Document Type : Original Article
Authors
1 َAssistant Professor of Accounting, Faculty of management and accounting, Farabi Campus, University of tehran, qom , Iran
2 Assistant Professor, College of Farabi, University of Tehran, Qom, Iran
3 M.A Student of Accounting, Institute of Higher Education Non-profit of Tolo Mehr, Qom, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
رقابت در بازار محصول معیاری مهم برای ارزیابی درجۀ موفقیت کشورها، صنایع و بنگاهها در عرصههای رقابتی، سیاسی، اقتصادی و تجاری است [21]. رقابتپذیربودن بهمعنای امکان دستیابی به موقعیت مناسب و باثبات در بازارهای رقابتی و جهانی در مقایسه با رقباست [12]. بهعبارتی دیگر، رقابت فرایندی است که هر سازمانی میکوشد تا از طریق آن، بهتر از دیگری عمل کند و از دیگر سازمانها سبقت گیرد [10]؛ بنابراین، شرکتها برای جذب منابع کمیاب با هم رقابت میکنند و برای پیروزی در این رقابت سعی بر عملکرد خوب دارند؛ زیرا سرمایهگذاران شرکتهایی را برای سرمایهگذاری انتخاب میکنند که جایگاه رقابتی آنها در صنعت بالا باشد و از لحاظ رقابتی بهتر عمل کنند؛ بنابراین، بازار رقابتی به پیشرفت و رشد واحدهای تجاری و پویایی اقتصاد کلان منجر میشود [13]. شلیفر و ویشنی [34] معتقدند رقابت در بازار محصول، به احتمال بسیار زیاد قویترین نیرویی است که اقتصاد را در جهان بهسمت کارایی هدایت میکند. با وجود این، لازم و ضروری است برای درک بیشتر رقابت در بازار محصول، عوامل مؤثر بر آن شناسایی و بررسی شود.
یکی از عوامل شایان توجه و تأثیرگذار بر توان رقابتی شرکت، محدودیت مالی بنگاههای اقتصادی است. محدودیت مالی، یکی از موضوعهای مهم و پیش روی تمام شرکتهاست. ایجاد و توسعۀ روزافزون بنگاههای اقتصادی، نیازمند تأمین منابع مالی قابلملاحظه است که بیشتر از عهدۀ مؤسسان خارج است [1]. بهعبارت دیگر، تأمین منابع مالی توسط شرکتها نامحدود نیست و شرکتها از این بابت دارای محدودیتهای تأمین منابع مالی هستند. محدودیت مالی، دسترسی به وجوه مورد نیاز برای بهرهگیری از فرصتهای سرمایهگذاری را محدود میکند و شرکتهایی را واجد محدودیت مالی مینامند که دارای دسترسی کم و پرهزینه به منابع تأمین مالی خارجی هستند؛ بنابراین، با استفاده از این تعریف، تمام شرکتها را میتوان شرکتهای با محدودیت مالی تلقی کرد؛ اما سطوح محدودیت مالی متفاوت است. در حالت کلی، شرکتهای بدون محدودیت مالی و یا با محدودیت مالی کمتر، آنهایی هستند که بهطور نسبی از داراییهای با قابلیت نقدشوندگی بالا برخوردارند و خالص دارایی آنها بالاست. منظور از محدودیت مالی، محدودیتهایی است که از تأمین همۀ وجوه مورد نیاز سرمایهگذاری مطلوب شرکتها ممانعت بهعمل میآورند [3]؛ از اینرو، پرداختن به نقش انکارناپذیر محدودیت مالی بهعنوان یک سازوکار اساسی بر توان رقابتی شرکت موجب گیرایی و جذابیت پژوهش حاضر میشود.
با توجه به اهمیت محدودیت مالی واحد تجاری، پژوهشگران بسیاری نظیر کامپلو [26] ، والتا [35] و ... به تأثیر وضعیت مالی شرکت و محدودیت مالی بر رقابت در بازار محصول پرداختهاند. در واقع، محدودیت مالی به دو صورت (مستقیم و غیرمستقیم) بر رقابت در بازار محصول اثر میگذارد. تأثیر مستقیم بدین صورت است که در بازارهای ناقص برخلاف بازارهای کامل، هزینۀ تأمین مالی خارجی بهدلیل عدمتقارن اطلاعاتی و هزینۀ نمایندگی بسیار بالاست [30 ،23]. در حقیقت، شرکتهایی که دارای مشکل اطلاعاتی و نمایندگی شدیدی هستند، دسترسی محدودی به تأمین مالی خارجی دارند و فرصتهای سرمایهگذاری سودآور را بهآسانی رد یا از آنها صرفنظر میکنند. این مسئله در بلندمدت به توانایی سودآوری، رشد و در نتیجه وضعیت مالی شرکتها لطمه میزند و چهبسا موجب عقبماندن شرکت از عرصۀ رقابت و حذف از بازار میشود [1]. از طرف دیگر، واضح است تأمین مالی خارجی، توانایی شرکت را در مبارزۀ رقابتی محدود میسازد و متعاقباً شرکتهای بدون محدودیت مالی را به پذیرش راهکارهای فریبنده در بازار ترغیب میکند [25،28].
تأثیر غیرمستقیم محدودیت مالی از طریق قیمتگذاری محصول (بهطور میانجی) بر رقابت در بازار مؤثر است. مادامی که بنگاههای اقتصادی در تأمین مالی سرمایهگذاریهای خود محدودیت دارند، مدیر برای جبران شکاف بین منابع بیرونی و مصارف شرکت، سعی در افزایش قیمت محصول دارد. به بیانی دیگر، شرکت در انتخاب روش قیمتگذاری محصول تجدید نظر میکند و با افزایش قیمت محصول، جریان وجوه نقد شرکت افزایش مییابد تا توانایی شرکت را برای پرداختن تعهدها و همچنین نیاز مالی شرکت برآورده سازند [11]. در نتیجه، بنگاههای اقتصادی با افزایش قیمت محصولها مزیت و توان رقابتی خود را از دست میدهند. مادامی که واحد تجاری به لحاظ مالی محدودیت دارد، انتظار بر آن است قیمت محصول خود را در زمان رکودهای اقتصادی افزایش دهد، که این به سهم خود، مانع مزیت و عملکرد رقابتی خود در بازار محصول میشود و تأثیری منفی بر رقابتپذیری شرکت در بازار دارد [30]؛ بنابراین، پرسش اصلی پژوهش این است آیا محدودیت مالی از طریق قیمتگذاری محصول بر رقابت در بازار محصول تأثیر میگذارد.
ازجمله دستاوردها و نوآوریهای این پژوهش جبران خلأ نظری در حوزۀ عوامل مؤثر بر رقابت در بازار محصول در محیط ایران و بررسی نقش میانجی قیمتگذاری محصول برای ارائۀ تبیینهای نظری متفاوت است. همچنین، بررسی این روابط در چرخههای تجاری ازجمله دیگر نوآوریها و دستاوردهای دیگر این پژوهش است. در بخشهای بعدی، مبانی نظری و توسعۀ فرضیههای پژوهش، روش پژوهش و معرفی و متغیرهای پژوهش و یافتههای آماری و نتیجهگیری ارائه میشود.
پیشینه و مبانی نظری فرضیههای پژوهش
شرکتها عموماً در دسترسی به منابع مالی در بازار سرمایه در رقابت با یکدیگرند. شرکتی که در دسترسی به منابع مالی در بازار سرمایه با مشکل بیشتری روبهروست، بخش بیشتری از منابع مالی مورد نیاز خود را از منابع داخل شرکت تأمین میکند و چنین شرکتی اصطلاحاً شرکت دچار محدودیت مالی نامیده میشود. به بیان دیگر، شرکتهای با محدودیت مالی، وابستگی قابلملاحظهای نسبت به جریان نقد ایجادشده در داخل دارند و فرصت تصمیمگیری در رابطه با انجام سرمایهگذاری را ندارند [20]. شرکتها برای سرمایهگذاری به منابع مالی احتیاج دارند؛ اما منابع تأمین سرمایه و استفاده از آنها باید بهخوبی تعیین شود تا شرکت بتواند سودآور باشد و با مشکل نقدینگی روبهرو نشود؛ بنابراین، تأمین منابع مالی برای سرمایهگذاریهای بلندمدت، بخش عمدهای از نگرانیهای مدیران شرکتها را تشکیل میدهد. پژوهش خواجوی و صالحینیا [9] بیانگر آن است که بین محدودیتهای تأمین مالی و رشد داراییها و رشد فروش بهعنوان شاخصهای محاسبۀ رشد شرکت رابطۀ منفی معناداری وجود دارد. به بیان دیگر، شرکتهایی که از یکسو دارای مانده وجه نقد، سود تقسیمی و شاخص کیوتوبین کمتر و از سوی دیگر، دارای نسبت اهرمی بزرگتریاند، رشد کمتری دارند. همچنین، بین اندازۀ شرکت و رشد شرکت رابطۀ مستقیم و بین نسبت سود تقسیمی به کل داراییها و رشد شرکت رابطۀ معکوسی وجود دارد. گوتام و ویدیا [29] اثر محدودیتهای تأمین مالی بر رشد 2282 شرکت هندی در دورۀ 1994 تا 2009 را بررسی کردند. در این پژوهش برای اندازهگیری رشد شرکت از رشد داراییها استفاده شده است و آنها دریافتند رشد شرکتها پایدار است و اندازه و محدودیتهای مالی، اثر منفی بر رشد شرکتها دارند. ازجمله ابزارهایی که مدیران در حین محدودیت مالی استفاده میکنند، افزایش قیمت محصولات است تا بدینوسیله، جریان وجوه نقد شرکت را افزایش دهند و توانایی شرکت برای پرداختن تعهدها و همچنین، نیاز شرکت برای تأمین مالی را برآورده سازند[11]. بدینترتیب، فرضیۀ اول پژوهش بهصورت زیر تدوین میشود:
فرضیۀ اول: در شرکتهای با محدودیت مالی بیشتر، قیمت محصول بیشتر از شرکتهای با محدودیت مالی کمتر است.
گرچه، با صراحت میتوان اذعان داشت رقابتپذیری فرآیندی است که هر نهادی میکوشد تا ازطریق آن بهتر از دیگری عمل کند و از دیگر نهادها پیشی گیرد؛ ولی واحدهای تجاری با کمبود منابع مالی، فنی و تخصصی لازم توانایی رقابت در بازار محصول را ندارند [30]. شرکتهای دارای محدودیت مالی، در تأمین منابع مالی برای سرمایهگذاری در پروژههای سرمایهای سودآور برای کاهش بهای تمامشدۀ محصول یا ارائۀ محصول متمایز به بازار دچار مشکلاند؛ در نتیجه، این شرکتها مزیت رقابتی خود را در بازار از دست میدهند، نسبت به رقبای خود که محدودیت مالی کمتری دارند. عربصالحی و اشرفی [13] در پژوهشی رابطه بین محدودیت مالی و حساسیت سرمایهگذاری جریان نقدی را مطالعه کردند. برای طبقهبندی شرکتها در دو گروه دچار محدودیت مالی و بدون محدودیت مالی، میزان ذخایر نقدی شرکتها را انتخاب کردند. یافتههای پژوهش نشاندهندۀ نقش مثبت ذخایر نقدی در کاهش حساسیت سرمایهگذاری جریان نقدی شرکتهاست. فرسارد [28] در پژوهشی باعنوان توانایی مالی و رفتار بازار محصول نشان داد ذخایر نقدی بالای واحد تجاری، موجب سهم بیشتری از بازار محصول نسبت به رقبا در صنعت میشود. همچنین، اثر رقابتی وجه نقد از اثر استقراض بر بازده بازار محصول متمایز است. این تأثیر زمانی تشدید میشود که رقبا دارای محدودیت مالی هستند. از اینرو، شرکتهایی که دسترسی کمتری به منابع داخلی و خارجی برای استفاده از فرصتهای سرمایهگذاری دارند، در تلاش هستند برای جبران کمبود منابع مالی، ابزارهای مختلفی از قبیل افزایش قیمت محصول را بهکار گیرند. از طرفی، آنان با افزایش قیمت محصول، ممکن است توان رقابتی واحد تجاری را کاهش دهند؛ چون با افزایش قیمت محصول و از طرفی محدودیت شرکت در متمایزکردن محصول نسبت به سایر رقبا، فروش محصولات شرکت کاهش مییابد و مشتریان به خرید محصولات رقبا مبادرت میکنند؛ درنتیجه، شرکتهای دارای محدودیت مالی برای جبران منابع مالی، قیمت محصول را افزایش میدهند تا موجب کاهش میزان رقابتپذیری شرکت در بازار شوند. بدینترتیب، میتوان گفت یکی از راههای تأثیر محدودیتهای مالی بر رقابتپذیری شرکت، تغییرات قیمت محصول ازسوی شرکتهاست و فرضیۀ دوم پژوهش بهصورت زیر است:
فرضیۀ دوم: قیمتگذاری محصول بر رابطه بین محدودیت مالی و رقابت در بازار محصول تأثیر میانجی دارد.
در حال حاضر اکثر بنگاههای اقتصادی در محیطی بسیار متغیر و رقابتی فعالیت میکنند. پژوهشهای چالیوتی و سرفس [27] نشان داد افزایش ریسک در بازار موجب کاهش انگیزه برای رقابت در بازار محصول میشود. واکنش سریع و درست در مقابل شرایط بسیار متغیر بازار، نقش بسزایی در موقعیت بنگاه دارد. این تغییر شرایط اقتصادی و تنگشدن عرصۀ رقابت، باعث میشود تا شرکتهای ناموفق سریع از عرصۀ رقابت خارج شوند. یکی از مهمترین عواملی که در میزان رقابت شرکت در بازار مؤثر است محیط اقتصادی شرکت است. پژوهش وانگ، لی و چن [36] بیانگر آن است در زمان رونق اقتصادی که انتظار مدیریت از سود کمتر از متوسط صنعت باشد و یا زمانی که شرکت تحتتأثیر فشار رقابتی قرار گیرد، واحدهای تجاری به مدیریت سود رو به بالا میپردازد. در شرایط رکود اقتصادی انتظار میرود میزان رشد فروش و میزان سرمایهگذاریها در شرکت کاهش پیدا کند و بدینترتیب، شرکتهای با محدودیت مالی بهدنبال افزایش قیمت محصول خود برای تأمین وجه نقد مورد نیاز شرکت هستند و درنتیجه این شرکتها از مزیت رقابتی کمتری برخوردارند. شرکتهای دارای محدودیت مالی در هنگام رکود اقتصادی، به منابع مالی خارجی دسترسی محدودتری دارند و درنتیجه سعی میکنند ازطریق منابع داخلی خود نیازها را برآورده کنند. بهطور خلاصه، مادامی که واحد تجاری به لحاظ مالی محدودیت دارد، انتظار بر آن است قیمت محصول خود را در زمان رکودهای اقتصادی افزایش دهد که درنتیجه، باعث کاهش شدت رقابتپذیری شرکت در بازار محصول میشود [30]. بدینترتیب، فرضیۀ سوم پژوهش بهصورت زیر تدوین میشود:
فرضیۀ سوم: در طی رکود اقتصادی، نقش میانجی قیمتگذاری محصول بر رابطه بین محدودیت مالی و رقابت در بازار محصول تشدید میشود.
جامعۀ آماری و نمونۀ پژوهش
جامعۀ آماری این پژوهش، تمامی شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای1387 تا 1395 است. در این پژوهش، نمونه از طریق روش حذف نظاممند (سیستماتیک) از جامعۀ آماری، انتخاب خواهد شد. بهاینترتیب که نمونه متشکل از کلیۀ شرکتهای موجود در جامعۀ آماری است و دارای معیارهای زیرند:
1) دادههای صورت مالی حسابرسیشدۀ آنها از سال 1387 بهطور کامل و پیوسته در دسترس باشد.
2) جزو شرکتهای بیمه، بانک، لیزینگ و هلدینگ نباشد.
3) شرکت طی بازهزمانی پژوهش، سال مالی و فعالیت خود را تغییر نداده باشند و همچنین، از بورس اخراج نشده باشند.
با توجه به شرایط ذکرشده، 150 شرکت نمونۀ آماری این پژوهش انتخاب شدند. در نگارۀ (1) نحوۀ غربالگری برای دستیابی به نمونۀ پژوهش ذکر شده است.
نگارۀ 1- جدول حذف نظاممند برای نمونۀ پژوهش
|
شرح |
تعداد |
|
تعداد کل شرکتهای پذیرفتهشده در بورس در اوراق بهادار تهران |
453 |
|
شرکتهایی که در قلمرو زمانی پژوهش فعالیت یا سال مالی تغییر دادهاند. |
(57) |
|
شرکتهایی که در دورۀ پژوهش از بورس خارج شدند. |
(61) |
|
شرکتهای که در قلمرو زمانی پژوهش به امور سرمایهگذاری و واسطهگری مالی اشتغال داشته اند. |
(98) |
|
شرکتهایی که اطلاعات حسابرسیشدۀ آنها بهطور کامل در دسترس نیستند. |
(87) |
|
تعداد شرکتهای باقیمانده |
150 |
|
منبع: یافته های پژوهش |
|
الگو و متغیرهای پژوهش
دادههای این پژوهش از نوع ترکیبی (پانل) و از رگرسیون حداقل مربعات معمولی به روش خطای استاندارد مقاوم با کنترل اثرات ثابت سال و صنعت برای اجرای الگو بهره گرفته شده است. برای آزمون فرضیههای پژوهش از سه رابطۀ زیر استفاده شده است. رابطۀ (1) و (2) و (3) بهترتیب برای آزمون فرضیۀ اول، دوم و سوم استفاده شده است.
|
(1)
|
|
|
(2) |
|
|
(3) |
متغیرهای الگوهای ذکرشده به تفکیک وابسته، مستقل، میانجی، تعدیلگر و کنترل به شرح زیر است:
متغیر وابسته در الگوی اول پژوهش و متغیر میانجی در الگوی دوم:
، قیمتگذاری در بازار محصول:
با توجه به اینکه جمعآوری دقیق قیمت و بهای هر محصول در صنعت دشوار است، طبق پژوهش کمپلو [26] ارزیابی سطح قیمتگذاری محصول از طریق رابطۀ (5) محاسبه میشود [30].
|
(5)
|
، فروش شرکت
، بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته
، استهلاک داراییهای مشهود
، استهلاک داراییهای نامشهود
که درنهایت بهصورت زیر محاسبه میشود:
|
|
متغیر وابستۀ پژوهش در الگوی دوم و سوم:
، عملکرد رقابتی محصول:
عملکرد رقابتی محصول، شرکتهای مختلف در تولید و فروش کالا رقابت تنگاتنگی دارند و کالاهای آنها نسبت به دیگری، برتری چندانی ندارد. حفظ و بقای شرکتها در محیط رقابتی دنیای امروز، راهی جز کسب مزیت رقابتی برای آنها باقی نمیگذارد و کسب مزیت رقابتی بهمنزلۀ قدرت بازار شرکتهاست. عملکرد رقابتی نمادی از رقابت بازار محصول است که از طریق رشد درآمد فروش شرکت محاسبه میشود [30].
متغیرهای مستقل پژوهش:
محدودیت مالی:
زمانی است که شرکتها بین مصارف داخلی و مصارف خارجی وجوه تخصیصدادهشده با یک شکاف روبهرو شده باشند. برای اندازهگیری محدودیت مالی از الگوی کاپلان و زینکلاس استفاده میشود که تهرانی و حصارزاده [5] بومی کردهاند:
|
(4) |
: نسبت وجه نقد بر داراییهای سال قبل
: سود تقسیمی بر داراییهای سال قبل
: نسبت بدهی به داراییهای سال قبل
: نسبت مجموع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری داراییها
روش استفاده از این شاخص بدین ترتیب است که ابتدا مقادیر مربوط به KZ محاسبه و سپس مقادیر از کوچکترین به بزرگترین مرتب و سپس به پنج قسمت مساوی تقسیم میشود. میتوان مقادیر سالشرکتهایی که در پنجک چهارم و پنجم قرار گرفتهاند، بهعنوان شرکتهای با محدودیت مالی شناسایی کرد. برای شرکتهای با محدودیت مالی عدد یک و برای مابقی عدد صفر درنظر گرفته شده است.
متغیر تعدیلگر پژوهش:
، چرخههای تجاری:
یکی از روشهای تعیین و درک وضعیت کلی اقتصاد، نگاه به چرخههای تجاری است؛ بنابراین، در پژوهش پیش رو، چرخههای تجاری به منزلة یک نمای کلی از اقتصاد در نظر گرفته شده است. برای محاسبة چرخههای تجاری، از نرمافزار ایویوز و فیلترهادریک- پراسکات استفاده شده است. در این روش فرض بر آن است که تولید ناخالص داخلی حقیقی ایران از سه جزء روند بلندمدت، نوسانهای چرخهای و حرکات نامنظم تشکیل شده است. فیلترها دریک پرسکات در دو مرحله این اجزا را از یکدیگر جدا میکند. در مرحلة اول، از این فیلتر برای استخراج روند بلندمدت استفاده میشود و در مرحلة دوم، جزء چرخهای باقیمانده از حاصل استخراج میشود. با استفاده از روش تخمین آماری هادریک پرسکات، جزء روند از رابطة زیر محاسبه میشود [16]:
همانطور که مشاهده میشود در رابطۀ مذکور شاخص خطی فرایند یکنواختسازی جزء روند را کنترل میکند؛ بهگونهای که با افزایش ضریب خطی، سری مورد مطالعه یکنواختتر میشود [19].
همانطور که اشاره شد، مشکل استفاده از این فیلتر، انتخاب مقدار شاخص است. براساس نظر مبتکران آن، مقدار عددی شاخص باید بر اساس اطلاعات گذشته و از طریق متوسط طول یک دورة کامل تجاری انتخاب شود. بدین ترتیب، بر اساس پژوهشهای گذشته در ایران، متوسط طول دورههای تجاری بین پنج تا هشتسال محاسبه شده است. از اینرو، مقدار اولیة پیشنهادی، طوری تعیین میشود که متوسط طول دوره را حدود ششسال اندازهگیری کند . همچنین، در نرمافزار ایویوز بهصورت پیشفرض برای آن مقدار 100 در نظر گرفته شده است. در این پژوهش با توجه به طول دورۀ چرخههای تجاری 100 در نظر گرفته شده است. سپس دورۀ رکود (قسمت نزولی نمودار) و دورۀ رونق (قسمت صعودی نمودار) تعیین میشود. برای سنجش این متغیر از یک متغیر مجازی استفاده میشود که برای دوران رونق اقتصادی صفر و برای دوران رکود اقتصادی یک است. در زمان انجام و نگارش این پژوهش دادههای تولید ناخالص داخلی سال 96 ایران منتشر نشده است و دورۀ زمانی نمونۀ پژوهش تا سال 95 درنظر گرفته شده است.
متغیر کنترلی
برخی متغیرهای کنترلی قابل اندازهگیری طبق پژوهش لیو و همکاران [30] و همچنین، شرایط محیط پژوهش در ایران به شرح زیر است:
، مطابق با سال مالی، شرکتها با پایان سال مالی 29اسفند عدد یک و در غیر این صورت صفر
، شرکت اصلی، اگر صاحبکار دارای یک شرکت و یا شرکتهای تابعه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر
، عبارت است از درصد سهامیکه متعلق به بزرگترین سهامدار شرکت است.
، نسبت کل بدهیها به کل داراییهای سال قبل
، تغییر در نسبت بدهی به کل داراییهای سال جاری نسبت به سال قبل
، نوع حسابرس، اگر حسابرس، سازمان حسابرسی باشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر
، نسبت سرمایهگذاری دارایی ثابت، دارایی نامشهود و دیگر دارایی غیرجاری بر کل داراییهای سال قبل
، اندازۀ شرکت که از طریق لگاریتم طبیعی داراییهای سال قبل شرکت محاسبه میشود.
، در صورتی که شرکت در سال قبل زیانده نباشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر
، هشت متغیر مجازی سال و یازده متغیر مجازی صنعت
یافتههای پژوهش
آمار توصیفی
میانگین رقابت در بازار محصول یا همان رشد فروش در بین شرکتهای مورد بررسی معادل 15درصد است که این نشان میدهد میزان نفوذ شرکتهای مورد بررسی در بازار و حفظ موقعیت فروش خود به میزان 15درصد است. بهعلاوه، بهطور میانگین 60درصد شرکتهای مورد بررسی از توانایی مالی (فاقد محدودیت مالی) مناسبی برخوردارند که مطابق با پژوهش حصارزاده و تهرانی [5] است. نتایج نشان میدهد تغییرات بدهی سال جاری شرکت نسبت به سال قبل بهطور میانگین 9 درصد است. همچنین، نسبت بدهی 67 درصد است که نشان میدهد بهطور میانگین 64درصد منابع مالی شرکتها، ازطریق بدهی تأمین مالی میشود. همچنین، میانگین فشردگی سرمایهبری فعالیت که ازطریق نسبت خالص ارزش دفتری اموال، ماشینآلات و تجهیزات بر کل داراییها محاسبه شده، 27درصد است که در راستای پژوهش مهربانپور و همکاران [17] است. حدود 55درصد چرخۀ تجاری پژوهش در دوران رونق طی شده است و 84درصد شرکتها سودده بوده است. بهعلاوه، میانگین درصد مالکیت سهامدار عمده حدود 81درصد است که مطابق با مباحثی است که محمدرضائی و همکاران [32] در مورد ساختار مالکیت شرکتهای ایرانی ارائه کردهاند.
نگارۀ 2- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
بخش الف) متغیرهای پیوسته |
||||||
|
نماد |
متغیر |
میانگین |
میانه |
بیشترین |
کمترین |
انحرافمعیار |
|
SALES |
رقابتپذیری |
151/0 |
129/0 |
785/0 |
325/0- |
282/0 |
|
dmark-up |
قیمتگذاری محصول |
012/0- |
012/0- |
186/0 |
208/0- |
098/0 |
|
CONOWN |
بالاترین درصد مالکیت |
811/0 |
850/0 |
970/0 |
520/0 |
138/0 |
|
∆DEBT |
تغییرات نسبت بدهی |
094/0 |
074/0 |
414/0 |
143/0- |
142/0 |
|
DEBT |
نسبت بدهی |
641/0 |
648/0 |
986/0 |
291/0 |
193/0 |
|
INVE |
نسبت دارایی ثابت |
278/0 |
243/0 |
717/0 |
042/0 |
188/0 |
|
SIZE |
اندازۀ شرکت |
890/13 |
746/13 |
390/16 |
082/12 |
186/1 |
|
بخش ب) متغیرهای گسسته |
||||
|
متغیرها درصد فراوانی |
||||
|
|
0 |
0 |
||
|
FCI |
محدودیت مالی |
95/60 |
05/39 |
|
|
EXP |
چرخۀ تجاری |
44/44 |
56/55 |
|
|
BUSY |
تطابق با سال مالی |
65/23 |
35/76 |
|
|
LOSS |
زیاندهنبودن شرکت |
24/15 |
76/84 |
|
|
AUDTYP |
نوع حسابرس |
77/75 |
23/24 |
|
منبع: یافتههای پژوهش
نگارۀ (3) همبستگی بین متغیرهای پژوهش را نمایش میدهد. نتایج در نگارۀ (3) نشان میدهد بین محدودیت مالی و قیمتگذاری بازار محصول رابطۀ مثبت و همچنین، بین محدودیت مالی و قیمتگذاری بازار محصول با رقابت در بازار محصول بهترتیب رابطۀ مثبت و منفی معنادار وجود دارد. با توجه با اینکه همبستگی بین هیچیک از متغیرهای مستقل از آستانۀ بحرانی 80درصد تجاوز نمیکند؛ بنابراین، مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل وجود ندارد.
نگارۀ 3- آزمون همبستگی بین متغیرهای پژوهش
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
|
|
1 |
000/1 |
|||||||||||
|
2 |
1747/0* |
000/1 |
||||||||||
|
3 |
1574/0* |
028/0- |
000/1 |
|||||||||
|
4 |
007/0 |
024/0- |
160/0-* |
000/1 |
||||||||
|
5 |
008/0 |
046/0 |
035/0 |
014/0- |
000/1 |
|||||||
|
6 |
0994/0* |
009/0 |
003/0 |
016/0 |
085/0* |
000/1 |
||||||
|
7 |
061/0- |
0973/0-* |
027/0- |
029/0 |
158/0* |
272/0* |
000/1 |
|||||
|
8 |
0868/0* |
1520/0* |
026/0- |
015/0- |
104/0* |
091/0* |
10/0-* |
000/1 |
||||
|
9 |
0959/0-* |
003/0 |
071/0-* |
0863/0* |
016/0- |
002/0 |
13/0* |
135/0-* |
000/1 |
|||
|
10 |
027/0 |
065/0-* |
033/0 |
010/0- |
098/0* |
034/0- |
026/0 |
001/0- |
011/0 |
000/1 |
||
|
11 |
2486/0* |
135/0* |
096/0* |
042/0- |
030/0 |
070/0-* |
461/0-* |
003/0 |
080/0-* |
001/0- |
000/1 |
|
|
12 |
025/0 |
010/0- |
023/0- |
012/0- |
026/0- |
006/0 |
009/0 |
064/0- |
035/0 |
027/0 |
007/0 |
000/1 |
|
1)Sales 2) Fci 3) dmark-up 4)Exp 5) Conown 6) Debt 7) ∆Debt 8 ) Inve 9) Size 10) Busy 11) Losse 12)Audtyp * معناداری در سطح 95درصد |
||||||||||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||||||||
برای برآورد الگوهای پژوهش از رگرسیون به روش حداقل مربعات معمولی استفاده میشود. برای رفع مشکلات احتمالی از قبیل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی، رگرسیون با کنترل اثرات ثابت سال و صنعت به روش خطای استاندارد مقاوم برآورد شده است [33]. همچنین، بهدلیل زیادبودن تعداد مشاهدات بیش از 30 مورد، دادهها نرمال است و آزمونی برای نرمالبودن خطاها و متغیر وابسته انجام نشده است [2].
نتایج آزمون فرضیۀ اول در نگارۀ (4) ارائه میشود. مقدار احتمال آمارهF تقریباً برابر صفر و الگو معنادار است. بهعلاوه، از آنجا که مقادیر عامل تورم واریانس برای هر یک از متغیرها کمتر از مقدار
10 است؛ میتوان بیان کرد مشکل همخطی در الگو وجود ندارد. براساس نتایج الگوی ارائهشده در نگارۀ (4) ضریب متغیر محدودیت مالی 0.023درصد است و همچنین، احتمال آمارهt مربوط به متغیر موردنظر نشان میدهد در سطح اطمینان 95درصد، ضریب متغیر محدودیت مالی شرکت مثبت و معنادار است. بدینصورت که با افزایش قیمت محصول، جریان وجوه نقد شرکت افزایش مییابد تا توانایی شرکت برای پرداختن تعهدها و همچنین، نیاز شرکت برای تأمین مالی برآورده شود. بر این اساس، فرضیۀ «در شرکتهای با محدودیت مالی بیشتر، قیمت محصول بیشتر از شرکتهای با محدودیت مالی کمتر است»، رد نمیشود.
نگارۀ4 - نتایج آزمون فرضیۀ اول
|
متغیر وابسته: قیمت محصول |
||||
|
متغیر |
ضریب |
خطایمعیار |
آماره t |
وایف |
|
FCI |
023/0 |
010/0 |
*38/2 |
1/1 |
|
CONOWN |
024/0 |
024/0 |
960/0 |
13/1 |
|
DEBT |
011/0- |
025/0 |
45/0- |
21/1 |
|
∆DEBT |
002/0 |
022/0 |
10/0 |
71/1 |
|
INVE |
022/0 |
020/0 |
06/1 |
32/1 |
|
SIZE |
009/0 |
003/0 |
*6/2 |
43/1 |
|
BUSY |
010/0 |
007/0 |
28/1 |
13/1 |
|
LOSS |
029/0- |
011/0 |
*73/2- |
45/1 |
|
AUDTYP |
003/0- |
008/0 |
42/0- |
18/1 |
|
Intercept |
049/0 |
055/0 |
89/0 |
- |
|
Industry and year Dummy |
کنترل شد. |
|||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
136/0 |
آماره F |
18/5 |
|
|
احتمال آماره F |
00/0 |
|||
|
* معناداری در سطح 95درصد |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||
نتایج آزمون فرضیۀ دوم در نگارۀ (5) ارائه شده است. الگوی فرضیۀ دوم معنادار و مشکلی بابت همخطی بین متغیرهای پژوهش از نظر عامل تورم واریانس وجود ندارد. براساس نتایج الگوی ارائهشده در نگارۀ (5) ضریب محدودیت مالی و قیمتگذاری بازار محصول053/0 و 320/0- است و همچنین، احتمال آماره t مربوط به دو متغیر مد نظر نشان میدهد در سطح اطمینان 95 درصد، ضریب محدودیت مالی و قیمتگذاری بازار محصول در شرکت معنادار است. بدینترتیب، هنگامی که شرکتها با دسترسی کمتر به منابع داخلی و خارجی برای استفاده از فرصتهای سرمایهگذاری، در تلاش هستند برای جبران کمبود منابع مالی، ابزارهای مختلفی از قبیل افزایش قیمت محصول بهکار میگیرند که این قیمتگذاری بالا به کاهش توان رقابتی واحد تجاری منجر میشود. همچنین، احتمال آماره t مربوط به آزمون سوبل نشان میدهد در سطح اطمینان 95درصد، تأثیر میانجی متغیر قیمتگذاری بازار محصول در شرکت معنادار است. بر این اساس فرضیۀ «قیمتگذاری محصول بر رابطه بین محدودیت مالی و رقابت در بازار محصول تأثیر میانجی دارد»، رد نمیشود.
نگارۀ 5- نتایج آزمون فرضیۀ دوم
|
متغیر وابسته: رقابت در بازار محصول |
||||
|
متغیر |
ضریب |
خطایمعیار |
آماره t |
وایف |
|
FCI |
053/0 |
018/0 |
94/2* |
100/1 |
|
dmark-up |
32/0- |
102/0 |
12/3-* |
160/1 |
|
CONOWN |
108/0 |
064/0 |
680/1 |
130/1 |
|
DEBT |
185/0- |
069/0 |
66/2-* |
210/1 |
|
∆DEBT |
079/0 |
058/0 |
350/1 |
710/1 |
|
INVE |
172/0 |
055/0 |
13/3* |
320/1 |
|
SIZE |
013/0 |
009/0 |
420/1 |
450/1 |
|
BUSY |
015/0 |
020/0 |
760/0 |
130/1 |
|
LOSS |
183/0- |
030/0 |
-10/6-* |
470/1 |
|
AUDTYP |
015/0 |
022/0 |
690/0 |
180/1 |
|
Intercept |
145/0 |
140/0 |
040/1 |
|
|
Industry and year Dummy |
کنترل شد. |
|||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
220/0 |
آماره F |
43/9 |
|
|
احتمال آماره F |
00/0 |
آماره سوبل |
98/1 |
|
|
احتمال آماره سوبل |
047/0 |
|||
|
* معناداری در سطح 95درصد |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||
برای ارائۀ نتایج آزمون فرضیۀ سوم ابتدا باید به تعیین چرخههای تجاری در دورۀ پژوهش پرداخته شود؛ بنابراین، در این پژوهش با استفاده از
فیلترهادریک پر اسکات، شکل (1) چرخۀ تجاری برای سالهای بین 86 تا 95 بهدست آمده است.
شکل 1- چرخههای تجاری
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به شکل (6) سالهای دوران رکود 1387-1388-1391-1392-1394 و سالهای دوران رونق 1389-1390 -1393-1395 است. بعد از تعیین دوران اقتصادی در ایران، و با اعمال کد یک برای دوران رکود اقتصادی و صفر برای رونق، نتایج آزمون فرضیۀ سوم در شکل (6) ارائه شده است. الگوی پژوهش معنادار است و مشکلی بابت همخطی بین متغیرهای مستقل وجود ندارد. براساس نتایج الگوی ارائهشده در سطح اطمینان 95درصد، ضریب متغیر تعاملی (قیمتگذاری در بازار محصول و چرخۀ تجاری) معنادار نیست. بر این اساس، فرضیۀ سوم پژوهش «در طی رکود اقتصادی، نقش میانجی قیمتگذاری محصول بر رابطه بین محدودیت مالی و رقابت در بازار محصول تشدیدکننده است»، رد میشود.
نگارۀ 6. نتایج آزمون فرضیۀ سوم
|
متغیر وابسته: رقابت در بازار محصول |
||||
|
متغیر |
ضریب |
خطایمعیار |
آماره t |
وایف |
|
FCI |
054/0 |
018/0 |
*00/3 |
1/1 |
|
dmark-up |
264/0- |
135/0 |
*96/1- |
97/1 |
|
EXP |
174/0- |
067/0 |
*6/2- |
55/4 |
|
dmark-up× EXP |
076/0- |
206/0 |
37/0- |
02/2 |
|
CONOWN |
106/0 |
064/0 |
64/1 |
14/1 |
|
DEBT |
191/0- |
069/0 |
*76/2- |
21/1 |
|
∆DEBT |
076/0 |
058/0 |
32/1 |
71/1 |
|
INVE |
170/0 |
055/0 |
*09/3 |
33/1 |
|
SIZE |
011/0 |
009/0 |
21/1 |
46/1 |
|
BUSY |
013/0 |
02/0 |
68/0 |
13/1 |
|
LOSS |
180/0- |
03/0 |
*99/5- |
47/1 |
|
AUDTYP |
013/0 |
022/0 |
61/0 |
18/1 |
|
Intercept |
1280- |
14/0 |
91/0 |
- |
|
Industry and year Dummy |
کنترل شد. |
|||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
227/0 |
آماره F |
18/9 |
|
|
احتمال آماره F |
00/0 |
|||
|
* معناداری در سطح 95درصد |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||
آزمونهای حساسیت
برای دسترسی به نتایج قابل اتکاتر، از شاخص هرفیندال- هرشمن برای اندازهگیری رقابت در بازار محصول استفاده شده است. این شاخص بهوسیلۀ مجذور نسبت فروش شرکت به کل فروش صنعتی که شرکت مربوط به آن است، بهدست میآید. نگارۀ (7) نتایج آزمون فرضیههای پژوهش (فرضیۀ دوم و سوم) با استفاده از تعریف جایگزین متغیر وابستۀ پژوهش را نمایش میدهد که مطابق با نتایج پژوهش است.
استفاده از الگو با اثرات ثابت برای تخمین الگوهای رگرسیونی میتواند اثر عوامل حذفشدۀ خاص شرکت را کنترل کند که نامعتبر در طول زمان هستند؛ اما قدرت برآوردکنندگی الگو را بهشدت کاهش میدهد [22]؛ بنابراین، الگوهای پژوهش با خطایمعیار خوشهبندیشده (کلاستر پنل) نیز برازش شد. نتایج برآورد آزمون فرضیههای اصلی با روش کلاستر پنل در نگارۀ (8) با نتایج آزمون اصلی مطابقت دارد.
نگارۀ7- نتایج آزمون حساسیت فرضیۀ دوم و سوم پژوهش
|
متغیر وابسته: رقابت در بازار محصول (شاخص هرفیندال- هرشمن) |
||||
|
فرضیۀ دوم |
فرضیۀ سوم |
|||
|
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
|
|
FCI |
038/0 |
98/1* |
041/0 |
09/2* |
|
dmark-up |
25/0- |
**87/4- |
217/0- |
*96/1- |
|
EXP |
|
|
027/0- |
36/0- |
|
dmark-up× EXP |
|
|
305/- |
50/1- |
|
CONOWN |
277/0 |
56/3* |
269/0 |
44/3* |
|
DEBT |
079/0- |
1- |
080/- |
01/1- |
|
∆DEBT |
906/0 |
17/14** |
908/0 |
20/14** |
|
INVE |
171/0 |
46/2* |
175/0 |
510/2 |
|
SIZE |
004/0 |
380/0 |
004/0 |
390/0 |
|
BUSY |
010/0 |
440/0 |
009/0 |
390/0 |
|
LOSS |
250/0 |
72/5** |
246/0- |
58/5-** |
|
AUDTYP |
020/0- |
840/0- |
020/0- |
850/0- |
|
Intercept |
164/0 |
05/7** |
169/1 |
08/7** |
|
Industry and year Dummy |
کنترل شد. |
|||
|
آماره F |
170/12 |
510/11 |
||
|
احتمال آماره F |
00/0 |
00/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
349/0 |
351/0 |
||
|
آزمون سوبل |
|
082/2 |
||
|
احتمال آماره سوبل |
|
037/0 |
||
|
*معناداری در سطح 95درصد ** معناداری در سطح 99درصد |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||
نگارۀ 8- برآورد الگوهای پژوهش با استفاده از رگرسیون با خطایمعیار خوشهبندیشده
|
متغیر وابسته: قیمتگذاری محصول |
متغیر وابسته: رقابت در بازار محصول |
|||||
|
فرضیۀ اول
|
فرضیۀ دوم
|
فرضیۀ سوم |
||||
|
ضریب |
آماره T |
ضریب |
آماره T |
ضریب |
آماره T |
|
|
FCI |
183/0 |
50/2* |
053/0 |
96/2* |
054/0 |
96/2* |
|
dmark-up |
|
|
320/0- |
*62/2- |
159/0 |
*30/2- |
|
EXP |
|
|
|
|
174/0- |
*51/2- |
|
dmark-up× EXP |
|
|
|
|
076/0- |
41/0- |
|
CONOWN |
023/0 |
930/0 |
108/0 |
86/1* |
106/0- |
830/1- |
|
DEBT |
011/0- |
450/0- |
185/0- |
80/2-* |
191/0- |
93/2-* |
|
∆DEBT |
002/0- |
100/0 |
079/0 |
520/1 |
076/0 |
510/1 |
|
INVE |
022/0 |
170/1 |
172/0 |
64/3* |
170/0 |
63/3** |
|
SIZE |
009/0 |
69/2* |
013/0 |
710/1 |
011/0- |
50/1- |
|
BUSY |
010/0 |
480/1 |
015/0 |
940/0 |
013/0 |
860/0 |
|
LOSS |
029/0- |
76/2-* |
183/0- |
56/5-** |
180/0- |
58/5-** |
|
AUDTYP |
003/0- |
480/0- |
015/0 |
720/0 |
013/0 |
640/0 |
|
Intercept |
049/0 |
980/0 |
145/0 |
240/1 |
128/0 |
110/1 |
|
Industry and year Dummy |
کنترل شد. |
|||||
|
آماره F |
700/6 |
160/14 |
070/14 |
|||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
00/0 |
00/0 |
|||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
136/0 |
220/0 |
227/0 |
|||
|
آزمون سوبل |
|
89/1 |
|
|||
|
احتمال آماره آزمون سوبل |
|
05/0 |
|
|||
|
*معناداری در سطح 95درصد ** معناداری در سطح 99درصد |
||||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||
نتیجهگیری
رقابت در بازار محصول ازجمله دلایل اصلی بقای کسب و کار شرکتها و تأثیر آنها در رونق اقتصادی کشور است. محدودیت مالی ازجمله عوامل مهم مؤثر بر رقابت در بازار محصول است. در بیشتر تصمیمهای مدیریتی و مالی، محدودیتهای مالی از عوامل مهم و مؤثر در تصمیمگیری بهشمار میآید و توجه به این معیار از اهمیت خاصی برخوردار است. انتظار میرود که کمبود منابع مالی، توانایی بنگاههای اقتصادی برای رقابت در بازار محصول کاهش مییابد. از سوی دیگر، تا زمانی که شرکتها در تأمین مالی سرمایهگذاریهای خود دچار محدودیت میشوند، مدیر برای جبران مصارف شرکت سعی در افزایش قیمت محصول دارند؛ بنابراین، افزایش قیمت محصول بهدلیل ازدستدادن مشتریان مانع توان رقابتی در بازار محصول میشود [30].
نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش نشان میدهد بین محدودیت مالی و قیمتگذاری بالای محصول رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. بدینمعنی که مدیران با محدودیت مالی، ابزارهایی مانند افزایش قیمت محصول را اعمال میکنند. بدینصورت که با افزایش قیمت محصول، جریان وجوه نقد شرکت افزایش مییابد تا توانایی شرکت را برای پرداختن تعهدات و همچنین، نیاز شرکت برای تأمین مالی را برآورده سازند. بر این اساس، فرضیۀ «در شرکتهای با محدودیت مالی بیشتر، قیمت محصول بیشتر از شرکتها با محدودیت مالی کمتر است» رد نمیشود و نتایج بهدستآمده با پژوهش لیو و همکاران [30] مطابقت دارد. نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش نشان میدهد متغیر قیمتگذاری در بازار محصول بر رابطه بین محدودیت مالی و رقابت در بازار محصول تأثیری میانجی دارد. بدینترتیب، هنگامی که شرکتها با دسترسی کمتر به منابع داخلی و خارجی برای استفاده از فرصتهای سرمایهگذاری، در تلاش هستند که برای جبران کمبود منابع مالی، ابزارهای مختلفی از قبیل افزایش قیمت محصول بهکار گیرند که این قیمتگذاری در سطح بالا به کاهش توان رقابتی واحد تجاری منجر میشود که مطابق با پژوهش لیو و همکاران [30] است. در نهایت نتایج فرضیۀ سوم حاکی از عدمتأثیر تعدیلگر متغیر چرخههای تجاری بر نقش میانجی متغیر قیمتگذاری محصول بر رابطه بین محدودیتهای مالی و رقابت در بازار محصول است که برخلاف مبانی نظری پژوهش و پژوهش لیو و همکاران [30] است. بهعبارتی، شرکتهای ایرانی رفتار قیمتگذاری خود را در طی چرخههای تجاری تغییر ندادهاند و عملاً در دوران رکود نسبت به رونق تغییری در قیمتها برای جبران محدودیت مالی بهدلیل ازبینرفتن مزیت رقابتیشان انجام نمیدهند.
این پژوهش دارای چند پیشنهاد کاربردی است؛ اول، سازمان بورس و اوراق بهادر بهعنوان نهاد قانونگذار در راستای کاهش محدودیت مالی میباید در تدوین قوانین و مقررات مربوط به حاکمیت شرکتی و انجام امور نظارتی توجه بیشتری را به شرکتهایی معطوف دارد که در صنایع رقابتی فعالیت میکنند. دوم، دولت با اتخاذ تدابیری ازطریق راهبردهایی برای افزایش میزان رقابت در بازار محصولهای شرکتهای ایرانی در سطح داخلی و بینالمللی باعث کاهش محدودیت مالی شود. علاوه بر این، سرمایهگذاران، اعتباردهندگان و تحلیلگران بازار سرمایه باید به موضوع محدودیت مالی توجه ویژهای کنند؛ چراکه محدودیت مالی موجب رقابت کمتر در بازار محصول میشود و احتمال نکول وام افزایش مییابد.
ازجمله محدودیتهای این پژوهش، عدمامکان سنجش برخی متغیرهای کنترلی مطابق با پژوهشهای معتبر خارجی بهخاطر دردسترسنبودن اطلاعات آنها در محیط پژوهشی کشور است. محدودیت دیگر این پژوهش، بحث تورم در سالهای مورد بررسی پژوهش است که ممکن است نتایج این پژوهش را دچار مشکل کند. برای انجام پژوهشهای آتی موضوعهای زیر پیشنهاد میشود:
20- Almeida, H., & Campello, M. (2010). Financing frictions and the substitution between internal and external funds. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 45(3), 589-622., 45, 589-622.
21- Baggs, J., & De Bettignies, J. E. (2007). Product market competition and agency costs. The Journal of Industrial Economics, 55(2), 289-323.
22- Ball, R., Jayaraman, S. & Shivakumar, L. (2012). Audited financial reporting and voluntary disclosure as complements: a test of the confirmation hypothesis. Journal of accounting and economics, 53 (2), 136-166.
23- Bernini, M., & Montagnoli, A. (2017). Competition and financial constraints: a two-sided story. Journal of International Money and Finance, 70, 88-109.
24- Billett, M. T., Esmer, B., & Yu, M. (2018). Creditor control and product-market competition. Journal of Banking & Finance, 86, 87-100.
25- Bolton, P., and D. S. Scharfstein. (1990). “A Theory of Predation Based on Agency Problems in Financial Contracting.” American Economic Review 80 (1): 93–106.
26- Campello, M. (2003). Capital structure and product markets interactions: evidence from business cycles. Journal of Financial Economics, 68(3), 353-378.
27- Chalioti., E. & Serfes, K. (2017). Strategic incentives for innovations and market competition. International Journal of Industrial Organization, Vol. 52, Pp. 427-449.
28- Fresard, L. (2010). Financial strength and product market behavior: The real effects of corporate cash holdings. The Journal of finance, 65(3), 1097-1122.
29- Gautam, V., & Vaidya, R. (2014). Growth and finance constraints in Indian manufacturing firms. Applied Financial Economics, 24(1), 31-40.
30- Liu, D., Li, S., He, H., & Yao, S. (2017). Financial constraints and product market competition across business cycles: evidence from China’s manufacturing industry. Journal of Chinese Economic and Business Studies, 15(1), 59-80.
31- Liu, M, M. (2007). Financial Constrations and firm cash holding . PHD dissertation, University of Utah, pp, 523-542.
32- Mohammadrezaei, F., Mohd–Saleh, N., & Banimahd, B. (2012). Political economy of corporate governance: the case of Iran. International Journal of Business Governance and Ethics, 7(4), 301-330.
33- Petersen, M.A. (2009). Estimating standard errors in finance panel data sets: comparing approaches. The Review of Financial Studies, 22(1), 435-480.
34- Shleifer, A., Vishny, R., (1997). A survey on corporate finance. Journal of Finance 52, 737-783.
35- Valta, P. (2012). “Competition and the Cost of Debt.” Journal of Financial Economics, 105 (3): 661–682.
36- Wang, H., Li, Q., & Chen, Y. (2015). Earnings management, business cycle, and product market competition. China Journal of Accounting Studies, 3(2), 136-157.
)
