرها نرمال است.
جدول 2. ضرایب همبستگی متغیرهای پژوهش
ردیف | متغیرها | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) |
(1) | سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو | 000/1 |
|
|
|
|
|
|
|
احتمال | ----- |
|
|
|
|
|
|
| |
(2) | ميزان سرمايه‌گذاري | 810/0 | 000/1 |
|
|
|
|
|
|
احتمال | 000/0 | ----- |
|
|
|
|
|
| |
(3) | ساختار سرمايه | 769/0 | 756/0 | 000/1 |
|
|
|
|
|
احتمال | 000/0 | 000/0 | ----- |
|
|
|
|
| |
(4) | سود خالص | 666/0 | 465/0 | 378/0 | 000/1 |
|
|
|
|
احتمال | 000/0 | 000/0 | 000/0 | ----- |
|
|
|
| |
(5) | اهرم مالی | 255/0 | 203/0 | 229/0 | 312/0 | 000/1 |
|
|
|
احتمال | 001/0 | 013/0 | 001/0 | 000/0 | ----- |
|
|
| |
(6) | رتبه نقد شوندگی | 350/0- | 235/0- | 232/0- | 509/0- | 098/0 | 000/1 |
|
|
احتمال | 080/0 | 005/0 | 005/0 | 000/0 | 243/0 | ----- |
|
| |
(7) | شاخص صنعت | 706/0- | 421/0- | 375/0- | 773/0- | 109/0- | 412/0- | 000/1 |
|
احتمال | 000/0 | 000/0 | 000/0 | 000/0 | 192/0 | 000/0 | ----- |
| |
(8) | اندازه شركت | 358/0- | 269/0- | 244/0- | 199/0- | 144/0 | 027/0 | 091/0- | 000/1 |
احتمال | 000/0 | 004/0 | 008/0 | 013/0 | 085/0 | 747/0 | 276/0 | ----- |
بررسی ضرایب همبستگی متغیرهای پژوهش
شدت وابستگي دو متغير به يكديگر را همبستگي تعريف ميكنيم. بطور كلي ضرايب همبستگي بين 1- تا 1 تغيير ميكنند و رابطه بين دو متغير ميتواند مثبت يا منفي باشد. ضريب همبستگي يك رابطه متقارن ميباشد، هر چه ضريب همبستگي به يك نزديكتر باشد ميزان وابستگي دو متغير بيش‌تر است، اين وابستگي به معناي رابطه علت و معلولي نيست و ضريب همبستگي حرفي از اينكه كدام علت و كدام معلول است به ميان نمي آورد. با آنجام آزمون همبستگی به بررسی ارتباط ابتدایی بین متغیرها میپردازیم و با توجه به نتایج میتوان گفت بین متغیرها ارتباط وجود دارد و میتوان به بررسی دقیقتر این روابط پرداخت كه در جدول 2 منعكس شده است.
با توجه به جدول 2 نتایج بدست آمده از جدول ضریب همبستگی پيرسون (بدليل نرمال بودن توزيع متغيرها) نشان می‌دهد که در سطح اطمینان 95%، سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو با ميزان سرمايه‌گذاري شركتها و ساختار سرمايه شركتها همبستگی مستقیم و معناداری دارند (بدليل قرار گرفتن ضريب 810/0 و 769/0 در بازه بين 0 و 1+).
جدول 3. نتایج آزمون مانایی متغیرهای پژوهش
متغیرها | نماد | لوین، لین و چو | نتایج | |
آماره | احتمال | |||
سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو | LII | 2632/4- | 0000/0 | مانا |
ميزان سرمايه‌گذاري | Investment | 8192/4- | 0000/0 | مانا |
ساختار سرمايه | CS | 5384/2- | 0056/0 | مانا |
سود خالص | NE | 2709/4- | 0000/0 | مانا |
اهرم مالی | Leverage | 8829/6- | 0000/0 | مانا |
رتبه نقد شوندگی | Prof | 3402/3- | 0004/0 | مانا |
شاخص صنعت | Index | 1695/3- | 0008/0 | مانا |
اندازه شركت | Size | 5429/6- | 0000/0 | مانا |
بررسی مانایی متغیرهای پژوهش
همان‌گونه که در فصل سه اشاره شد، لازم است که قبل از تخمين مدل، مانايي متغيرهاي آن مورد بررسي قرار بگيرد. يک متغير، وقتي ماناست که ميانگين، واريانس و کواریانس آن در طول زمان ثابت باقي بماند. روی هم‌رفته، اگر مبدأ زماني يک متغير، تغيير کند و ميانگين و واريانس و کواريانس تغييري نکند، در آن صورت متغيرماناست و در غير اين صورت متغير، نامانا خواهد بود. فرضيههاي مربوط به مانايي متغيرها به صورت زير ميباشد:
: متغير ناماناست
متغير ماناست :
مانايي متغيرها در سه حالت "در سطح"، "روي تفاضل نخست" و" روي تفاضل دوم" می‌تواند بررسي شود. متغيرهايي که احتمال حاصل از آزمون آنها " در سطح" کم‌تر از 5% ميباشد فرضيه صفر در مورد آن رد شده وآن متغير در سطح ماناست درصورتي که بيش‌تر از 5% باشد، ناماناست. نتايج آزمون مانايي در جدول 3 درج شده است. براساس آزمون «لوین، لین وچو»10 چون مقدار احتمال همه متغیرها کم‌تر از 5% بوده است، همه متغیر های مستقل، وابسته و کنترلی در دوره پژوهش در سطح پایا11 بودهاند پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس متغیرهای پژوهش در طول زمان و کواریانس متغیرها بین سالهای گوناگون ثابت بوده است.
همان‌گونه که در جدول 3 ملاحظه میشود همه متغیرها مانا هستند و نیازی به آزمون هم جمعی12 وجود ندارد. بنابراین، مشکل رگرسیون کاذب در ضرایب برآوردی وجود نخواهد داشت در رگرسیون کاذب معنی‌دار ضرایب به صورت کاذب است.
جدول 4. نتایج حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن
مدل | آزمون | آماره | احتمال | نتیجه |
اول | F لیمر | 2309/1 | 2904/0 | روش تلفیقی |
هاسمن | نیازی به انجام آزمون هاسمن وجود ندارد. | |||
دوم | F لیمر | 5219/1 | 1652/0 | روش تلفیقی |
هاسمن | نیازی به انجام آزمون هاسمن وجود ندارد. | |||
آزمونF ليمر و آزمون هاسمن
با توجه به دلايل مطروحه در فصل سوم دادههاي اين پژوهش از نوع ترکيبي ميباشد. اما قبل از تخمين مدلها لازم است که روش تخمين (تلفيقي يا تابلويي) مشخص شود. براي اين منظور، از آزمون F ليمر استفاده شده است. براي مشاهداتي که احتمال آزمون آنها بيش‌تر از 5% باشد يا به بیان ديگر، آماره آزمون آنها کم‌تر از آماره جدول باشد، از روش تلفيقي استفاده میشود و براي مشاهداتي که احتمال آزمون آنها کم‌تر از 5% است، براي تخمين مدل از روش تابلويي استفاده مي‌شود. روش تابلويي خود با استفاده از دو مدل "اثرات تصادفي " و "اثرات ثابت " می‌تواند انجام گيرد. براي تعيين اينکه از کدام مدل استفاده شود از آزمون هاسمن استفاده شده است. مشاهداتي که احتمال آزمون آنها کم‌تر از 5% است از مدل اثرات ثابت و مشاهداتي که احتمال آزمون آنها بيش‌تر از 5% است از مدل اثرات تصادفي براي تخمين مدل استفاده شده است.
همان‌گونه که در جدول 4 منعکس شده، احتمالF ليمر هر دو مدل پژوهش بیش‌تر از 5% ميباشد لذا، براي تخمين هر دو مدل از روش تلفیقی استفاده مي‌شود. هم‌چنین، با توجه به اینکه به منظور تخمین هر دو مدل از روش تلفیقی استفاده میشود نیازی به انجام آزمون هاسمن وجود ندارد.
جدول 5. نتایج حاصل از آزمون ثابت بودن واریانس جمله خطا
مدل | آماره F | احتمال | نتیجه |
نخست | 6890/2 | 0005/0 | ناهمسانی واریانس جزء خطا |
دوم | 9109/2 | 0002/0 | ناهمسانی واریانس جزء خطا |
بررسی مفروضات مدل رگرسیون خطی
مجموعه ای از فروض، با عنوان فروض کلاسیک وجود دارد که در مورد جمله باقیمانده (یا خطای مدل) مطرح می‌گردند. برای اینکه در مدل رگرسیون خطی، تخمین زن های ضرایب رگرسیون، بهترین تخمین زن های بدون تورش خطی باشند، لازم است تا مفروضات این مدل بررسی و آزمون شوند. لذا، در ادامه، نحوه آزمون این مفروضات بیان شده و سپس نتایج حاصل از برآوردهای انجام شده تشریح میشود.
ثابت بودن واریانس جمله خطا (باقی‌مانده‌ها)
یکی دیگر از فروض رگرسیون خطی این است که، تمامی جملات باقیمانده دارای واریانس برابر باشند. در عمل ممکن است این فرض چندان صادق نبوده و به دلایل گوناگونی از قبیل: شکل نادرست تابع مدل، وجود نقاط پرت، شکست ساختاری در جامعه آماری، و ... شاهد پدیده ناهمسانی واریانس باشیم. برای بررسی این مشکل آزمون های گوناگونی توسط اقتصاددانان معرفی شده است. در این مطالعه فرض همسانی واریانس باقیمانده ها از طریق آزمون وایت13 مورد بررسی قرار گرفت که نتایج آن در جدول 5 نشان می‌دهد که در هر دو مدل فرض صفر مبنی بر وجود همسانی واریانس رد میشود. بنابراین، بمنظور رفع ناهمسانی واریانس از رگرسیون حدأقل مربعات تعمیم یافته (GLS) استفاده می‌کنیم.
جدول 6. نتایج حاصل از آزمون عدم وجود خود همبستگی جزء خطا
مدل | آماره F | احتمال | نتیجه |
نخست | 9893/23 | 0000/0 | وجود خود همبستگی جزء خطا |
دوم | 8072/13 | 0000/0 | وجود خود همبستگی جزء خطا |
عدم وجود خود همبستگی جمله خطا (باقیمانده ها)
این فرض مدل کلاسیک رگرسیون خطی بیان می دارد که بین جملات باقیمانده رگرسیون، همبستگی وجود نداشته باشد. برای بررسی استقلال باقیمانده ها از آزمون خود همبستگی سریالی بروش - گادفری استفاده شده است. در این آزمون فرض صفر بیانگر عدم وجود خودهمبستگی می‌باشد و فرض مقابل بیانگر وجود خودهمبستگی سریالی بین خطاها می‌باشد. نتایج حاصل از آزمون نشان می‌دهد که با توجه به اینکه در سطح اطمینان 95% مقدار احتمال آماره F در هر دو مدل کم‌تر از 5% می‌باشد فرض صفر مبنی بر عدم وجود خود همبستگی جزء خطا در هر دو مدل رد میشود به بیان دیگر، در هر دو مدل بین جزء خطا خود همبستگی وجود دارد. در همین راستا بمنظور رفع خود همبستگی جزء خطا از روش تأخیر زمانی مرتبه نخست (AR(1)) بهره گرفته میشود.
جدول 7. نتایج حاصل از آزمون عدم وجود هم خطی بین جملات توضیحی مدل نخست پژوهش
متغیر | نماد | واریانس ضریب | عامل تورم واریانس |
سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو | LII | 000420/0 | 081100/1 |
سود خالص | NE | 001090/0 | 044594/1 |
اهرم مالی | Leverage | 002045/0 | 191305/1 |
رتبه نقد شوندگی | Prof | 000134/0 | 076514/1 |
شاخص صنعت | Index | 000220/0 | 187187/1 |
اندازه شركت | Size | 000223/0 | 081100/1 |
نتایج حاصل از آزمون عدم وجود هم خطی بین جملات توضیحی مدل نخست پژوهش
همان‌گونه که در جدول 7 مشاهده میشود، مقدار «عامل تورم واریانس» (VIF) برای تمامی متغیرهای مستقل و کنترلی مورد استفاده در مدل نخست پژوهش ( مدل مربوط به متغیر وابسته میزان سرمایه‌گذاری)، کم‌تر از عدد 10 است. این موضوع بیانگر آن است که در مدل مذکور، هم خطی چندگانه شدید میان متغیرهای توضیحی وجود ندارد. به بیان دیگر، متغیرهای وارد شده در مدل دارای هم پوشانی داده‌ای قابل‌توجهی با یکدیگر نیستند و هر یک داده‌های متمایزی را وارد مدل می‌کنند. از این رو، میتوان اطمینان داشت که ضرایب برآورد شده در مدل، تحت تاثیر خطای ناشی از هم خطی قرار نگرفته و قابلیت تفسیر دارند.
جدول 8. نتایج حاصل از آزمون عدم وجود هم خطی بین جملات توضیحی مدل دوم پژوهش
متغیر | نماد | واریانس ضریب | عامل تورم واریانس |
سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو | LII | 000187/0 | 081100/1 |
سود خالص | NE | 004861/0 | 044594/1 |
اهرم مالی | Leverage | 009117/0 | 191305/1 |
رتبه نقد شوندگی | Prof | 000596/0 | 076514/1 |
شاخص صنعت | Index | 000980/0 | 187187/1 |
اندازه شركت | Size | 000709/0 | 076514/1 |
نتایج حاصل از آزمون عدم وجود هم خطی بین جملات توضیحی مدل دوم پژوهش
بر اساس مقادیر ارائه شده در جدول(8)، مقدار VIF مربوط به تمامی متغیرهای مدل دوم (مدل مربوط به متغیر وابسته ساختار سرمایه) نیز کم‌تر از 10 می‌باشد. این موضوع دلالت بر آن دارد که هم خطی چندگانه بین متغیرهای مستقل و کنترلی در مدل دوم وجود نداشته و ضرایب رگرسیونی از پایداری و دقت مناسبی برخوردارند. بنابراین، میتوان نتایج به دست آمده از مدل دوم را نیز با اطمینان مورد تحلیل و تفسیر قرار داد، چرا که اثرات برآورد شده برای متغیرها، بازتاب دهنده رابطه واقعی آن ها با متغیر وابسته هستند.
عدم وجود هم خطی بین جملات توضیحی
هم خطی به معنای وجود رابطه شدید بین متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل می‌باشد. در صورت وجود هم خطی، ضرایب برآوردی الگو دارای خطای معیار بالایی خواهد بود و در نتیجه این مسأله باعث میشود که تعداد متغیرهای معنی‌دار در معادله کاهش یابد. در این معادله برای بررسی عدم وجود هم خطی از معیار عامل تورم واریانس14 (VIF) استفاده شد. وقتی که شاخص تورم واریانس کم‌تر از 10 باشد، نشان دهنده عدم وجود هم خطی می‌باشد. با توجه به جداول 7 و 8 نتایج حاصل از این آزمون نشان می‌دهد که میزان تورم واریانس متغیرهای مستقل و کنترلی در مدل‌های پژوهش در حد مجاز خود قرار داشته و لذا، از این بابت مشکلی وجود ندارد.
جدول 9. نتایج تخمین مدل نخست پژوهش
متغیر وابسته: ميزان سرمايه‌گذاري روش: رگرسیون حداقل مربعات تعمیم یافته | ||||||||
متغیر | نماد | ضریب برآوردی | خطای استاندارد | آماره t | احتمال | |||
مقدار ثابت | C | 133043/0 | 154815/0 | 859366/0 | 3919/0 | |||
سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو | LII | 095327/0 | 030278/0 | 148424/3 | 0019/0 | |||
سود خالص | NE | 387509/0 | 043090/0 | 993064/8 | 0000/0 | |||
اهرم مالی | Leverage | 283502/0- | 053672/0 | 282142/5- | 0000/0 | |||
رتبه نقد شوندگی | Prof | 045784/0 | 019055/0 | 402674/2 | 0172/0 | |||
شاخص صنعت | Index | 031916/0 | 008293/0 | 848460/3 | 0002/0 | |||
اندازه شركت | Size | 065112/0 | 021450/0 | 035446/3 | 0030/0 | |||
ضريب تعيین تعديل شده | 814/0 |
| ||||||
دوربين-واتسون | 939/1 |
| ||||||
آماره F | 913/91 |
| ||||||
احتمال (آماره F) | 0000/0 |
| ||||||
جدول 10. نتایج تخمین مدل دوم پژوهش
متغیر وابسته: ساختار سرمايه روش: رگرسیون حداقل مربعات تعمیم یافته | ||||||||
متغیر | نماد | ضریب برآوردی | خطای استاندارد | آماره t | احتمال | |||
مقدار ثابت | C | 576729/0 | 187295/0 | 079259/3 | 0026/0 | |||
سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو | LII | 071435/0 | 023699/0 | 014319/3 | 0029/0 | |||
سود خالص | NE | 394297/0 | 090516/0 | 356092/4 | 0000/0 | |||
اهرم مالی | Leverage | 476502/0- | 092302/0 | 162425/5- | 0000/0 | |||
رتبه نقد شوندگی | Prof | 046245/0 | 020027/0 | 309138/2 | 0219/0 | |||
شاخص صنعت | Index | 078834/0 | 013556/0 | 815423/5 | 0000/0 | |||
اندازه شركت | Size | 046686/0 | 021685/0 | 152899/2 | 0325/0 | |||
ضريب تعيین تعديل شده | 851/0 |
| ||||||
دوربين-واتسون | 122/2 |
| ||||||
آماره F | 730/78 |
| ||||||
احتمال (آماره F) | 0000/0 |
| ||||||
بحث و نتیجه گیری
هدف اصلی این پژوهش تعیین تاثیر سرمایه‌گذاران نهادی پیشرو بر میزان سرمایه‌گذاری و ساختار سرمایه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی بود که این پژوهش از نوع توصیفی - همبستگی مبتنی بر تحلیل داده‌های مقطعی است.
آزمون فرضیه اصلی پژوهش نشان داد که سرمایه‌گذاران نهادی پیشرو بر میزان سرمایه‌گذاری و ساختار سرمایه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نوآفرینی تاثیر دارد.
این نتیجه با نتایج حاصل از پژوهش ها و تحقیقات لو و سمدانی (2019)، شارما و همکاران (2024)، میچالا (2023) و براون و همکاران(2019) همسو بوده است.
با توجه به نتایج حاصله سرمایه‌گذاران نهادی، سرمایه‌گذاران آگاهی هستند که با داده‌های نوین و به موقع قیمت سهام را تنظیم کرده، از نوسان‌پذیری ميزان سرمايه‌گذاري می کاهند، لذا، وجود این سرمایه‌گذاران باعث کاراتر‌شدن ميزان سرمايه‌گذاري میشود. نتايج اين پژوهش همسو با نتايج پژوهش شارما و همكاران (2024)، ميچالا (2023)، براون و همكاران (2019) و لو و سمداني (2019) است كه اين فرضيه را مورد تأييد قرار داده‌اند.
شیوه ساختار سرمایه شرکت در رفتار شرکت در بازار محصول و انگیزه شرکت برای رقابت و نیز رفتار سایر مشارکت‌کنندگان بازار و درنتیجه، در بازده‌های رقابتی تأثیر می‌گذارد. نتايج اين پژوهش همسو با نتايج پژوهش شارما و همكاران (2024)، ميچالا (2023)، براون و همكاران (2019) و لو و سمداني (2019) است كه اين فرضيه را مورد تأييد قرار داده‌اند.
فرضیه فرعی 1: مقدار احتمال (یا سطح معنی‌داری) F برابر 0000/0 بوده و چون این مقدار کم‌تر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد میشود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین- واتسون 939/0 می‌باشد که این مقدار، عدم وجود خود همبستگی خطاها را نشان می‌دهد. نتایج مربوط به ضريب تعيين تعدیل شده نشان مي دهد، تقريباً 4/81% تغييرات متغير وابسته به وسيله متغيرهاي مستقل و کنترلی مدل، توضيح داده مي‌شوند. نتایج حاصل از متغیرهای کنترلی نشان می‌دهد که با توجه به آماره t در سطح اطمینان 95%، اهرم مالی بر ميزان سرمايه‌گذاري تأثیری منفی و معنادار دارند در حالی که اندازه شركت، سود خالص، رتبه نقدشوندگي و شاخص صنعت بر ميزان سرمايه‌گذاري تأثیری مثبت و معنادار دارند.
در حالت کلی نتایج نشان می‌دهد که ضریب متغیر سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو، 95327/0 بوده که نشان دهنده تأثیر مثبت سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركتها می‌باشد که با توجه به آماره t ضریب متغیر سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو در سطح اطمینان 95% معنی‌دار می‌باشد، با توجه به موارد بالا میتوان در سطح اطمینان 95% فرضیه 1 را تأیید کرد این موضوع نشان دهنده این است که سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركتها تأثیری مثبت و معنادار دارد به بیان دیگر، با افزایش سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو، ميزان سرمايه‌گذاري شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نیز افزایش می‌یابد.
فرضیه فرعی 2: سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير دارد.
مقدار احتمال (یا سطح معنی‌داری) F برابر 0000/0 بوده و چون این مقدار کم‌تر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد میشود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین- واتسون 122/2 می‌باشد که این مقدار، عدم وجود خود همبستگی خطاها را نشان می‌دهد. نتایج مربوط به ضريب تعيين تعدیل شده نشان مي دهد، تقريباً 1/85% تغييرات متغير وابسته به وسيله متغيرهاي مستقل و کنترلی مدل، توضيح داده مي‌شوند. نتایج حاصل از متغیرهای کنترلی نشان می‌دهد که با توجه به آماره t در سطح اطمینان 95%، اهرم مالی بر ساختار سرمايه تأثیری منفی و معنادار دارند در حالی که اندازه شركت، سود خالص، شاخص صنعت و رتبه نقدشوندگي بر ساختار سرمايه شركت تأثیری مثبت و معنادار دارند.
در حالت کلی نتایج نشان می‌دهد که ضریب متغیر سرمايه‌گذاري پيشرو، 071435/0بوده که نشان‌دهنده تأثیر مثبت سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتها می‌باشد که با توجه به آماره t ضریب متغیر سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو در سطح اطمینان 95% معنی‌دار می‌باشد، با توجه به موارد بالا میتوان در سطح اطمینان 95% فرضیه 1-2 را تأیید کرد این موضوع نشان دهنده این است که سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتها در بازار سرمايه ايران تأثير دارد به بیان دیگر، با افزایش سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو، بازده ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نیز افزایش می‌یابد.
پیشنهادها در راستاي یافته‌های پژوهش
1. با توجه به نتایج فرضیه نخست كه نشان داد سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ميزان سرمايه‌گذاري شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير دارد پیشنهاد میشود حضور سرمایه‌گذاری نهادی در بازار سرمایه در جهت کمک به افزایش کارایی و شفافیت بازار سرمایه، زمینه‌سازی برای حضور فعالتر سرمایه‌گذاران نهادی در بازار سرمایه را بیش از پبش ضروری می‌سازد.
2. با توجه به نتایج فرضیه دوم كه نشان داد سرمايه‌گذاران نهادي پيشرو بر ساختار سرمايه شركتهاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثير دارد به مدیران و سرمایه‌گذران پیشنهاد میشود برای بررسی ساختار سرمايه شرکت به یک شاخص اکتفا نکنند و از رویکردهای متفاوتی استفاده کنند و هم‌چنین، میزان رقابت در بازار محصول صنعت توجه کنند.
منابع
بدیعی نژاد، علی.، توانگر حمزء کلائی، افسانه.، اسماعیل زاده مقری، علی.، و خسروی پور، نگار. (1402). تأثیر افق سرمایه‌گذاری سرمایه‌گذاران نهادی بر کارایی مدیریت و تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکتها. فصلنامه راهبرد مديريت مالي. 11(1)، 26-12.
قلعه، زهرا.، و دستگیر، محسن. (1402). تأثیر سرمایه‌گذاران نهادی بررابطه بین کیفیت گزارشگری حسابداری و هزینه سرمایه. تحقیقات حسابداری و حسابرسی. 15(57): 28-5.
متين‌فرد، مهران. (1399). تأثیرات همگروهی بر تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکتها با تأکید بر نقش محدودیت مالی و پیشرو بودن در صنعت. نشريه تحليل مالي. 4(1)، 83-77.
محبي، علي. (1402). نقش سرمایه‌گذاری در رشد و توسعه شرکتهای دانش‌بنیان. فصلنامه دانش مديريت. 12(1)، 45-30.
Brown, S., Dutordoir, M., Veld, C., & Veld-Merkoulova, Y. (2019). What is the role of institutional investors in corporate capital structure decisions? A survey analysis. Journal of Corporate Finance, 58, 270–286.
Dudley, E., & James, C. (2018). Capital structure changes around IPOs. Critical Finance Review, 7(1), 55–79.
Francis, B; Hasan, I; & Lingxiang Li. (2014). “Abnormal real operations, real earnings management, and subsequent crashes in stock prices, Academy of Management Journal, Vol. 35, No. 1.
Liu Q, Qu X, Wang D, Abbas J., & Mubeen, R. (2022). Product Market Competition and Firm Performance: Business Survival Through Innovation and Entrepreneurial rientation Amid COVID-19 Financial Crisis. Front. Psychol. 12:790923. doi: 0.3389/fpsyg.2021.790923.
Lu, Y., & Samdani, T. (2019). The economic role of institutional investors in auction IPOs. Journal of Corporate Finance, 56(C), 267–281.
Michala, D. (2023). Are private equity backed initial public offerings any different? Timing, information asymmetry and post-IPO survival. Journal of Corporate Finance, 59, 31–47.
Mubeen, R., Han, D., Abbas, J., & Raza, S. (2021). Examining the relationship between product market competition and Chinese firms performance: the mediating impact of capital structure and moderating influence of firm size. Front. Psychol. 12:709678. doi: 10.3389/fpsyg.2021.709678.
Sharma, A., Singhal, A., & Vishwanatha Saragur Ramanna. (2024). The effect of lead institutional investors on investment and capital structure of young firms: Evidence from Indian IPOs. International ReviewofFinancialAnalysis. 91(2): 102-106.
Verdi, R. (2021(. Information environment and the cost of equity capital. Working Paper, Massachusetts Institute of Technology
[1] . Francis&et al
[2] . Verdi
[3] . Nguyen
[4] . Liu
[5] . Mubeen
[6] . Sharma
[7] . Michala
[8] . Lu and Samdani
[9] . Dudley and James
[10] . Levin, Lin & Chu.
[11] . Stationarity
[12] . Cointegration test
[13] . White
[14] . Variance Inflation Factor (VIF)
The Effect of Advanced Institutional Investment on the Investment and the Capital Structure of Companies in the Capital Market of Iran
Faezeh Heidari1*, Parviz Dindar Farkooshi2
Abstract | Article Info |
Leading institutional investors, as a group of investors, play an important role in the economic development of the capital market due to access to huge financial resources. On this basis, the study of the role of leading institutional investors on the amount of investment and capital structure of companies is very important. Therefore, the general purpose of this research is to determine the effect of leading institutional investors on the amount of investment and the capital structure of companies admitted to the Tehran Stock Exchange. The current research is descriptive-correlation based on cross-sectional data analysis and is practical in terms of purpose. Data testing and analysis is done using multivariate regression model and in Eviews software environment. The statistical population of this research is all the companies admitted to the stock exchange during the years 2016-2024, which were selected by screening method in the number of 125 companies. The results of the analyzes using the panel data model with the help of Eaves 10 software showed that leading institutional investors have a direct effect on the amount of investment of companies admitted to the Tehran Stock Exchange. Also, the leading institutional investors have a direct effect on the capital structure of the companies admitted to the Tehran Stock Exchange. |
Article type: Research Article
|
Institutional investors, investment, capital structure, securities exchange, innovation approach | Keywords |
Publisher: Islamic Azad University Qods Branch
Corresponding Author: Faezeh Heidari
Email: faezehne11@gmail.com
1. Financial Management Group, Quds City Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran (Corresponding Author)
2. Financial Management Group, Quds City Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran