Business Cycles Effect on Relationship between Financial Leverage and Profitability

محیط رقابتی و پویای امروزی حاکم بر کسب و کار شرکت‌ها لزوم اتخاذ تصمیمات متناسب و به‌موقع از جمله، توسعۀ فعالیت‌ها از طریق سرمایه‌گذاری‌های جدید را دو چندان می‌سازد که این امر مستلزم توجه به نحوۀ تأمین مالی آن است تا درنهایت منجر به بیشینه‌ساختن ثروت سهامدار شود. ساختار سرمایه، ادعای تأمین‌کنندگان منابع مالی و متضمن دو بخش بدهی و حقوق صاحبان سهام است. تعیین حجم بدهی (و متعاقب آن حقوق صاحبان سهام) در ساختار سرمایه بهینه‌ای که موجب کمینه‌شدن هزینۀ سرمایه و بیشینه‌ساختن ارزش بازار سهام ‌شود، یکی از مسائل دیرین دانش مالی است. تحقق این مهم، مستلزم شناخت متغیرهایی است که بر ساختار سرمایۀ شرکت تأثیر می‌گذارد. تاکنون رهیافت‌های متعدد نظری و تجربی در خصوص الگوی بهینۀ ساختار سرمایه ارائه شده است که هر یک تعیین سطح بهینۀ بدهی را منتسب به عامل (عوامل) معینی می­دانند. مطابق برخی شواهد تجربی عواملی نظیر اندازۀ شرکت، فرصت‌های رشد، میزان دارایی­های ثابت مشهود و سودآوری در توضیح تفاوت الگوی ساختار سرمایۀ شرکت‌ها مؤثر است ]6[. هریس و رویو ]21[ بیان داشتند که سودآوری از جمله عواملی است که تأثیر آن بر ساختار سرمایه در شواهد تجربی متعدد به تأیید رسیده است. اهمیت تأثیر سود بر ساختار سرمایه از آن حیث است که مهم­ترین یا حداقل یکی از مهم­ترین انگیزه­های هر فعالیت اقتصادی است. عوامل متعددی بر سودآوری شرکت مؤثر است که از آن جمله‌، شرایط مختلف اقتصادی است. در توضیح اثر حالات مختلف اقتصادی بر سودآوری می‌توان استدلال کرد‌ برای مثال، در شرایط رشد اقتصادی، تقاضای محصولات افزایش می‌یابد و باعث تقویت سودآوری شرکت می‌شود. جانسون [24] نشان داد سود شرکت با تأثیرگرفتن از چرخۀ تجاری دستخوش تغییر می‌شود. سود شرکت‌ها در دوران رونق اقتصادی به‌دلیل ایجاد فرصت‌های سرمایه‌گذاری به طرز چشمگیری از ثبات بالاتری برخوردار است. شرایط اقتصادی‌ تأثیر بسزایی بر عملکرد بنگاه دارد. تولید ناخالص داخلی^[1] یکی از مهم‌ترین معیارهای اندازه‌گیری عملکرد نظام اقتصادی محسوب می­شود.^[2] زارنوویتز [36] اثر معنادار رشد تولید ناخالص داخلی بر سود شرکت و تغییرات آن را تأیید کرد. به عقیدۀ بوت و آیوازیان [10]، کوراجسزیک و لوی [25]، باکپین [9] و چن [12] تعیین ساختار سرمایۀ شرکت‌ها منعکس‌کنندۀ حالات مختلف اقتصادی است. همچنین، تصمیمات ساختار سرمایه باید مطابق حالات مختلف چرخۀ تجاری اقتصادی تعدیل شود. رویکردهای متفاوتی در زمینۀ اثر شرایط کلان اقتصادی بر اهرم مالی و ساختار سرمایه وجود دارد. کریستیانو و ایکدا [15]، کوک و تانگ [16] و چن [۱3] نشان دادند اهرم مالی در دوران رکود، افزایش می‌یابد و در دوران رونق دچار افت ارزش می‌شود.

چرخۀ تجاری به مفهوم نوسان دوره­ای کل فعالیت اقتصادی، یعنی نوسانات تولید در طول زمان حول یک روند مشخص تعریف می­شود. از آنجا که بسیاری از فعالیت‌های اقتصادی نظیر تولید و فروش طی دوره­های مختلف چرخۀ تجاری متأثر می‌شود؛ از این‌ رو، روند مذکور می­تواند‌ متغیری اساسی و اثرگذار محسوب شود. ساختار سرمایه که تغییرات آن همسویی بالایی با تغییر شاخص­های عملکرد اقتصادی همچون تولید و فروش دارد،‌ از چرخه‌های اقتصادی تأثیر می‌گیرد. از این‌ رو، شناخت اثر چرخۀ تجاری بر رابطۀ سودآوری و اهرم مالی اهمیت‌ دارد. درک اثر چرخۀ تجاری موجب می­شود تا مدیران با اتخاذ تصمیمات مناسب تأمین مالی در شرایط رونق و رکود اقتصادی،اقدامات لازم برای رشد سودآوری و درنهایت، بیشینه ساختن ارزش بازار سهام را فراهم سازند. بر این اساس، هدف پژوهش حاضر بررسی اثر چرخۀ­ تجاری بر رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران است.

مبانی نظری و پیشینة پژوهش

‌میزان تولید و رشد اقتصادی در شرایط رکود، تنزل و در دوران رونق، فزونی می‌یابد. برخی عوامل تعیین‌کنندۀ ساختار سرمایه، نظیر فرصت‌های رشد ممکن است در شرایط اقتصادی حاکم بر چرخه‌های تجاری دستخوش تغییر شود. شمار فرصت‌های سرمایه‌گذاری آتی در صورت وقوع رونق اقتصادی، افزایش و با رکود اقتصادی، کاهش می‌یابد. ارتباط بین شرایط کلان اقتصادی، عوامل سطح شرکت و ساختار سرمایه نشان‌دهندۀ وابستگی ساختار سرمایه به شرایط اقتصادی است. استالز ]33[ در تحلیل رأی و نظر مدیریت و ساختار سرمایه ادعا می‌کند سیاست مالی (از طریق تأثیرگذاشتن بر منابع مالی در کنترل مدیریت)‌ هزینۀ سرمایه‌گذاری بیش (کمتر) از اندازه را کاهش می‌دهد که ناشی از مسألۀ نمایندگی مدیریت و سهامداران است. استالز ]33[ عقیده دارد مدیریت همواره از افزایش سرمایه‌گذاری سود می‌برد، حتی وقتی در طرح‌‌های با NPV منفی سرمایه‌گذاری می‌کند؛ بنابراین، مادامی‌که سطح جریان نقدی شرکت بالا باشد، انگیزۀ مدیریت برای سرمایه‌گذاری بیشتر در طرح‌های با NPV منفی افزایش می‌یابد. از سوی دیگر، وقتی سطح جریان نقدی شرکت پایین باشد، ممکن است مدیران وجوه کافی برای سرمایه‌گذاری در طرح‌های با NPV مثبت نداشته باشند و همین امر باعث بروز پدیدۀ سرمایه‌گذاری کمتر از اندازه می‌شود. این نتیجه ناشی از آن است که سهامداران نمی‌توانند اظهارات مدیریت مبنی بر کافی نبودن جریان نقدی را باور کنند و به همین دلیل، تمایلی به تأمین منابع جدید نشان نمی‌دهند. از این رو، به اعتقاد استالز ]33[ سیاست مالی شرکت می‌تواند هزینه‌های نمایندگی ناشی از رأی و نظر مدیریت را کاهش دهد. انتشار بدهی در شرایطی که شرکت از جریان نقدی بالایی برخوردار است، مدیریت شرکت را ملزم به بازپرداخت آن می‌کند و این امر باعث کاهش هزینه‌های سرمایه‌گذاری بیش از اندازه می‌شود، اما ممکن است موجب بدترشدن هزینه‌های سرمایه‌گذاری کمتر از اندازه در شرایط کاهش جریان نقدی شود. از طرف دیگر، انتشار سهام که منتج به افزایش منابع تحت کنترل مدیریت می‌شود، هزینه‌های سرمایه‌گذاری کمتر از اندازه را کاهش می‌دهد، اما می‌تواند در شرایط افزایش جریان نقدی باعث وخامت سرمایه‌گذاری بیش از اندازه شود. شرکت‌ها در شرایط فزونی جریان نقدی برای کاهش هزینه‌های سرمایه‌گذاری بیشتر (کمتر) از اندازه، بدهی بالاتر و در صورت افت جریان نقدی بدهی پایین‌تری استفاده می‌کنند. نظریۀ جریان نقدی آزاد جنسن ]23[ نیز بیان می‌کند در صورت وجود جریان نقدی آزاد بالا، استفاده از بدهی باعث ایجاد انگیزۀ مدیران و سازمان‌های متبوع آنها به کارایی بالاتر می‌شود؛ بنابراین، شرکت‌ها باید برای دستیابی به اهرم بهینه میان منافع افزایش اهرم در مقابل هزینه‌های ورشکستگی ناشی از آن تعادل برقرار کنند. استالز ]33[ به این نتیجه می‌رسد که ارزش اسمی بدهی بهینه توأم با افزایش سطح جریان نقدی، افزایش می‌یابد. این یافته نشان می‌دهد شرکت‌ها برای کاهش هزینه‌های نمایندگی بین مدیریت و سهامداران در شرایط رونق اقتصادی (افزایش جریان نقدی) باید از بدهی بیشتری استفاده کنند، اما در شرایط رکود (کاهش جریان نقدی) از بدهی پایین‌تری استفاده کنند.

با این حال، الگو‌های مبتنی بر اطلاعات نامتقارن دربارۀ اثر جریان نقدی آزاد و سودآوری بر ساختار سرمایه به نتایج متفاوتی رسیده است. فرض الگو‌های اطلاعات نامتقارن آن است که اطلاعات سرمایه‌گذاران دربارۀ ارزش دارایی‌های شرکت کمتر از مدیران است. اطلاعات نامتقارن باعث قیمت‌گذاری کمتر از اندازۀ سهام شرکت می‌شود و در نتیجه‌، سرمایه‌گذاری کمتر از اندازه رخ می‌دهد. به نظر راس ]31[ انتشار بدهی علامت معتبری از شرکت‌های با بهره‌وری بالاتر مخابره می‌کند. می‌یرز و ماجلوف ]28[ استدلال می‌کنند تأمین مالی تابع نوعی سلسله‌مراتب است: سرمایه‌گذاری‌های جدید ابتدا با منابع داخلی، سپس بدهی و نهایتاً از محل سهام تأمین مالی می‌شوند. نارایانان ]29[ ادعا می‌کند در صورت وجود اطلاعات نامتقارن دربارۀ فرصت‌های سرمایه‌گذاری جدید، شرکت‌ها تمایل دارند برای اجتناب از سرمایه‌گذاری کمتر از اندازه به جای سهام زیر ارزش از محل بدهی تأمین مالی کنند. این بدان مفهوم است که بر اساس نظریه اطلاعات نامتقارن شرکت‌ها برای اینکه در شرایط رونق اقتصادی مجبور به صرف‌نظر از فرصت‌های سرمایه‌گذاری باارزش نشوند، تمایل دارند به جای سهام از طریق بدهی تأمین مالی کنند. به این ترتیب، بر اساس الگو‌های اطلاعات نامتقارن، ساختار سرمایه و شرایط اقتصادی‌ رابطۀ معکوس دارد.

باندیوپادی و بارویا [8] برای بررسی تأثیر چرخۀ تجاری بر رابطۀ عوامل مؤثر بر ساختار سرمایه و عملکرد 1594 شرکت هندی در بازۀ زمانی 1998 تا 2011، از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده کردند. نتایج به‌دست آمده نشان داد شرکت‌های با قابلیت رشد بالاتر از بدهی بلندمدت کمتری برخوردار است. آنا و همکاران [7] به بررسی اثر چرخه‌های تجاری بر رابطۀ اهرم مالی و سودآوری پرداختند. آنها با استفاده از روش معادلات همزمان و GMM نشان می‌دهند «در شرایط رونق، حضیض و ثبات اقتصادی رابطۀ اهرم مالی و سودآوری منفی است. در نقطۀ اوج اقتصادی، بین اهرم مالی و سودآوری رابطۀ مثبتی وجود دارد». تامسچیک [35] در بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر ساختار سرمایه، به مقایسه رابطۀ متغیرهای کلان اقتصادی و اهرم مالی در کشورهای توسعه‌یافته و نوظهور پرداخت. نتایج حاصل از آزمون رابطۀ اخیر بر مبنای رگرسیون چندمتغیره بیانگر نبودنِ رابطۀ معنادار نرخ رشد GDP و ساختار سرمایه در کشورهای7G و تأیید رابطۀ معکوس و معنادار این دو متغیر در کشورهای 7E است. موخووا و زینکر [27] به بررسی اثر عوامل کلان اقتصادی بر ساختار سرمایۀ شرکت‌ها در کشورهای توسعه‌یافته اروپایی پرداختند. نتایج به دست آمده نشان می‌دهد در تمامی کشورهای مورد بررسی، به استثنای یونان، رابطۀ ضعیف و بی‌معنایی بین نرخ رشد تولید ناخالص داخلی و ساختار سرمایه برقرار است. این رابطه در یونان بسیار معنادار و مثبت برآورد شد. فوزی و الساوالا [19] تأثیر ساختار سرمایه بر سودآوری را در بورس عمان بررسی کردند و با استفاده از الگوی رگرسیون چندگانه و همبستگی، شواهدی دالّ بر رابطۀ معکوس بدهی و سودآوری ارائه کردند. باستوس و همکاران [11] در بررسی رابطۀ نرخ رشد تولید ناخالص داخلی و ساختار سرمایه شرکت‌های آمریکای لاتین طی بازۀ زمانی 2001 تا 2006، به رابطۀ معنادار و منفی نرخ رشد تولید ناخالص داخلی و بدهی شرکت‌های مورد بررسی پی بردند. فسبرگ و قوش [20] در مقایسۀ بورس اوراق بهادار آمریکا و نیویورک به این نتیجه رسیدند که شرکت­های بورس نیویورک به‌دلیل استفاده 5 تا 8 درصد بدهی بالاتر در ساختار سرمایۀ خود، سبب منفی‌شدن رابطۀ بین ساختار سرمایه و بازده دارایی‌ها در مقایسه با بورس اوراق بهادار آمریکا شده است. هوانگ و سانگ [22] عوامل مؤثر بر ساختار سرمایه بیش از 1200 شرکت بورس اوراق بهادار چین را طی سال‌های 1994 تا 2003 بررسی کردند و دریافتند رابطۀ نسبت بدهی بلندمدت و نسبت کل بدهی با سودآوری، معکوس و معنادار و با اندازه شرکت، مستقیم است. مسکوئیتا و لارا [17] برای پی بردن به رابطة ساختار سرمایه و سودآوری در بورس اوراق بهادار برزیل به بررسی همبستگی ساختار سرمایه شامل نسبت بدهی کوتاه‌مدت، نسبت بدهی بلندمدت و حقوق صاحبان سهام شرکت‌ها با سودآوری پرداختند. نتایج به‌ دست آمده، رابطۀ مثبت سودآوری و نسبت بدهی کوتاه‌مدت و حقوق صاحبان سهام شرکت­ها و رابطۀ منفی سودآوری با نسبت بدهی بلندمدت را تأیید می‌کند. چوردیا و شیواکومار [۱4] به بررسی نقش چرخۀ تجاری در قیمت­گذاری دارایی­ها پرداختند. آنها معتقدند سود شرکت با شرایط تجاری مرتبط است. علاوه بر این، بازده سهام و چرخه­های تجاری همبسته‌ و چرخه‌های تجاری در قیمت‌گذاری دارایی­ مؤثر است. باس و همکاران [10] عوامل مؤثر بر ساختار سرمایۀ 10 کشور در حال توسعه را بررسی کردند. نتایج این پژوهش ضمن تأیید تشابه متغیرهای مؤثر بر ساختار سرمایۀ این کشورها با کشورهای توسعه‌یافته، بیانگر آن است که شرکت­های با سودآوری بالاتر، از نسبت بدهی پایین‌تری برخوردار است. ساندر و مایرز [32] در بررسی تأثیر چهار عامل قابلیت مشاهده دارایی­ها، فرصت­های رشد، وضعیت مالیاتی و سودآوری بر ساختار سرمایه، همبستگی مثبت قابلیت مشاهده دارایی­ها با نسبت بدهی و رابطۀ منفی نسبت بدهی با سودآوری شرکت­ها را تأیید کردند؛ در حالی‌که بین فرصت­های رشد و نسبت بدهی رابطۀ معنا‌داری مشاهده نشد. ماراندو و سیبیندی ]26[ رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایۀ بانک‌های آفریقای جنوبی را با استفاده از رگرسیون خطی چندگانه مبتنی بر داده‌های سری زمانی ‌بررسی کردند. شواهد حاصل از این پژوهش نشان می‌دهد رابطۀ محکمی بین سودآوری و عوامل اختصاصی مؤثر بر ساختار سرمایۀ بانک‌ها شامل کفایت سرمایه، اندازه، سپرده‌ها و ریسک اعتباری برقرار است. نکتۀ مهم آنکه، این رابطه در برخی موارد نسبت به شوک‌های کلان اقتصادی مانند رکود، حساس است. تین و دیاز ]34[ در بررسی عوامل مؤثر بر ساختار سرمایۀ بانک‌های ویتنام نشان دادند اثر منفی شرایط اقتصادی اهمیت دارد. بدین مفهوم که بانک‌ها در شرایط اقتصادی مطلوب، حجم بدهی خود را کاهش می‌دهند.

خادم علیزاده [5] با استفاده از روش معادلات ساختاری نشان داد بین ساختار سرمایه و سودآوری رابطۀ معناداری وجود دارد. بدین مفهوم که با افزایش نسبت مالکانه و کاهش نسبت بدهی، سودآوری شرکت افزایش می‌یابد. همچنین، یافته‌های این پژوهش رابطۀ متغیرهای کلان اقتصادی و سودآوری را تأیید کرد. برزگری و جمالی [3] تأثیر عوامل اقتصادی و ویژگی­های شرکتی بر ساختار سرمایه 92 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. در این پژوهش تأثیر سه ویژگی شرکتی شامل ساختار دارایی، نقدشوندگی و اندازۀ شرکت و دو عامل اقتصادی شامل تورم و رشد اقتصادی ‌بررسی شد. نتایج این بررسی نشان می‌دهد بین ساختار سرمایۀ شرکت­ها با ساختار دارایی، اندازه و رشد اقتصادی رابطۀ مثبت و معناداری برقرار است. اربابیان و صفری [1] تأثیر ساختار سرمایه بر سودآوری شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند و نشان دادند بین نسبت بدهی کوتاه‌مدت به دارایی و نسبت بدهی با سودآوری، رابطۀ مثبت و بین نسبت بدهی بلندمدت به دارایی و سودآوری، رابطۀ منفی برقرار است. کردستانی و نجفی عمران [6] تأثیر عواملی مانند اندازۀ شرکت، دارایی­های مشهود، سودآوری و صرفه‌جویی مالیاتی را بر ساختار سرمایه، بررسی کردند و دریافتند رابطۀ بین اندازۀ شرکت با ساختار سرمایه در تأیید نظریۀ توازن ایستا، مثبت و معنادار است. همچنین، رابطۀ بین فرصت­های رشد و ساختار سرمایه مطابق نظریۀ سلسله‌مراتبی، مثبت و معنادار است. باقرزاده [2] در تبیین الگوی ساختار سرمایۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، به بررسی ساختار سرمایۀ 158 شرکت تولیدی پرداخت و رابطۀ مثبت سودآوری، دارایی­های ثابت مشهود و اندازۀ شرکت با ساختار سرمایه را تأیید کرد.

فرضیه‌های پژوهش

فرضیۀ پژوهش بدین شرح است:

چرخۀ تجاری بر رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه تأثیر معناداری دارد.

روش پژوهش

‌پژوهش حاضر به لحاظ هدف، کاربردی و با استفاده از داده‌های مشاهده‌شده، انجام گرفته است. جامعۀ آماری پژوهش شامل کلیۀ شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نمونۀ پژوهش مشتمل بر کل شرکت­های جامعه است که شرایط زیر را دارند:

اطلاعات مالی آن‌ها از سال 1380 تا 1394 در دسترس باشد.

در دورۀ مورد بررسی از بورس اوراق بهادار تهران خارج نشده باشد.

جزء شرکت‌های مالی از جمله بانک­ها، شرکت­های سرمایه­گذاری، شرکت­های بیمه و لیزینگ نباشد^[3].

بر این اساس، شمار شرکت‌های نمونه به 148 می‌رسد.

داده­های مالی مورد نیاز پژوهش از نرم‌افزار «رهاورد نوین» و «سایت‌ اطلاع‌رسانی شرکت بورس تهران» گردآوری شده است. همچنین، داده­های تولید ناخالص داخلی (برای تعیین چرخۀ­ تجاری) از سایت بانک مرکزی استخراج شده است. الگو‌های پژوهش با استفاده از نرم‌افزار Eviews برازش شده است.

برای بررسی اثر چرخه­های تجاری بر رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه باید چرخه‌های تجاری شامل دوران رکود و رونق شناسایی، سپس روابط متغیرهای مورد نظر در هر دوره بررسی ­شود. در مطالعات دوره (سیکل‌)های تجاری، متغیرهای کلان اقتصادی به یک روند و یک جزء چرخه‌ای (نوسانی) تجزیه می­شود. شیب خط روند را عواملی نظیر توسعۀ فناوری، رشد جمعیت و توسعۀ آموزش تعیین می­کند. یکی از دلایل انحراف اقتصاد از مسیر رشد بلندمدت، وجود نوعی حرکت موجی است که به‌اصطلاح آن را «چرخه یا سیکل تجاری» می­نامند. اگرچه هیچ اتفاق نظری در مورد زمان وقوع این چرخه‌ها وجود ندارد، اما وقوع دوران رکود و رونق در هر اقتصاد، مسئله­ای اجتناب‌ناپذیر است. مطابق مباحث سری زمانی می­توان گفت روند، جزء نامانای سری و اجزای چرخه­ای و نامنظم، جزء مانای آن محسوب می­شود. از آنجا که تولید ناخالص داخلی جامع­ترین معیار سنجش سطح فعالیت اقتصادی است، نوسانات آن نیز جایگاه ویژه‌ای در مطالعات چرخۀ تجاری دارد؛ بنابراین، در این­ پژوهش به‌منظور تعریف دوره­های رکود و رونق اقتصادی از تولید ناخالص داخلی استفاده می‌شود. برای  دستیابی به روند بلندمدت تولید ناخالص داخلی در دورۀ 94-1370، از دو فیلتر «هدریک- پرسکات» و «کریستیانو- فیتزجرالد» استفاده می‌شود. برای استخراج چرخه‌های تجاری، سری زمانی تولید ناخالص داخلی حقیقی ایران به دو قسمت تجزیه می­شود؛ قسمت اول به روند بلندمدت سری زمانی مربوط است و قسمت دوم به نوسانات چرخه‌ای یا انحرافات از روند بلندمدت باز می‌گردد. در این نوع فیلترها با مشخص‌کردن دامنۀ­ تناوب سری، جزء چرخه‌ای از سری­ زمانی مجزا می­شود. فیلتر میان‌گذر کریستیانو- فیتزجرالد، فیلتر خطی است که میانگین متحرک وزنی دوگانه از داده­ها می­گیرد؛ یعنی بر اساس فاصلۀ دو دنبالۀ راست و چپ تولید ناخالص داخلی، وزنی را برای آن تعریف می‌کند و چون این مقدار برای هر دورۀ زمانی متفاوت است، میانگین متحرک نامیده می‌شود. برای استفاده از این فیلتر در ابتدا باید دامنه (دورۀ تناوب) انتخاب شود. این دامنه با جفت اعداد (PU و PL) نشان داده می­شود؛ برای مثال، چنانچه تصور بر این باشد که چرخه‌­های تجاری از 3 تا 8 سال طول می­کشد، طول چرخه‌­ها باید در دامنه استخراج شود. حال اگر داده­های مربوطه شش‌ماهه باشد، اعداد با 6  PL= و 16= PU متناظر می­شود. در پژوهش حاضر، برای‌ اطمینان از روندزدایی و تعیین چرخۀ تجاری، هر دو روش هدریک- پرسکات (HP) و کریستیانو- فیتزجرالد (CF) استفاده می‌شود. نقطۀ قوت فیلتر هدریک- پرسکات انعطاف­پذیری آن و ضعف روش یادشده، حساسیت نتایج نسبت به ضریب λ است. برای حل این مشکل، هدریک و پرسکات بر این باورند که مقدار این شاخص باید براساس اطلاعات گذشته و به‌وسیلۀ متوسط طول یک دورۀ کامل تجاری انتخاب شود. آنها در سال 1990 مقادیر بهینه λ را برای آزمون­های فصلی، سالانه و شش‌ماهه به‌ترتیب 1600، 100 و400 در نظر گرفته­اند. کریستیانو فیتزجرالد [15] نشان دادند فیلتر پیشنهادی آنها بر فیلتر هدریک- پرسکات برتری دارد، زیرا فیلتر هدریک- پرسکات عملکرد ضعیف‌تری در دنباله‌ها (نزدیک نقاط پایانی داده‌ها) دارد. مزیت کلیدی فیلتر کریستیانو- فیتزجرالد نسبت به فیلتر هدریک- پرسکات آن است که امکان ارزیابی اجزای فرکانسی متفاوتی از داده‌ها را فراهم می‌سازد. پس از شناسایی دوره‌های رکود و رونق اقتصاد ایران، دورۀ زمانی پژوهش به سال‌های رونق و رکود تفکیک می‌شود و برای بررسی تأثیر چرخۀ تجاری بر رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) استفاده می‌شود. روش GMM بر خلاف روش 2SLS، از یک‌سو به اطلاعات دقیق توزیع جملات اخلال نیاز ندارد و اساس آن بر این فرض است که جملات اخلال معادلات با مجموعه متغیرهای ابزاری غیرهمبسته است؛ به طوری‌ که همبستگی بین اجزای خطا و ابزارها را نزدیک به صفر در نظر می‌گیرد. از سوی دیگر، به لحاظ احتمال وجود همبستگی جمله خطا با متغیرهای توضیحی، از اعتبار بالاتری برخوردار است؛ پس این الگو نسبت به سایر روش‌ها برتری دارد. نکتۀ قابل توجه در روش GMM آن است که به‌دلیل استفاده از شروط گشتاوری و ماتریس وزن‌دهی، حتی با وجود ناهمسانی واریانس یا همبستگی پسماندها منتج به برآوردهای سازگار می‌شود. از آنجا که بسیاری از برآوردگرها و روش‌های سیستم معادلات می‌تواند‌ حالت خاصی از روش GMM مطرح شود،‌ از این روش برای برآورد الگوی تجربی پژوهش استفاده می‌شود‌. همانند آنا و همکاران ]7[ برای بررسی اثر چرخۀ تجاری بر رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه، دورۀ زمانی پژوهش به 2 دورۀ رونق و رکود تقسیم شده و رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه در هر دوره به طور جداگانه بر مبنای الگو‌های (1) و (2) با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) آزمون می‌شود.

که LEV اهرم مالی، ROA سودآوری، LTAS اندازۀ شرکت، LTAN قابلیت مشهود‌بودن دارایی­ها، LGRO رشد و LFAS دارایی­های ثابت است.

در بسیاری از پژوهش‌های پیشین، اثر سودآوری بر ساختار سرمایه‌ بررسی شده است. از آنجا ‌که اغلب متغیرهای کلان اقتصادی متضمن رابطۀ دو‌سویه با یکدیگر است ]7[، در پژوهش حاضر رابطۀ دو‌سویۀ سودآوری و ساختار سرمایه بررسی می‌شود.

متغیرهای پژوهش

‌متغیرهای پژوهش حاضر به این شرح‌ اندازه‌گیری می‌شود:

سودآوری: مقایسۀ سود شرکت­های بزرگ و کوچک به‌دلیل تفاوت حجم سرمایه،‌ معتبر نیست؛ بنابراین، مقایسۀ مبلغ سود در مقابل میزان سرمایه­گذاری انجام‌شده از اهمیت خاصی برخوردار است ]7[. از این‌رو، سودآوری بر اساس نرخ بازده دارایی‌ها سنجیده می‌شود:

= بازده‌ مجموع ‌دارایی‌ها

اهرم مالی: همانند راجان و زینگالس [30]
دمیرگوک‌کنت وماکسیموویک [21] و آنا و همکاران ]7[ به‌منظور محاسبة اهرم مالی از نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام استفاده می­شود^[4]:

= اهرم مالی 

اندازۀ شرکت: برخی مطالعات مانند هوانگ و سانگ [22] و برزگری و جمالی [3] رابطۀ اهرم مالی و اندازۀ شرکت را تأیید کردند و بهترین شاخص اندازه­گیری آن را ارزش بازار سهام می‌دانند، اما به پیروی از تالانه و هجران‌کش[4] به‌دلیل وجود وقفه‌های معاملاتی طولانی‌مدت و اندک‌بودن حجم معاملات سهام بسیاری از شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران، استفاده از ارزش بازار سهام به‌عنوان شاخص اندازه‌گیری ارزش شرکت از قابلیت اتکای کافی برخوردار نیست و به‌همین دلیل، لگاریتم طبیعی دارایی­های شرکت­ برای اندازه‌گیری آن استفاده می‌شود.

قابلیت رشد: رابطۀ انتظاری اهرم مالی و قابلیت رشد دارای ابهاماتی است، زیرا برخی پژوهش‌ها نشان‌دهندۀ‌ رابطۀ مثبت این دو متغیر و برخی دیگر بیانگر رابطۀ معکوس آنها‌ست؛ از این رو، کنترل اثر قابلیت رشد در بررسی رابطۀ اهرم مالی و سودآوری ضروری است. برای محاسبۀ قابلیت رشد شرکت از لگاریتم طبیعی رشد کل دارایی‌ها استفاده می­شود:

رشد =

قابلیت مشهود‌بودن دارایی­ها: براساس پژوهش‌های هریس و راویو [21] قابلیت مشهود‌بودن دارایی­ها یکی از متغیرهای توضیحی مهم در تعیین ساختار سرمایۀ کشورهای توسعه­یافته و در حال توسعه است. قابلیت مشهود‌بودن دارایی­ها به‌ این صورت ‌محاسبه می­شود:

= مشهود‌بودن دارایی‌ها

نحوۀ محاسبۀ متغیرهای پژوهش در نگارۀ (1) خلاصه شده است.

نگارۀ 1- تعریف عملیاتی متغیرها

یافته‌های پژوهش

‌آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگارۀ (2)

ملاحظه می‌شود.

نگارۀ 2- آمار­ توصیفی

بر اساس آنچه در نگارۀ (2) ملاحظه می‌شود به‌طور متوسط 49 درصد دارایی‌های شرکت‌های نمونه از محل بدهی تأمین مالی می‌شود و میانگین نرخ سودآوری آنها حدود 12‌درصد است. نمودارهای (1) تا (3) چرخه‌های تجاری حاصل از دو روش هدریک- پرسکات (HP) و کریستیانو- فیتزجرالد (CF) را نشان می‌دهد.

نمودار 1- روند GDP با دو روش HP و CF (داده‌های شش‌ماهۀ دورۀ زمانی 1369 تا ‌1394)

نمودار 2- ادوار تجاری اقتصاد ایران با دو روش HP و CF (داده‌های شش‌ماهۀ دورۀ زمانی 1369 تا 1394‌)

نمودار 3-  ادوار تجاری اقتصاد ایران با دو روش HP و CF (داده‌های شش‌ماهۀ دورۀ زمانی 1380 تا 1394‌)

همان‌گونه که ملاحظه می‌شود اگرچه دامنه‌های ادوار تجاری حاصل از این دو روش با یکدیگر متفاوت است، اما در شناسایی ادوار رونق و رکود هر دو روش منتج به نتایج یکسانی شده است. مطابق نمودارهای (1) و (2) بازه زمانی مورد بررسی برای شناسایی روند تولید ناخالص داخلی از سال 1370 تا 1394 است. دلیل این امر، نمایش بهتر جزء روند و سیکل و در نتیجه کاهش خطا و بهبود نتایج است. جهت تعیین دوره­های رکود و رونق، از جزء سیکلی به دست آمده و تعاریف ارائه شده درباره انواع سیکل‌های تجاری استفاده می­شود. برای تعیین دورۀ رکود و رونق با استفاده از جزء چرخه‌ای لازم است نقاط اوج و حضیض مشخص شود. مطابق تعریف ارائه‌شده نقاط چرخشی تعیین می‌شود. نقطۀ اوج زمانی اتفاق می­افتد که مقدار چرخه‌ای به دست آمده از مقادیر قبل و بعد آن بیشتر باشد. به همین ترتیب، نقاط حضیض عبارت از پایین‌ترین نقاط مشخص‌شده در سیکل است. بنا به تعریف، فاصله بین یک نقطۀ حضیض تا اوج، «دورۀ رونق» و فاصلۀ بین یک اوج تا حضیض، «دورۀ رکود» است.

نگارۀ 3- دوران رونق و رکود

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج حاصل از تحلیل چرخه‌های تجاری نشان می­دهد اقتصاد ایران طی سال‌های 1380 تا 1393، سال 1383، نیمۀ 1386 تا نیمۀ 1387، نیمۀ 1390 تا پایان 1392 و سال 1394 شرایط رکود و در سایر سال‌ها، شرایط رونق اقتصادی را تجربه کرده است.

قبل از الگو­سازی رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه در حضور اثر چرخۀ تجاری، برای جلوگیری از بروز رگرسیون­ کاذب، مانایی متغیرها با استفاده از آزمون ریشه واحد دیکی فولر افزوده (ADF) و فیلیپس پرون (PP) بررسی می‌شود‌. آزمون­های مذکور مانایی (با مرتبۀ انباشتگی صفر) و یا واگرایی (با مرتبۀ انباشتگی غیرصفر) داده‌های مورد استفاده را ارزیابی می‌کند. نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد در حالت وجود عرض از مبدأ و روند در نگارۀ (4) ملاحظه می‌شود.

نگارۀ 4- آزمون ریشه واحد

    منبع: یافته‌های پژوهش

همان‌گونه که در نگارۀ (4) وجود داشتن/نداشتن ملاحظه می‌شود فرض صفر مبنی بر وجود ریشه واحد تأیید نشده است و تمامی متغیرهای پژوهش در سطح (متغیر) مانا‌ست. با توجه به مانایی متغیرها، نیازی به بررسی وجود داشتن/نداشتن رابطۀ بلندمدت آن با استفاده از روش هم­انباشتگی یوهانسن- جوسیلیوس نیست.

نتایج حاصل از برآورد رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه در نگاره‌های (5) و (6) به تفکیک ادوار رکود و رونق اقتصادی ارائه شده است.

نگارۀ 5- نتایج حاصل از آزمون رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه در شرایط رکود اقتصادی

منبع: یافته‌های پژوهش

نگارۀ (5) حاوی ضرایب برآوردی متغیرهاست که سطح معناداری آن ذیل ضریب مربوطه و داخل پرانتز ارائه شده است. همان‌گونه که در نگارۀ (5) ملاحظه می‌شود با احتساب اهرم مالی به عنوان متغیر وابسته، اثر معکوس سودآوری با ضریب 446/3- در سطح اطمینان 99 درصد از نظر آماری معنادار است. قابلیت مشهود‌بودن دارایی‌ها و اندازۀ شرکت با ضرایب معادل 482/0 و 106/0 قادر است اهرم مالی را متأثر سازد. در حالی که ضریب قابلیت رشد (0704/0-) نشان می‌دهد اثر متغیر مذکور بر اهرم مالی، معکوس و به لحاظ آماری معنادار است.

ضریب 0702/0- اهرم مالی نشان‌ می‌دهد فزونی اهرم مالی منجر به تقلیل سودآوری شرکت می‌شود. با احتساب سودآوری به‌عنوان متغیر وابسته، ضریب اندازۀ شرکت برابر 0206/0 و در سطح اطمینان 99 درصد معنادار است. اثر مثبت قابلیت رشد بر سودآوری با ضریب 0853/0 در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است. قابلیت مشهود‌بودن دارایی‌ها با ضریبی معادل 83/0 درصد قادر است تغییرات سودآوری شرکت را تبیین کند. آماره J هانسن که برای آزمون تعداد محدودیت‌های بیش از حد شناسایی‌شده به‌کار می‌رود و اعتبار الگو را می‌سنجد، حاکی از تصریح صحیح الگوست و نشان می‌دهد متغیرهای ابزاری به‌درستی انتخاب شده است. سطح آماره J (حدود 2 و بالاتر) نشان از اعتبار الگو و مناسب‌بودن متغیرهای ابزاری است؛ از این رو، با عنایت به آماره J منعکس در نگارۀ (5) متغیرهای ابزاری به درستی انتخاب شده و الگوی برازش‌شده، معتبر است. به طور کلی، نتایج حاصل از نگارۀ (5) نشان می‌دهد طی دوران رکود اقتصادی، اثرات سودآوری و اهرم مالی بر یکدیگر معکوس و به لحاظ آماری معنادار است.

نتایج حاصل از بررسی رابطۀ اهرم مالی و سودآوری در شرایط رونق اقتصادی در نگارۀ (6) ملاحظه می‌شود.

نگارۀ 6- نتایج حاصل از آزمون رابطۀ سودآوری و ساختار سرمایه در شرایط رونق اقتصادی

منبع: یافته‌های پژوهش