The Relationship between Managers’ Overconfidence and Dividend Stickiness: The Moderating Role of Catering Incentives

Document Type : Original Article

Author

Associate Professor, Department of Accounting, Faculty of Economics and Social Sciences, Bu-Ali Sina University, Hamadan, Iran.

Abstract

The phenomenon of dividend stickiness has recently attracted significant attention from researchers. However, limited domestic studies are addressing this issue. This study aims to better understand the various aspects of this phenomenon by examining the relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness, as well as the effect of firms' catering incentives on this relationship. Utilizing data from 143 firms listed on the Tehran Stock Exchange between 2012 and 2023 (1,716 observations), this research employs a Logit regression approach with the maximum likelihood estimator, controlling for fixed effects of years and industries. The findings confirm the existence of dividend stickiness and reveal a positive and significant relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness. Furthermore, the results indicate that an increase in firms' catering incentives weakens this relationship. Robustness tests, which include controls for macroeconomic variables and the impact of the COVID-19 pandemic using the ordered logit model and an alternative measure for the moderating variable, support the main findings and align with the concepts proposed in the Catering theory.
Introduction
Building upon Lintner's (1956) seminal research on dividend stickiness, various researchers have extensively explored this phenomenon (Lintner, 1956; Brav et al., 2005). Three primary explanations have been proposed to account for this phenomenon. First, dividends serve as a channel for transmitting a firm's private information (Guttman et al., 2010; Baker et al., 2016). Second, firms with stronger regulatory mechanisms or those exposed to greater agency conflicts tend to smooth dividends more (Leary & Michaely, 2011; Javakhadze et al., 2014). Third, investor preference for dividend payments encourages managers to cater to shareholders by providing dividends (Larkin et al., 2017). However, empirical evidence remains limited regarding how much differences in dividend stickiness among firms can be attributed to managerial beliefs (Deshmukh et al., 2013; Wrońska-Bukalska, 2018). Consequently, the present study aims to investigate the dividend stickiness phenomenon in Iranian firms, examine the relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness, and assess the impact of catering incentives on the relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness.
Methods & Material
Data collection for this study was conducted using the Rahvard Novin database, the Codal website, and the Central Bank of Iran. Data analysis was performed using Stata software. The research models were estimated via Logit regression with the maximum likelihood estimator, controlling for fixed effects of years and industries. To address potential heteroscedasticity and correlation among error terms, cluster-robust standard errors were applied at the firm level. To ensure robustness to model specification and the moderator variable’s definition, robustness tests were conducted using the Ordered-Logit regression with a decile-ranked dependent variable, and the moderator variable was calculated differently. The study's population consists of 143 firms during 2012-2023 (1,716 firm-years) across 11 industries. Data from the previous three periods (2009-2011) were used to assess the values of some variables. To handle outliers, all continuous variables were winsorized at the 1st and 99th percentiles.
Findings
The results of this study reveal a positive and significant coefficient for the variable H_Capex, indicating that firms with high capital expenditures are more likely to exhibit dividend stickiness compared to other firms. Additionally, the positive and significant coefficient of the Over_Invest variable suggests that firms displaying over-investment behavior are more prone to dividend stickiness. These findings demonstrate a positive and significant relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness, confirming that the first hypothesis of the research is not rejected. Furthermore, the negative and significant coefficient of the H_Capex×DP_firm indicates that an increase in catering incentives weakens the positive relationship between high capital expenditures and dividend stickiness. Similarly, the negative and significant coefficient of the Over_Invest×DP_firm shows that an increase in catering incentives weakens the positive relationship between over-investment and dividend stickiness. These results suggest that an increase in catering incentives mitigates the relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness, leading to the non-rejection of the second hypothesis. The research findings remain robust when controlling for the effects of macroeconomic variables, the impact of the COVID-19 pandemic, the use of the ordered logit model, and an alternative measure for moderating variable.
Conclusion & Results
The phenomenon of dividend stickiness has garnered attention from researchers in recent years, yet despite its significance, it has received limited attention in domestic research. This study investigates the existence of dividend stickiness in Iranian firms, examines the relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness, and assesses the impact of catering incentives on this relationship. The research findings demonstrate that dividend stickiness is prevalent among Iranian firms, aligning with the findings of Beshkooh and Moharram Khani (2020). Furthermore, the results indicate that the phenomenon of dividend stickiness is more observable in firms with overconfident managers and that the relationship between managers' overconfidence and dividend stickiness weakens with an increase in catering incentives. These results, consistent with the findings of Baker and Wurgler (2004) and Lin and Yu (2023), align with the concepts proposed in the catering theory.
 
 
 
 

Keywords

Main Subjects

Full Text

 

به دنبال پژوهش لینتر (1956) در رابطه با چسبندگی سود نقدی[1]، این موضوع به ‌طور گسترده توسط سایر پژوهشگران بررسی شد (Lintner, 1956; Brav et al., 2005) و سه توضیح برای تبیین این پدیده ارائه شد. نخست، سود نقدی ممکن است به ‌عنوان کانالی برای انتقال اطلاعات خصوصی شرکت در نظر گرفته شود (Guttman et al., 2010; Baker et al., 2016). دوم، شرکت‌هایی که سازوکارهای نظارتی قوی‌تری دارند یا در معرض تضادهای نمایندگی بیشتری هستند، سود نقدی را بیشتر هموار می‌کنند (Leary & Michaely, 2011; Javakhadze et al., 2014) و سوم، ترجیح سرمایه‌گذاران برای دریافت سود نقدی، مدیران را به پذیرایی از سهامداران در قالب پرداخت سود تشویق می‌کند (Larkin et al., 2017)؛ با این ‌حال، در رابطه با اینکه تفاوت در چسبندگی سود نقدی در بین شرکت‌ها ممکن است ناشی از باورهای مدیریتی[2] باشد، شواهد تجربی اندکی وجود دارد (Deshmukh et al., 2013 Wrońska-Bukalska, 2018). بررسی اثر بیش‌اطمینانی مدیران[3] بر چسبندگی سود نقدی به سه دلیل دارای اهمیت است. نخست، دیدگاهی متفاوت را نسبت به کاهش سود نقدی توسط مدیران بیش‌اطمینان ارائه می‌دهد. برای نمونه، کوردیرو (2009) بیان می‌کند مدیران بیش‌اطمینان کمتر به پرداخت سود نقدی تمایل دارند؛ زیرا آنان باور دارند می‌توانند با سرمایه‌گذاری در پروژه‌های شرکت، بازده بیشتری کسب کنند (Cordeiro, 2009). همچنین، به باور دشموک و همکاران (2013)، مدیران بیش‌اطمینان تأمین مالی برون‌سازمانی را پرهزینه می‌دانند و با کاهش در پرداخت سود نقدی، از وجوه موجود برای تأمین مالی پروژه‌های شرکت بهره می‌برند (Deshmukh et al., 2013). در مقابل، کیم و کیم (2019) عقیده دارند مدیران بیش‌اطمینان به دلیل باورمندی به بازدهی پروژه‌های شرکت، بیش از سایر مدیران به پرداخت سود نقدی تمایل دارند (Kim & Kim, 2019)؛ با ‌وجود این، پژوهش‌های بالا در توضیح سازوکار تعدیل سود نقدی در راستای دست‌یابی به سود نقدی هدف، ناکام مانده‌اند (Lin & Yu, 2023). دوم، با آنکه ادبیات اخیر بیانگر تشدید علاقۀ مجدد به توضیح پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در بین پژوهشگران است، شواهد تجربی اندکی برای ارزیابی توضیح‌های جایگزین برای تشریح این پدیده وجود دارد (Leary & Michaely, 2011; Lambrecht & Myers, 2012; Wu, 2018; Balli et al., 2022). دلیل سوم نتایج مجموعه‌ای از پژوهش‌های اخیر است که نشان می‌دهد رفتار چسبندگی سود نقدی منعکس‌کنندۀ ترجیحات سرمایه‌گذاران[4] است. به ‌بیان‌ دیگر، شرکت‌ها میزان و نحوۀ توزیع سود نقدی را برای انطباق با تقاضای سرمایه‌گذاران تغییر می‌دهند (Brav et al., 2005 Larkin et al., 2017; ). با وجود اهمیت موضوع، در پژوهش‌های داخلی شواهد تجربی ویژه‌ای دربارۀ رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی گزارش نشده است. این پژوهش با بررسی این موضوع که چگونه مدیران بیش‌اطمینان سود نقدی را در پاسخ به تغییرات سود شرکت و انتظارات سرمایه‌گذاران تعدیل می‌کنند، پوشش‌دهندۀ خلأ در پژوهش‌های پیشین است.

بنابراین، اهداف پژوهش حاضر شامل بررسی وجود پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در شرکت‌های ایرانی، بررسی رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و نیز بررسی تأثیر انگیزۀ‌ پذیرایی بر رابطۀ بیش‌اطمینانی مدیران با چسبندگی سود نقدی هستند. در ادامه، به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین اشاره می‌شود، روش پژوهش و یافته‌ها ارائه می‌شوند و در پایان، بخش نتیجه‌گیری ارائه می‌شود.

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

ویژگی‌های مدیران بر تصمیم‌های شرکت در حوزه‌های تأمین مالی، سرمایه‌گذاری و عملیاتی تأثیرگذار هستند. مدیران بیش‌اطمینان باور دارند از توانایی‌های بیشتری برخوردار هستند؛ از این رو، دقت خود را بیش از واقع ارزیابی می‌کنند و مخاطرۀ پروژه‌ها را دست‌کم می‌گیرند (Lin & Yu, 2023). ترس از جرایم احتمالی بازار سرمایه، مدیران بیش‌اطمینان را از دنبال کردن پروژه‌های سرمایه‌گذاری‌های منفعت‌طلبانه بازمی‌دارد و از آنجا که مدیران بیش‌اطمینان، وجوه برون‌سازمانی را نسبت به منابع داخلی پرهزینه می‌دانند، تأمین مالی برون‌سازمانی را در شرکت محدود می‌کنند (Malmendier & Tate, 2005). برای مثال، در شرکت‌هایی با مدیران بیش‌اطمینان، حجم سرمایه‌گذاری‌ها تابعی از جریان‌های نقدی درون‌سازمانی است و این شرکت‌ها بدهی‌های بلندمدت بیشتری دارند، بیشتر به بازخرید سهام مبادرت می‌کنند و سود نقدی کمتری می‌پردازند (Ben-David et al., 2013). افزون بر آن، شرکت‌هایی که مدیران بیش‌اطمینان دارند، بیشتر به دنبال نوآوری و سرمایه‌گذاری در فعالیت‌های نوآورانه هستند (Galasso & Simcoe, 2011; Hirshleifer et al., 2012). در رابطه با تأثیر بیش‌اطمینانی مدیران بر تصمیم‌های تأمین مالی، موضوع مهم اولویت‌بندی منابع موجود برای تأمین مالی پروژه‌های شرکت است. مدیران بیش‌اطمینان به ‌طور ‌معمول از طریق صدور سهام، تأمین مالی نمی‌کنند و بر منابع نقدی درون‌سازمانی تکیه می‌کنند (Malmendier & Tate, 2005). همچنین، در راستای تأمین مالی، مدیران بیش‌اطمینان به ‌احتمال ‌زیاد دریافت اعتبارات را به صدور سهام ترجیح می‌دهند؛ زیرا معتقد هستند در بازار سرمایه، سهام شرکت کمتر از واقع ارزش‌گذاری خواهد شد (Malmendier et al., 2011). افزون بر آن، مدیران بیش‌اطمینان بازپرداخت بدهی‌های جاری را کم‌هزینه‌تر از مقادیر واقعی تلقی می‌کنند و در نتیجه، سررسیدی کوتاه‌تر برای بدهی‌ها در نظر می‌گیرند (Huang et al., 2016; Lin et al., 2022). در مقابل، از آنجا که مدیران بیش‌اطمینان در رابطه با جریان‌های نقدی آتی شرکت بیش ‌از ‌واقع مطمئن هستند، ممکن است سررسید بدهی‌ها را افزایش دهند و از بدهی‌های بلندمدت برای تأمین مالی بهره ببرند (Zhao et al., 2020; Ben-David et al., 2013 ). پژوهش‌های پیشین تأثیر بیش‌اطمینانی مدیران بر گزارشگری مالی و پرداخت سود نقدی را نیز بررسی کرده‌اند. برای نمونه، مدیران بیش‌اطمینان زیان‌ها را با تأخیری بیشتر شناسایی می‌کنند و از محافظه‌کاری حسابداری کمتر بهره می‌برند (Ahmed & Duellman, 2013). مدیران بیش‌اطمینان پیش‌بینی‌ها را بیشتر و دقیق‌تر از سایر مدیران انجام می‌دهند (Hribar & Yang, 2016). یافته‌های کوردیرو (2009) و دشموک و همکاران (2013) نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ منفی بین بیش‌اطمینانی مدیران و نسبت سود نقدی پرداختی است (Cordeiro, 2009; Deshmukh et al., 2013)؛ در حالی‌ که نتایج مطالعۀ کیم و کیم (2019) بیانگر اثر مثبت بیش‌اطمینانی مدیران و بر نسبت سود نقدی است (Kim & Kim, 2019).

براو و همکاران (2005) دریافتند مدیران تمایل چندانی به کاهش سود نقدی ندارند (Brav et al., 2005). برای توضیح این رفتار مدیران، سه نظریۀ علامت‌دهی، نمایندگی و پذیرایی[5] مطرح شده‌اند. مطابق نظریۀ علامت‌دهی، استدلال می‌شود شرکت‌ها با نحوۀ اعلام و پرداخت سود نقدی، در واقع اطلاعات خصوصی شرکت را منعکس می‌کنند (Guttman et al., 2010; Baker et al., 2016). برای نمونه، دارندگان اوراق قرضه و سهامداران افزایش سود نقدی را به ‌عنوان نشانه‌ای از عملکرد مالی آتی مساعد شرکت تفسیر می‌کنند (Handjinicolaou & Kalay, 1984; Benartzi et al., 1997) و هرچه جریان عایدی و سود نقدی شرکت پایدارتر باشد، در زمان کاهش سود نقدی ناشی از زیان، بازار واکنش منفی شدیدتری نشان می‌دهد (Charitou et al., 2011). بر اساس نظریۀ نمایندگی، ادعا می‌شود شرکت‌هایی که از مشکلات نمایندگی بیشتری رنج می‌برند، تمایل پیدا می‌کنند سود نقدی را به صورت هموارتر پرداخت کنند. مطابق این نظریه، تضاد منافع بین مدیران و سهامداران باعث می‌شود مدیران بیش‌اطمینان برای حفظ و افزایش سود نقدی تلاش کنند تا اعتماد سهامداران را حفظ کنند (Grullon et al., 2005; Chen et al., 2023). برای مثال، شرکت‌هایی که سازوکار نظارتی قوی‌تری دارند یا در معرض مشکلات نمایندگی شدیدتری هستند، سود سهام را بیشتر هموار می‌کنند (Leary & Michaely, 2011). در مقابل، شرکت‌ها با ساختارهای مالکیت بسیار متمرکز و حاکمیت شرکتی مؤثر سود سهام را کمتر هموار می‌کنند (Javakhadze et al., 2014). مطابق نظریۀ پذیرایی، استدلال می‌شود زمانی که تقاضای بازار برای سود نقدی بیشتر است، شرکت‌ها به ‌احتمال بیشتر سود را به ‌صورت نقدی پرداخت می‌کنند یا میزان آن را افزایش می‌دهند. به ‌بیان ‌دیگر، زمانی که سرمایه‌گذاران سود سهام را ترجیح می‌دهند، مدیران به خواسته‌های سرمایه‌گذاران پاسخ مثبت می‌دهند و از کاهش سود نقدی اجتناب می‌کنند. بر این اساس، بیش‌اطمینانی مدیران نه فقط بر تخمین جریان‌های نقدی آتی، بلکه بر تصمیم‌های راهبردی شرکت نیز تأثیر می‌گذارد. مدیران بیش‌اطمینان معتقد هستند تصمیم‌هایشان همیشه به نتایج مثبت منجر خواهند شد؛ بنابراین، حتی در شرایط نامطلوب اقتصادی یا مالی، تمایلی به کاهش سود نقدی ندارند (Baker & Wurgler, 2004). برای نمونه، شرکت‌ها حتی برای پرداخت سود نقدی ممکن است سرمایه‌گذاری در برخی از پروژه‌های ارزشمند را کنار بگذارند (Brav et al., 2005) و مقادیر توزیع سود نقدی را مطابق ترجیحات سرمایه‌گذاران تنظیم می‌کنند (Larkin et al., 2017; Balli et al., 2022). مدیران بیش‌اطمینان معتقد هستند سهام شرکت کمتر از واقع ارزش‌گذاری می‌شود؛ بنابراین، ممکن است آنان توزیع سود نقدی را کاهش دهند تا برای سرمایه‌گذاری‌های آتی، منابع داخلی انباشته شوند (Cordeiro, 2009; Deshmukh et al., 2013). با بسط دیدگاه بالا، دو دیدگاه دربارۀ رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی مطرح شده‌اند (Lin & Yu, 2023). نخست، مدیران بیش‌اطمینان تمایل دارند با به‌کارگیری منابع درون‌سازمانی، سود نقدی را در طول زمان به ‌صورت هموار پرداخت کنند. با افزایش سود شرکت، مدیران بیش‌اطمینان سود نقدی را کمتر از سایر مدیران افزایش می‌دهند و در زمان کاهش سود، به ‌احتمال ‌زیاد سود نقدی را کاهش می‌دهند تا وجوهی بیشتر را برای نیازهای سرمایه‌گذاری آتی حفظ کنند. بر این اساس، بیش‌اطمینانی مدیران به کاهش چسبندگی سود نقدی منجر می‌شود. مطابق دیدگاه دوم، از آنجا که مدیران بیش‌اطمینان فکر می‌کنند اطلاعاتی محرمانه و دقیق‌تر نسبت به همتایان خود دارند، ممکن است جریان‌های نقدی آتی شرکت را بیش ‌از واقع برآورد کنند (Deshmukh et al., 2013). افزون بر آن، مدیران بیش‌اطمینان در رابطه با میزان ارزش و بازدهی که می‌توانند برای شرکت ایجاد کنند، توانایی خود را بیش از واقع ارزیابی می‌کنند (Malmendier & Tate, 2005). نکته‌ای مهم که باید به آن توجه داشت این است که رفتار بیش‌اطمینانی از سوگیری انتخابی خودانتسابی[6] ناشی می‌شود که طبق آن، موفقیت‌ها به مهارت فرد و شکست‌ها به بدشانسی او نسبت داده می‌شوند. بر این اساس، به‌ احتمال ‌زیاد مدیران بیش‌اطمینان کاهش سود را به ‌عنوان یک پدیدۀ موقت تلقی می‌کنند (Gervais & Odean, 2001). لین و یو (2023) مفهوم سوگیری انتخابی خودانتسابی را به مقولۀ چسبندگی سود نقدی مرتبط می‌دانند و باور دارند مدیران بیش‌اطمینان با آنکه در پاسخ به افزایش سود شرکت، سود نقدی را افزایش و در پاسخ به کاهش سود شرکت، سود نقدی را کاهش می‌دهند، در این فرآیند، اندازۀ افزایش بیش از میزان کاهش است و نوعی ناقرینگی در این پدیده وجود دارد که بیانگر چسبندگی سود نقدی است. در واقع، در این فرآیند، مدیران بیش‌اطمینان انتظارات خوش‌بینانۀ خود از عملکرد آتی شرکت را منعکس می‌کنند. در نهایت، مدل‌های مالی و اقتصادی نشان می‌دهند مدیرانی که بیش‌اطمینان هستند، جریان‌های نقدی آتی را با خوش‌بینی بیشتری پیش‌بینی می‌کنند و سود نقدی را به ‌گونه‌ای تنظیم می‌کنند که نشان‌دهندۀ ثبات و افزایش مداوم باشد. به ‌بیان ‌دیگر، مطابق دیدگاه دوم، انتظار می‌رود بیش‌اطمینانی مدیران چسبندگی سود نقدی را افزایش ‌دهد (Lin & Yu, 2023)؛ بنابراین، فرضیۀ اول پژوهش به‌ صورت زیر تنظیم شده است:

فرضیۀ اول: بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی رابطه‌ای مثبت و معنادار وجود دارد.

از سوی دیگر، وجود انگیزه‌های پذیرایی[7] از سهامداران در قالب سود نقدی ‌میل مدیران به کاهش سود نقدی را کنترل می‌کند. با افزایش انگیزۀ پذیرایی، مدیران بیشتر به پرداخت سود نقدی تمایل نشان می‌دهند؛ زیرا این اقدام می‌تواند اعتماد و رضایت سهامداران را افزایش دهد. به ‌بیان ‌دیگر، زمانی که سرمایه‌گذاران تقاضایی بیشتر برای دریافت سود نقدی دارند، مدیران بیش‌اطمینان نیز از کاهش آن اجتناب می‌کنند تا از پاسخ منفی بازار و کاهش قیمت سهام شرکت جلوگیری کنند (Baker & Wurgler, 2004) ؛ با این‌ حال، در شرکت‌هایی که سرمایه‌گذاران تقاضایی کمتر برای دریافت سود نقدی دارند و در نتیجه، انگیزه‌های پذیرایی ناچیز هستند، مدیران با شدتی بیشتر سود نقدی را هموار می‌کنند. تمایل به پرداخت سود نقدی ممکن است از تداوم بیش‌اطمینانی مدیران جلوگیری کند؛ زیرا مدیران مجبور می‌شوند منابع داخلی را برای پرداخت سود نقدی به ‌کار گیرند. در این شرایط، مدیران نمی‌توانند سود نقدی را به ‌طور هموار یا در کمترین سطح نگه‌ دارند؛ زیرا به پاسخگویی به انتظارات سهامداران نیاز دارند. این امر ممکن است چسبندگی سود نقدی را کاهش دهد؛ زیرا مدیران برای تأمین نیازهای نقدی شرکت و افزایش اعتبار خود نزد سهامداران، مجبور به کاهش و افزایش‌های پی‌درپی سود نقدی می‌شوند؛ بنابراین، انتظار می‌رود در شرکت‌هایی که از انگیزه‌های پذیرایی بیشتری برخوردار هستند، اثر بیش‌اطمینانی مدیران بر چسبندگی سود نقدی ضعیف‌تر باشد (Lin & Yu, 2023). بر این اساس، فرضیۀ دوم پژوهش به صورت زیر ارائه می‌شود:

فرضیۀ دوم: با افزایش انگیزۀ پذیرایی، رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی تضعیف می‌شود.

در پژوهش‌های داخلی، در زمینۀ تأثیر بیش‌اطمینانی مدیران بر تصمیم‌های تأمین مالی، حسنی‌القار و رحیمیان (1397) دریافتند مدیران بیش‌اطمینان به استفاده از بدهی‌های جاری تمایل دارند و مخاطرۀ نقدشوندگی ناشی از این سیاست تأمین مالی، آنان را از این رفتار بازنمی‌دارد. بزرگ‌اصل و همکاران (1398) نشان دادند از آنجا که مدیران بیش‌اطمینان باور دارند سهام شرکت در بازار به ‌طور مناسب ارزش‌گذاری نمی‌شود، در مواقع لزوم به تأمین مالی برون‌سازمانی اقدام می‌کنند. یافته‌های تقی‌زاده خانقاه و بادآورنهندی (1399)، صفی‌پور افشار و رئیسی (1401) و ابراهیمی و همکاران (1401) بیانگر وجود رابطۀ مثبت و معنادار بین بیش‌اطمینانی مدیران و تأمین ‌مالی درون‌سازمانی است. در پژوهش‌های داخلی، عموماً مقولۀ چسبندگی هزینه‌ها در کانون توجه قرار گرفته و تعداد پژوهش‌های مرتبط به مفهوم چسبندگی سود نقدی انگشت‌شمار است. در این زمینه، دهقانی و همکاران (1397) دریافتند اندازۀ شرکت اثر کاهشی بر سرعت تعدیل سود نقدی دارد و نسبت اهرمی، فرصت‌های رشد و نوسان‌پذیری جریان وجوه نقد اثر افزایشی بر آن دارند و چسبندگی آن را تحت تأثیر قرار می‌دهند. افلاطونی (1398) نشان داد مدیران تواناتر کمتر به هموارسازی سود نقدی تمایل دارند و این موضوع به چسبندگی کمتری در سود نقدی منجر می‌شود. قدرتی و همکاران (1399) دریافتند رفتار چسبندۀ سود نقدی تحت تأثیر عواملی مانند تمرکز مالکیت، پاداش مدیران، نسبت بدهی و اندازۀ شرکت قرار دارد. نتایج پژوهش افلاطونی و نیکبخت (1399) نشان داد شرکت‌هایی که کیفیت سود بیشتری دارند، از توان بیشتر برای اجرای سیاست سود نقدی پایدار برخوردار هستند و در نتیجه، چسبندگی سود نقدی در آن‌ها بیشتر است. یافته‌های بشکوه و محرم‌خانی (1399) مؤید وجود پدیدۀ چسبندگی سود نقدی است. همچنین، آنان دریافتند این پدیده در شرکت‌های بالغ بیشتر رواج دارد و حضور مالکان نهادی و اعضای غیرموظف هیئت مدیره آن را تقلیل می‌دهد. همچنین، سجادی و بنابی‌قدیم (1402) نشان دادند جهت تأثیر چسبندگی هزینه روی چسبندگی سود نقدی در سطح عملیاتی و صنعت متفاوت است و نگهداشت نقدینگی موجب تضعیف رابطۀ بین چسبندگی هزینه و چسبندگی سود نقدی می‌شود.

 

روش پژوهش

در این پژوهش، از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین[8]، سایت کدال[9] و سایت بانک مرکزی[10] برای گردآوری داده‌ها استفاده شده و نرم‌افزار استاتا[11] برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها به ‌کار رفته است. برای برازش مدل‌های پژوهش، ضمن کنترل اثرات ویژۀ سال‌ها و صنایع، از رگرسیون لوجیت[12] با برآوردگر بیشینۀ درست‌نمایی[13] استفاده شده است. به ‌منظور کنترل اثر ناهمسانی واریانس و همبستگی احتمالی[14] جملۀ خطای مدل‌ها در سنجش خطای استاندارد ضرایب، تصحیح خوشه‌ای در سطح شرکت‌ها[15] به ‌کار رفته است. در بخش آزمون‌های استحکام، برای اطمینان از حساس نبودن نتایج پژوهش به وضعیت کلان اقتصادی و بحران همه‌گیری کووید [16]19، اثر تورم و تولید ناخالص داخلی کنترل‌ شده و نتایج پژوهش در سال‌های شیوع این بیماری (1400-1399) و سایر سال‌ها مقایسه شده است. همچنین، برای اطمینان از مستحکم بودن نتایج نسبت به شیوۀ برازش مدل‌ها و نحوۀ تعریف متغیر تعدیل‌گر، ضمن تعریف و محاسبۀ متغیر وابسته به ‌صورت یک متغیر با مقیاس رتبه‌ای، از رگرسیون لوجیت رتبه‌ای[17] استفاده شده و متغیر تعدیل‌گر نیز به شیوه‌ای متفاوت سنجیده شده است. جامعۀ آماری پژوهش از تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ 1402-1391 تشکیل شده است که پایان سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفندماه هر سال باشد و در طول دورۀ بررسی، تغییر سال مالی نداشته باشند، از شرکت‌های فعال در صنایع بیمه‌ای، بانکی، سرمایه‌گذاری مالی، هلدینگ‌ها و لیزینگ‌ها نباشند و در طول دورۀ تتحت مطالعه، داده‌های آن‌ها به ‌طور کامل در دسترس باشد. با اعمال شرایط بالا، حجم مشاهدات به 143 شرکت (1716 سال ـ شرکت) رسیده است. همچنین، برای سنجش مقادیر برخی از متغیرها، از داده‌های سه دورۀ قبل (1390-1388) نیز استفاده شده است و برای کنترل اثر مشاهدات پرت، مقادیر تمام متغیرهای پیوسته، در صدک‌های 1 و 99، ویرایش[18] شده‌اند.

 

مدل‌ها و متغیرهای پژوهش

برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش، به‌ترتیب از مدل‌های (1) و (2) استفاده شده است:

مدل (1)

 

مدل (2)

 

 

 

که در آن،  چسبندگی سود نقدی،  بیش‌اطمینانی مدیران،  انگیزۀ پذیرایی و  بیانگر متغیرهای کنترلی است. مطابق فرضیۀ نخست پژوهش مبنی بر وجود رابطۀ مثبت و معنادار بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی، انتظار می‌رود در مدل (1)، ضریب متغیر بیش‌اطمینانی مدیران ( ) مثبت و معنادار باشد. افزون بر آن، بر اساس فرضیۀ دوم مبنی بر اثر تعدیل‌گر انگیزۀ پذیرایی بر رابطۀ مثبت بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی، پیش‌بینی می‌شود در مدل (2)، ضریب متغیر تعاملی بیش‌اطمینانی مدیران در انگیزه‌های پذیرایی ( ) منفی و معنادار باشد. در ادامه، تعریف عملیاتی متغیرها ارائه شده است:

 

سنجه‌های متغیر وابسته: چسبندگی سود نقدی

در راستای نیل به اهداف سود نقدی، شرکت‌ها بیشتر تمایل دارند سود نقدی را افزایش دهند، نه کاهش. این ناقرینگی نشان‌دهندۀ بی‌میلی مدیران به کاهش سود نقدی و بیانگر چسبندگی آن است (Leary & Michaely, 2011; Lin & Lee, 2021). برای سنجش این ناقرینگی در سطح سال ـ صنعت، ابتدا با پیروی از لین و لی (2021) و لین و یو (2023) رابطۀ (1) محاسبه شده است (Lin & Lee, 2021; Lin & Yu, 2023):

 

رابطۀ (1)

 

 

که در آن،  و  به‌ترتیب تغییرات سود نقدی و تغییرات سود قابل تخصیص شرکت هستند. اندیس‌های  و  به‌ترتیب به آخرین تغییرات منفی (کاهشی) و مثبت (افزایشی) سود نقدی و سود قابل تخصیص شرکت در بازۀ زمانی چهار سال اخیر از  تا  اشاره دارند. رابطۀ (1) میزان ناقرینگی در تغییرات افزایشی و کاهشی سود نقدی را منعکس می‌کند و مقادیر منفی عبارت  بیانگر این نکته‌ است که میزان تغییرات سود نقدی در پاسخ به کاهش سود شرکت، از میزان تغییرات سود نقدی در پاسخ به افزایش سود شرکت، کمتر است. به ‌بیان ‌دیگر، مقادیر منفی عبارت  بیانگر چسبندگی سود نقدی و مقادیر مثبت آن نشان‌دهندۀ رفتار ضدچسبندگی است. بر این اساس، با پیروی از لین و یو (2023)، متغیر دوارزشی  تعریف شده است که به‌ازای مقادیر منفی ، مقدار 1 و به‌ازای سایر مقادیر، ارزش صفر دارد. در این حالت، از آنجا که متغیر وابسته از نوع دوارزشی است، مدل‌های (1) و (2) با رویکرد لوجیت معمولی و برآوردگر بیشینۀ درست‌نمایی برازش شده‌اند. همچنین، در بخش تحلیل‌های تکمیلی، برای ارائۀ یک سنجۀ رتبه‌ای از مفهوم چسبندگی سود نقدی (با نماد )، متغیر  در 1- ضرب و سپس، یک متغیر رتبه ـ دهکی[19] با مقادیر رتبه از صفر تا 9 ایجاد و نتیجه بر 10 تقسیم شده است (Lin & Yu, 2023). در این حالت، از آنجا که مقیاس متغیر وابسته از نوع رتبه‌ای است، مدل‌های پژوهش با رویکرد لوجیت رتبه‌ای و برآوردگر بیشینۀ درست‌نمایی برازش شده‌اند.

 

سنجه‌های متغیر مستقل: بیش‌اطمینانی مدیران

برای تعریف عملیاتی مفهوم بیش‌اطمینانی مدیران، از دو سنجه استفاده شده است. نخست، از آنجا که انتظار می‌رود مدیران بیش‌اطمینان مبالغی بیشتر صرف خرید دارایی‌های سرمایه‌ای کنند (Ahmed & Duellman, 2013)، یک متغیر دوارزشی (به نام مخارج سرمایه‌گذاری زیاد با نماد H_Capex) ایجاد شده است که زمانی که نسبت خالص مبالغ صرف‌‌شده برای خرید دارایی‌های ثابت به دارایی‌های ابتدای دوره از میانۀ این متغیر در هر سال ـ صنعت بیشتر (کمتر) باشد، مقدار 1 (مقدار صفر) دارد. برای ایجاد سنجۀ دوم، با پیروی از شراند و زچمن (2012)، در هر سال ـ صنعت، درصد رشد دارایی‌ها روی درصد رشد درآمد فروش‌ برازش می‌شود. مثبت بودن جملۀ خطای مدل بیانگر این نکته است که میزان سرمایه‌گذاری در دارایی‌ها بیش از مقدار بهینه است و این موضوع از بیش‌اطمینانی مدیران ناشی شده است (Schrand & Zechman, 2012). بر این اساس، یک متغیر دوارزشی (به نام بیش‌سرمایه‌گذاری با نماد Over_Invest) ایجاد شده است که به‌ازای مقادیر مثبت جملۀ خطا، مقدار 1 و به ازای سایر مقادیر، مقدار صفر دارد.

 

سنجه‌های متغیر تعدیل‌گر: انگیزۀ پذیرایی

به ‌منظور سنجش انگیزۀ شرکت‌ها برای پذیرایی از سهامداران در قالب سود نقدی، با پیروی از لین و یو (2023) ، ابتدا در هر سال با استفاده از رابطۀ (2)، تفاضل میانگین وزنی ـ ارزشی[20] فرصت‌های رشد (MTB)[21] بین شرکت‌هایی که سود نقدی پرداخت کرده و پرداخت نکرده‌اند، محاسبه شده است تا صرف سود نقدی (DP)[22] حاصل شود (Lin & Yu, 2023). در رابطۀ (2)،  ارزش بازار سهام شرکت j پرداخت‌کنندۀ سود نقدی در سال t،  مجموع ارزش بازار سهام تمام شرکت‌های پرداخت‌کنندۀ سود نقدی در سال t،  ارزش بازار سهام شرکت k که در سال t سود نقدی پرداخت نکرده و  مجموع ارزش بازار سهام تمام شرکت‌هایی است که در سال t، سود نقدی توزیع نکرده‌اند.

رابطۀ (2)

 

 

مقادیر بزرگ‌تر  بیانگر تقاضای بیشتر برای سود نقدی از سوی سهامداران هستند و مدیران را به اجتناب از کاهش سود ناشی از مشوق‌های پذیرایی سوق و انگیزۀ پذیرایی را افزایش می‌دهند (Baker & Wurgler, 2004; Lin & Yu, 2023). در ادامه، متغیر مجازی (DP_firm) تعریف شده است که به‌ازای مقادیر مثبت ، ارزش 1 (شرکت‌ها با انگیزۀ پذیرایی) و به‌ازای سایر مقادیر ، ارزش صفر (شرکت‌ها بدون انگیزۀ پذیرایی) دارد. همچنین، به‌ منظور در اختیار داشتن یک معیار جایگزین از انگیزۀ پذیرایی برای تحلیل‌های تکمیلی، ابتدا مقدار میانگین فرصت‌های رشد (MTB) در سطح هر سال ـ صنعت، محاسبه شده و سپس، در هر صنعت، تفاضل این مقدار بین شرکت‌هایی که سود نقدی پرداخت کرده و پرداخت نکرده‌اند، محاسبه شده است تا صرف سود نقدی در سطح سال ـ صنعت ( ) به دست آید (Larkin et al., 2017). در پایان، متغیر مجازی (DP_ind) تعریف شده است که به‌ازای مقادیر مثبت ، ارزش یک و به‌ازای سایر مقادیر ، ارزش صفر دارد.

 

متغیرهای کنترلی

در مدل‌های (1) و (2)، نماد  به ده متغیر کنترلی اشاره دارد که با پیروی از لین و یو (2023) و برای لحاظ کردن اثر ویژگی‌های ویژۀ شرکت‌ها، ناقرینگی اطلاعاتی[23] و هزینه‌های نمایندگی[24] بر متغیر وابسته، لحاظ شده‌اند (Lin & Yu, 2023). ویژگی‌های ویژۀ شرکت‌ها شامل اندازۀ شرکت، Size (لگاریتم کل دارایی‌ها در مبنای ده)، عمر شرکت، Ln(Age) (لگاریتم طبیعی سال‌های عمر شرکت از زمان تأسیس)، فرصت‌های رشد، MTB (نسبت مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهی‌ها بر ارزش دفتری دارایی‌ها) و نسبت اهرمی، Lev (نسبت مجموع تسهیلات مالی دریافتی جاری و بلندمدت بر کل دارایی‌ها) هستند. شرکت‌هایی که اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات بیشتر و نوسان‌پذیری کمتر در سود خالص و بازده سهام دارند، از ناقرینگی اطلاعاتی کمتری برخوردار هستند (Harris & Raviv, 1991 O’Hara, 2003; )؛ بنابراین، معیارهای سنجش ناقرینگی اطلاعاتی شامل نسبت اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات به کل دارایی‌ها (Tangibility)، نوسان‌پذیری سود EarningsVolatility (انحراف معیار نسبت سود خالص به دارایی‌ها در سه سال اخیر) و نوسان‌پذیری بازده سهام ReturnVolatility (انحراف معیار بازده سهام در سه سال اخیر) هستند. شرکت‌هایی با جریان وجوه نقد آزاد (FCF)[25] مثبت، شرکت‌هایی سودآور که نسبت قیمت به سود کمتری دارند و شرکت‌هایی که سود نقدی کمتری توزیع می‌کنند، از هزینه‌های نمایندگی بیشتری برخوردار هستند (Lin & Yu, 2023). بر این اساس، سنجه‌های هزینۀ نمایندگی شامل متغیر دوارزشی جریان وجوه نقد آزاد مثبت DummyFCF، متغیر دوارزشی سودآوری و کمتر بودن نسبت قیمت به سود شرکت از میانۀ این نسبت در هر سال ـ صنعت (Cashcow) و نسبت سود نقدی به عایدی هر سهم (PayoutRatio) هستند. با پیروی از فالکندر و همکاران (2012)، جریان وجوه نقد آزاد معادل سود عملیاتی منهای هزینه‌های مالی و مالیات تقسیم بر کل دارایی‌ها است که در نهایت، منهای میانگین مخارج سرمایه‌ای در سطح صنعت شده است (Faulkender et al., 2012).

 

یافته‌های پژوهش

آماره‌های توصیفی

به ‌منظور ارائۀ نمایی کلی از شاخص‌های مرکزی و پراکندگی متغیرهای اصلی پژوهش، آماره‌های توصیفی در نگارۀ (1) ارائه شده‌اند.

نگارۀ 1. آماره‌های توصیفی

Table 1. Descriptive statistics

متغیرها

میانگین

انحراف معیار

کمینه

صدک 25

میانه

صدک 75

بیشینه

DS

1249/0-

9877/0

0378/6-

2351/0-

0342/0-

0375/0

2209/6

DSD

6220/0

4850/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

0000/1

DSR

4732/0

2984/0

0000/0

2000/0

5000/0

7000/0

9000/0

H_Capex

5398/0

4985/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

0000/1

Over_Invest

5072/0

4961/0

0000/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

Size

3695/6

8857/0

3469/4

7880/5

2556/6

9749/6

6159/8

Ln(AGE)

1753/3

2700/0

6391/2

9444/2

2189/3

4012/3

5553/3

MTB

4708/2

2271/1

5021/1

7524/1

1103/2

7165/3

8127/15

Leverage

1887/0

1604/0

0012/0

0513/0

1577/0

2924/0

7484/0

Tangibility

2477/0

1887/0

0016/0

0976/0

2030/0

3583/0

8386/0

EarningsVolatility

0634/0

0534/0

0011/0

0247/0

0594/0

0864/0

4083/0

ReturnVolatility

4516/0

4588/0

0010/0

1486/0

2883/0

5551/0

1205/2

DummyFCF

7064/0

4555/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

0000/1

Cashcow

4456/0

4971/0

0000/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

PayoutRatio

3300/0

5738/0

3078/0-

0904/0

2036/0

3414/0

5158/4

DP_firm

7373/0

4402/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

0000/1

DP_ind

5684/0

4954/0

0000/0

0000/0

0000/1

0000/1

0000/1

(منبع: یافته‌های پژوهش)

منفی بودن میانگین معیار پیوستۀ چسبندگی سود نقدی (1249/0-) نشان می‌دهد میزان تغییر سود نقدی در زمان کاهش سود شرکت‌ها کمتر از زمان افزایش سود است و این موضوع مؤید وجود پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در شرکت‌های تحت بررسی است. میانگین معیار دوارزشی چسبندگی سود نقدی (6220/0) نشان می‌دهد در 62 درصد از موارد (1067 سال ـ شرکت)، رفتار چسبندگی سود نقدی قابل ‌مشاهده است. همچنین، میانگین سنجه‌های مخارج سرمایه‌ای زیاد (5398/0) و بیش‌سرمایه‌گذاری (5072/0) نشان می‌دهد در بیش از 50 درصد سال ـ شرکت‌ها، رفتار مدیران با نوعی بیش‌اطمینانی همراه بوده است. افزون بر آن، نتایج نشان می‌دهد شرکت‌های تحت بررسی از میانگین عمر 24 سال برخوردار هستند، مجموع ارزش بازار سهام و بدهی‌های آن‌ها نزدیک 5/2 برابر کل دارایی‌ها است، مجموع تسهیلات مالی دریافتی جاری و بلندمدت آن‌ها معادل 19 درصد از دارایی‌ها است، اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت‌ها رقمی نزدیک 25 درصد از کل دارایی‌ها را تشکیل می‌دهند، حدود 71 درصد از سال ـ شرکت‌ها (1212 مشاهده) دارای جریان وجوه نقد آزاد مثبت بوده‌اند و 45 درصد (765 مشاهده) از شرکت‌ها سود داشته‌اند و نسبت قیمت به سود آن‌ها کمتر از میانۀ این متغیر بوده است. میانگین DP_firm (7373/0) بیان می‌کند 73 درصد از شرکت‌ها (معادل 1265 مشاهده) دارای انگیزۀ پذیرایی هستند و میانگین DP_ind (5684/0) نشان می‌دهد 57 درصد از شرکت‌ها (معادل 978 مشاهده) از انگیزۀ پذیرایی از سهامداران در قالب سود نقدی برخوردار هستند.

 

نتایج تحلیل رگرسیون

آزمون فرضیۀ اول پژوهش

برای آزمون فرضیۀ نخست پژوهش، مدل (1) با دو سنجۀ مخارج سرمایه‌گذاری زیاد و بیش‌سرمایه‌گذاری (به‌ عنوان متغیر مستقل بیش‌اطمینانی مدیران) و متغیر دوارزشی چسبندگی سود نقدی (به ‌عنوان متغیر وابسته) با رویکرد لوجیت برازش شده و نتایج به‌ترتیب در ستون‌های (1) و (2) نگارۀ 2 گزارش شده است. در ستون (1)، نتایج نشان می‌دهد عرض از مبدأ (0953/7-) و ضریب متغیرهای مخارج سرمایه‌ای زیاد (2553/0) و عمر شرکت (9930/0) در سطح خطای 1 درصد، ضریب متغیرهای نسبت اهرمی (8041/0-)، نوسان‌پذیری سود (2243/2-)، جریان وجوه نقد آزاد مثبت (2743/0) و نسبت پرداخت سود نقدی (2370/0) در سطح 5 درصد معنادار هستند و ضریب اندازۀ شرکت (1575/0) در سطح 10 درصد معنادار است. در ستون (2)، نتایج بیان می‌کند عرض از مبدأ (4944/7-) و ضریب متغیرهای بیش‌سرمایه‌گذاری (2152/0)، اندازۀ شرکت (2508/0)، جریان وجوه نقد آزاد مثبت (3315/0) و نسبت پرداخت سود نقدی (2424/0) در سطح خطای 1 درصد و ضریب متغیرهای عمر شرکت (9615/0)، نسبت اهرمی (7508/0-) و نوسان‌پذیری سود (0350/2-) در سطح خطای 5 درصد معنادار هستند. در هر دو ستون (1) و (2)، معناداری آمارۀ نسبت درست‌نمایی (به‌ترتیب 21/174 و 67/212) بیانگر معناداری مدل است.

در ستون (1)، مثبت و معنادار بودن ضریب متغیر مخارج سرمایه‌ای زیاد (2553/0) بیانگر آن است که احتمال مشاهدۀ پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در شرکت‌هایی با مخارج سرمایه‌ای زیاد بیش از سایر شرکت‌ها است. همچنین، مثبت و معنادار بودن ضریب متغیر بیش‌سرمایه‌گذاری (2152/0) نشان می‌دهد احتمال مشاهدۀ پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در شرکت‌هایی که رفتار بیش‌سرمایه‌گذاری دارند، بیش از سایر شرکت‌ها است. این نتایج بیانگر وجود رابطۀ مثبت و معنادار بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و مؤید عدم رد فرضیۀ اول پژوهش است.

 

نگارۀ 2. نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش

Table 2. Results of the first hypothesis

 

ستون (1)

متغیر وابسته: DSD

ستون (2)

متغیر وابسته: DSD

متغیرها

ضریب

آمارۀ Z

ضریب

آمارۀ Z

H_Capex

***2553/0

67/2

 

 

Over_Invest

 

 

***2152/0

58/2

Size

*1575/0

77/1

***2508/0

88/2

Ln(AGE)

***9930/0

68/2

**9615/0

39/2

MTB

0188/0

32/0

0377/0

61/0

Leverage

**8041/0-

35/2-

**7508/0-

21/2-

Tangibility

2380/0-

8/0-

0109/0

04/0

EarningsVolatility

**2243/2-

46/2-

**0350/2-

25/2-

ReturnVolatility

1981/0-

44/1-

0576/0-

41/0-

DummyFCF

**2743/0

34/2

***3315/0

82/2

Cashcow

1156/0-

13/1-

1167/0-

21/1-

PayoutRatio

**2370/0

44/2

***2424/0

61/2

عرض از مبدأ

***0953/7-

33/5-

***4944/7-

77/5-

اثرات سال‌ها

کنترل شد

کنترل شد

اثرات صنایع

کنترل شد

کنترل شد

آمارۀ بیشینه درست‌نمایی

***21/174

***67/212

ضریب تعیین مک‌فادن (درصد)

12/17

93/18

***، ** و * به‌ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد

(منبع: یافته‌های پژوهش)

 

آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

به ‌منظور آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، مدل (2) با دو سنجۀ مخارج سرمایه‌گذاری زیاد و بیش‌سرمایه‌گذاری و متغیر دوارزشی چسبندگی سود نقدی با رویکرد لوجیت برآورد شده و نتایج به‌ترتیب در ستون‌های (1) و (2) نگارۀ 3 ارائه شده است. نتایج ارائه‌شده در ستون (1) نشان می‌دهد عرض از مبدأ (8304/8-) و ضریب متغیر تعاملی مخارج سرمایه‌ای زیاد در انگیزۀ پذیرایی (0661/0-)، اندازۀ شرکت (2446/0)، عمر شرکت (3872/1) و نسبت پرداخت سود نقدی (4951/0) در سطح 1 درصد، ضریب متغیرهای مخارج سرمایه‌ای زیاد (2065/0)، نسبت اهرمی (8286/0-)، نوسان‌پذیری بازده سهام (3616/0-) و جریان وجوه نقد آزاد مثبت (2881/0) در سطح 5 درصد و ضریب متغیرهای انگیزۀ پذیرایی (0393/0-) و نوسان‌پذیری سود (0799/2-) در سطح 10درصد معنادار هستند. در ستون (2)، نتایج بیان می‌کند عرض از مبدأ (1516/9-) و ضریب متغیرهای اندازۀ شرکت (3482/0)، عمر شرکت (3134/1)، جریان وجوه نقد آزاد مثبت (3483/0) و نسبت پرداخت سود نقدی (4089/0) در سطح 1 درصد و ضریب متغیرهای بیش‌سرمایه‌گذاری (1948/0)، نسبت اهرمی (7802/0-) و حاصل‌ضرب بیش‌سرمایه‌گذاری در انگیزۀ پذیرایی (0893/0-) در سطح 5 درصد معنادار هستند. در هر دو ستون، معناداری آمارۀ نسبت درست‌نمایی (به‌ترتیب 63/147 و 23/132) بیانگر معناداری مدل است.

 

نگارۀ 3. نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

Table 3. Results of the seconde hypothesis

 

ستون (1)

متغیر وابسته: DSD

ستون (2)

متغیر وابسته: DSD

متغیرها

ضریب

آمارۀ Z

ضریب

آمارۀ Z

H_Capex

**2065/0

23/2

 

 

Over_Invest

 

 

**1948/0

13/2

DP_firm

*0393/0-

82/1-

0501/0-

48/1-

H_Capex×DP_firm

***0661/0-

84/4-

 

 

Over_Invest×DP_firm

 

 

**0893/0-

13/2-

Size

***2446/0

64/2

***3482/0

97/3

Ln(AGE)

***3872/1

12/3

***3134/1

79/2

MTB

0322/0

46/0

0695/0

97/0

Leverage

**8286/0-

17/2-

**7802/0-

07/2-

Tangibility

0194/0

06/0

2323/0

69/0

EarningsVolatility

*0799/2-

93/1-

7252/1-

64/1-

ReturnVolatility

**3616/0-

18/2-

1848/0-

13/1-

DummyFCF

**2881/0

15/2

***3483/0

64/2

Cashcow

1043/0-

88/0-

0962/0-

86/0-

PayoutRatio

***4951/0

77/2

***4089/0

98/2

عرض از مبدأ

***8304/8-

89/5-

***1516/9-

37/6-

اثرات سال‌ها

کنترل شد

کنترل شد

اثرات صنایع

کنترل شد

کنترل شد

آمارۀ بیشینه درست‌نمایی

***63/147

***23/132

ضریب تعیین مک‌فادن (درصد)

19/25

35/24

***، ** و * به‌ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد

(منبع: یافته‌های پژوهش)

 

در ستون (1)، منفی و معنادار بودن ضریب متغیر تعاملی مخارج سرمایه‌ای زیاد در انگیزۀ پذیرایی (0661/0-) بیانگر آن است که با افزایش در انگیزۀ پذیرایی، رابطۀ مثبت بین مخارج سرمایه‌ای زیاد و احتمال وجود پدیدۀ چسبندگی سود نقدی تضعیف می‌شود. همچنین، منفی و معنادار بودن ضریب متغیر تعاملی بیش‌سرمایه‌گذاری در انگیزۀ پذیرایی (0893/0-) نشان می‌دهد با افزایش در انگیزۀ پذیرایی، رابطۀ مثبت بین بیش‌سرمایه‌گذاری و احتمال مشاهدۀ پدیدۀ چسبندگی سود نقدی ضعیف می‌شود. این نتایج بیانگر آن است که افزایش در انگیزۀ پذیرایی، رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی را تضعیف می‌کند؛ بنابراین، فرضیۀ دوم نیز رد نمی‌شود.

 

آزمون‌های استحکام

به‌ منظور کسب اطمینان از حساس نبودن نتایج پژوهش به تأثیر محتمل وضعیت کلان اقتصادی، نتایج آزمون فرضیه‌ها با کنترل اثر دو متغیر نرخ تورم (درصد تغییرات شاخص قیمت مصرف‌کننده) و لگاریتم تولید ناخالص داخلی (مستخرج از سایت بانک مرکزی) در بخش الف نگارۀ (4) ارائه شده است. گفتنی است، برای اجتناب از مشکل هم‌خطی، مدل‌های مربوط بدون کنترل اثرات ویژۀ سال‌ها (ولی با کنترل اثرات ویژۀ صنایع) برازش شده‌اند. همچنین، برای اطمینان از استحکام نتایج پژوهش نسبت به اثرات مالی و اقتصادی شیوع همه‌گیری کووید 19 (در سال‌های 1400ـ1399)، مدل‌های مربوط یک ‌بار در سال‌های شیوع این بیماری و بار دیگر در سایر سال‌ها برآورد شده‌اند و نتایج در بخش ب نگارۀ (4) گزارش شده است. افزون بر آن، برای کسب اطمینان از مقاوم بودن نتایج پژوهش به شیوۀ تعریف متغیر وابسته و رویکرد برازش مدل‌ها، مدل‌های پژوهش با به‌کارگیری سنجۀ رتبه‌ای متغیر چسبندگی سود نقدی و رگرسیون لوجیت رتبه‌ای برازش شده‌اند و نتایج در بخش پ نگارۀ (4) گزارش شده است. در نهایت، برای اطمینان از عدم حساسیت نتایج فرضیۀ دوم پژوهش به نحوۀ سنجش متغیر تعدیل‌گر انگیزۀ پذیرایی، این متغیر با پیروی از لین و یو (2023) در سطح صنعت محاسبه شده و در برازش مدل (2) به‌ کار رفته است (Lin & Yu, 2023). در نهایت، نتایج این فرآیند در بخش ت نگارۀ (4) ارائه شده است. به ‌منظور تلخیص در ارائۀ نتایج، صرفاً ضرایب مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌های پژوهش گزارش شده‌اند.

در ستون (1) از بخش الف نگارۀ (4)، مثبت و معنادار بودن ضریب هر دو متغیر مخارج سرمایه‌ای زیاد (1512/0) و بیش‌سرمایه‌گذاری (1809/0) بیانگر وجود رابطۀ مثبت بین این دو سنجۀ بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و مؤید عدم رد فرضیۀ اول است. در ستون (2) از بخش الف نگارۀ (4)، منفی و معنادار بودن ضریب متغیرهای تعاملی مخارج سرمایه‌ای زیاد در انگیزۀ پذیرایی (0402/0-) و بیش‌سرمایه‌گذاری در انگیزۀ پذیرایی (0671/0-) بیانگر اثر تعدیل‌کنندۀ انگیزۀ پذیرایی بر رابطۀ بین دو سنجۀ بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و مؤید عدم رد فرضیۀ دوم است. در بخش ب، نتایج برازش مدل‌های مربوط در سال‌های شیوع کووید 19 و سایر سال‌ها بیانگر عدم رد فرضیه‌های پژوهش است؛ با این ‌حال، نتایج بیانگر آن است که در سال‌های شیوع کووید 19، اندازۀ ضریب متغیرهای تعاملی مخارج سرمایه‌ای زیاد در انگیزۀ پذیرایی و بیش‌سرمایه‌گذاری در انگیزۀ پذیرایی (به‌ترتیب 0224/0- و 0303/0-) نسبت به سایر سال‌ها (به‌ترتیب 0515/0- و 0651/0-) کاهش داشته است. با آنکه این تفاوت به لحاظ آماری معنادار نیست، می‌توان دریافت به دلیل افت وضعیت مالی شرکت‌ها در دورۀ شیوع کووید 19 و به ‌تبع، کاهش انگیزۀ پذیرایی از سهامداران در قالب سود نقدی، از شدت تأثیر انگیزۀ پذیرایی بر رابطۀ بین بیش اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی نسبت به سایر سال‌ها کاسته شده است.

 

نگارۀ 4. نتایج تحلیل‌های تکمیلی

Table 4. Results of supplementary analyses

بخش الف: آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش با کنترل اثر نرخ تورم سالانه و تولید ناخالص داخلی

 

ستون (1)

متغیر وابسته: DSD

ستون (2)

متغیر وابسته: DSD

 

ضریب

آمارۀ Z

ضریب

آمارۀ Z

نتایج آزمون فرضیۀ اول:

 

 

 

 

H_Capex

**2312/0

33/2

 

 

Over_Invest

***2019/0

82/2

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ دوم:

 

 

 

 

H_Capex×DP_firm

 

 

**0502/0-

06/2-

Over_Invest×DP_firm

 

 

**0671/0-

41/2-

بخش ب: آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش در سال‌های شیوع کووید 19 (1400-1399) و سایر سال‌ها (متغیر وابسته: DSD)

 

سال‌های شیوع کووید 19

متغیر وابسته: DSD

سایر سال‌ها

متغیر وابسته: DSD

نتایج آزمون فرضیۀ اول:

ضریب

آمارۀ Z

ضریب

آمارۀ Z

H_Capex

***2685/0

49/4

**2494/0

02/2

Over_Invest

***2207/0

07/5

**2061/0

98/1

نتایج آزمون فرضیۀ دوم:

 

 

 

 

H_Capex×DP_firm

*0224/0-

98/1-

***0515/0-

83/2-

Over_Invest×DP_firm

**0303/0-

06/2-

**0651/0-

41/2-

بخش پ: آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش با به‌کارگیری متغیر رتبه‌ای چسبندگی سود نقدی (DSR)

 

ستون (1)

متغیر وابسته: DSR

ستون (2)

متغیر وابسته: DSR

 

ضریب

آمارۀ Z

ضریب

آمارۀ Z

نتایج آزمون فرضیۀ اول:

 

 

 

 

H_Capex

***2114/0

70/2

 

 

Over_Invest

***2322/0

49/3

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ دوم:

 

 

 

 

H_Capex×DP_firm

 

 

**0719/0-

35/2-

Over_Invest×DP_firm

 

 

*0512/0-

83/1-

بخش ت: آزمون فرضیۀ دوم پژوهش با به‌کارگیری روش لین و یو (2023) برای تعریف متغیر انگیزۀ پذیرایی (Lin & Yu, 2023)

 

ستون (1)

متغیر وابسته: DSD

ستون (2)

متغیر وابسته: DSR

نتایج آزمون فرضیۀ دوم:

ضریب

آمارۀ Z

ضریب

آمارۀ Z

H_Capex×DP_ind

**0752/0-

21/2-

**0527/0-

25/2-

Over_Invest×DP_ind

**0873/0-

15/2-

***0412/0-

02/3-

***، ** و * به‌ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد

(منبع: یافته‌های پژوهش)

 

در مجموع، نتایج بخش الف و ب نشان می‌دهد یافته‌های پژوهش نسبت به متغیرهای کلان اقتصادی و شیوع کووید 19 حساسیت ویژه‌ای ندارد. در ستون (1) از بخش پ نگارۀ (4)، مثبت و معنادار بودن ضریب هر دو متغیر مخارج سرمایه‌ای زیاد (2114/0) و بیش‌سرمایه‌گذاری (2322/0) بیانگر وجود رابطۀ مثبت بین این دو سنجۀ بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و مؤید عدم رد فرضیۀ اول است. در ستون (2) از بخش پ نگارۀ (4)، منفی و معنادار بودن ضریب متغیرهای تعاملی مخارج سرمایه‌ای زیاد در انگیزۀ پذیرایی (0719/0-) و بیش‌سرمایه‌گذاری در انگیزۀ پذیرایی (0512/0-) بیانگر اثر تعدیل‌کنندۀ انگیزۀ پذیرایی بر رابطۀ بین دو سنجۀ بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و مؤید عدم رد فرضیۀ دوم است. این یافته‌ها نشان می‌دهد نتایج پژوهش نسبت به روش تعریف متغیر وابسته و رویکرد برازش مدل‌ها حساسیت ندارد. در بخش ت از نگارۀ (4)، نتایج ارائه‌شده در ستون (1) (با رویکرد لوجیت) و ستون (2) (با رویکرد لوجیت رتبه‌ای) نشان می‌دهد ضریب تمام متغیرهای تعاملی منفی و معنادار است. این نتایج که بیانگر عدم رد فرضیۀ دوم پژوهش است، نشان می‌دهد یافته‌های پژوهش نسبت به نحوۀ تعریف متغیر انگیزۀ پذیرایی حساس نیست.

نتیجه‌گیری

چسبندگی سود نقدی موضوعی است که در سال‌های اخیر در کانون توجه پژوهشگران قرار گرفته و با وجود اهمیت آن، در پژوهش‌های داخلی مورد توجه قرار نگرفته است. این پژوهش ضمن بررسی وجود پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در شرکت‌های ایرانی، رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی و اثر انگیزۀ پذیرایی را روی این رابطه بررسی کرده است. نتایج پژوهش حاضر نشان می‌دهد پدیدۀ چسبندگی سود نقدی در شرکت‌های ایرانی نیز رواج دارد. این نتیجه با یافته‌های بشکوه و محرم‌خانی (1399) سازگار است. همچنین، نتایج بیانگر آن است که در شرکت‌هایی با مدیران بیش‌اطمینان، پدیدۀ چسبندگی سود نقدی بیشتر مشاهده می‌شود و با افزایش در انگیزۀ پذیرایی، رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و چسبندگی سود نقدی تضعیف می‌شود. این نتایج که با یافته‌های بیکر و ورگلر (2004) و لین و یو (2023) سازگار است (Lin & Yu, 2023; Baker & Wurgler, 2004)، با مفاهیم مطرح در نظریۀ پذیرایی هم‌خوانی دارد.

بر اساس نتایج پژوهش، به سرمایه‌گذاران (به‌ ویژه آنان که علاقه‌مند به دریافت سود نقدی هستند) پیشنهاد می‌شود در زمان اتخاذ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری، به مقولۀ بیش‌اطمینانی مدیران و وجود انگیزه‌های پذیرایی در شرکت‌ها توجه داشته باشند. این پژوهش با بهره‌گیری از روش‌های مختلف، از جمله استفاده از سنجه‌های متفاوت برای اندازه‌گیری متغیرهای مستقل، وابسته و تعدیل‌گر، بهره‌مندی از رویکردهای لوجیت معمولی و رتبه‌ای برای برازش مدل‌ها، کنترل اثرات ویژۀ سال‌ها و صنایع، کنترل اثر متغیرهای کلان اقتصادی و برازش مدل در سال‌های شیوع بحران کووید 19 و سایر سال‌ها به‌ طور مجزا، از استحکام نتایج اطمینان حاصل کرده است؛ با ‌وجود این، محدودیت‌هایی نیز در این پژوهش وجود دارند که از جملۀ آن‌ها می‌توان به اثر شرایط سیاسی ویژۀ کشور بر نتایج پژوهش اشاره کرد. پیشنهاد می‌شود پژوهشگران آتی اثر سایر ویژگی‌های هیئت مدیره، مانند توانایی مدیران و مالکیت مدیریتی، را بر چسبندگی سود نقدی بررسی کنند. همچنین، انجام پژوهش‌های عمیق‌تر در سطح صنایع مختلف و بررسی عوامل فرهنگی و اجتماعی نیز می‌تواند به درکی بهتر از پدیدۀ چسبندگی سود نقدی کمک کند.

 

[1] Dividend stickiness

[2] Managerial beliefs

[3] Managements’ overconfidence

[4] Investor preferences

[5] Signaling, Agency and Catering theories

[6] Biased selective self-attribution

[7] Catering incentive

[8] www.mabnadp.com/products/rahavard-novin

[9] https://www.codal.ir/

[10] https://www.cbi.ir/

[11] Stata

[12] Logit

[13] Maximum likelihood

[14] Heteroscedasticity and correlation

[15] Clustering on firm level

[16] COVID-19

[17] Ordered logit

[18] Winsorizing

[19] Decile-ranked

[20] Value-weighted

[21] Market-to-book

[22] Dividend premium

[23] Information asymmetry

[24] Agency costs

[25] Free cash flow

References

ابراهیمی، آیت‌اله، سلگی، محمد، وجودی نوبخت، آرمین، و موسوی، سیدمجید (1401). بیش‌اطمینانی مدیران و کارایی تصمیمات سرمایه‌گذاری و تأمین مالی. پژوهش‌های راهبردی بودجه ومالی، 3(3)، 135-103. https://fbarj.ihu.ac.ir/article_207719.html
افلاطونی، عباس، و نیکبخت، زهرا (1399). نقش کیفیت سود در اتخاذ سیاست سود نقدی پایدار: رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی. مطالعات تجربی حسابداری مالی، 17(3)، 175-153. https://qjma.atu.ac.ir/article_11759.html
افلاطونی، عباس (1398). توان مدیریتی و هموارسازی سود نقدی: رویکرد پویا. دانش حسابداری مالی، 6(1)، 238-211. https://jfak.journals.ikiu.ac.ir/article_1693.html
بزرگ‌اصل، موسی، باباجانی، جعفر، و کوه‌کن، علی (1398). تأثیر مالکیت نهادی بر رابطۀ بین بیش‌اطمینانی مدیران و اهرم مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 26(4)، 498-482. https://acctgrev.ut.ac.ir/article_75293.html
بشکوه، مهدی، و محرم‌خانی، محسن (1399). پدیدۀ چسبندگی سود سهام؛ تبیین مدل جامع اندازه‌گیری و تأثیرپذیری آن از مکانیسم‌های راهبری شرکتی. دانش حسابداری مالی، 7(1)، 101-131. https://jfak.journals.ikiu.ac.ir/article_2054.html
تقی‌زاده خانقاه، وحید، و بادآورنهندی، یونس (1399). ارتباط بین بیش‌اطمینانی مدیریت، تأمین مالی داخلی و کارایی سرمایه‌گذاری. دانش حسابداری، 11(2)، 238-209. https://jak.uk.ac.ir/article_2518.html
حسنی‌القار، مسعود، و رحیمیان، نظام‌الدین (1397). بررسی تأثیر بیش‌اطمینانی مدیریت در ساختار سررسید بدهی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6(1)، 106-89. https://amf.ui.ac.ir/article_21350.html
دهقانی دشتابی، افسانه، تمجیدی، نیما، و افلاطونی، عباس (1397). ویژگی‌های شرکت و سرعت تعدیل نسبت سود نقدی: رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی و تفاضل‌گیری‌شده. فصلنامۀ حسابداری مالی، 10(40)، 78-52. https://qfaj.mobarakeh.iau.ir/article-1-1666-fa.html
سجادی، سیدحسین، و بنابی قدیم، رحیم (1401). تأثیر چسبندگی هزینه بر چسبندگی سود سهام با تأکید بر مازاد نقدینگی (انحراف از سطح بهینۀ نقدینگی). فصلنامۀ حسابداری مالی، ۱۴(۵۵)، 92-78. https://qfaj.mobarakeh.iau.ir/article-1-2606-fa.html
صفی‌پور افشار، مجتبی، و رئیسی، لیلا (1401). بیش‌اطمینانی مدیریت، تأمین مالی داخلی و بهره‌وری سرمایه‌گذاری. دانش حسابداری، 13(1)، 201-185. https://jak.uk.ac.ir/article_3070.html
قدرتی، منا، پورزمانی، زهرا، نیکومرام، هاشم، و بنی‌مهد، بهمن (1399). هموارسازی تقسیم سود مبتنی بر ساختار وابستگی سرمایه‌گذاری شرکت‌ها. دانش سرمایه‌گذاری، 9(35)، 400-383. https://jik.srbiau.ac.ir/article_16750.html
 
References
Aflatooni, A. (2019). Managerial ability and dividends smoothing: A dynamic approach. Financial Accounting Knowledge, 6(1), 211-238. [In Persian] https://jfak.journals.ikiu.ac.ir/article_1693.html
Aflatooni, A., & Nikbakht, Z. (2020). The role of earnings quality in adopting a persistent dividend policy: The system generalized method of moments. Empirical Studies in Financial Accounting, 17(67), 153-175. [In Persian] https://qjma.atu.ac.ir/article_11759.html
Ahmed, A. S., & Duellman, S. (2013). Managerial overconfidence and accounting conservatism. Journal of Accounting Research, 51(1), 1-30. https://doi.org/10.1111/j.1475-679X.2012.00467.x
Baker, M., & Wurgler, J. (2004). A catering theory of dividends. The Journal of Finance, 59(3), 1125-1165. https://www.jstor.org/stable/3694732
Baker, M., Mendel, B., & Wurgler, J. (2016). Dividends as reference points: A behavioral signaling approach. The Review of Financial Studies, 29(3), 697-738. https://doi.org/10.1093/rfs/hhv058
Balli, F., Agyemang, A., Gregory-Allen, R., & Balli, H. O. (2022). Corporate dividend smoothing: The role of cross-listing. Journal of Corporate Finance, 72(1), 102151. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2021.102151
Benartzi, S., Michaely, R., & Thaler, R. (1997). Do changes in dividends signal the future or the past? The Journal of Finance, 52(3), 1007-1034. https://www.jstor.org/stable/2329514
Ben-David, I., Graham, J. R., & Harvey, C. R. (2013). Managerial miscalibration. The Quarterly Journal of Economics, 128(4), 1547-1584. https://doi.org/10.1093/qje/qjt023
Beshkooh, M., & Moharram Khani, M. (2020). Sticky dividend: explaining the comprehensive measurement model and its impact on corporate governance mechanisms. Financial Accounting Knowledge, 7(1), 101-131. [In Persian] https://jfak.journals.ikiu.ac.ir/article_2054.html
Bozorg Asl, M., Babajani, J., & Kuhkan, A. (2020). Impact of institutional ownership on the relationship between managers’ overconfidence and financial leverage of the companies listed in the Tehran stock exchange. Accounting and Auditing Review, 26(4), 482-498. [In Persian] https://acctgrev.ut.ac.ir/article_75293.html
Brav, A., Graham, J. R., Harvey, C. R., & Michaely, R. (2005). Payout policy in the 21st century. Journal of Financial Economics, 77(3), 483-527.‏ https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2004.07.004
Charitou, A., Lambertides, N., & Theodoulou, G. (2011). Losses, dividend reductions, and market reaction associated with past earnings and dividends patterns. Journal of Accounting, Auditing & Finance, 26(2), 351-382. https://doi.org/10.1177/0148558X11401220
Chen, C. C., Ho, K. C., Li, H. M., & Yu, M. T. (2023). Impact of information disclosure ratings on investment efficiency: Evidence from China. Review of Quantitative Finance and Accounting, 60(2), 471-500. https://doi.org/10.1007/s11156-022-01101-8
Cordeiro, L. (2009). Managerial overconfidence and dividend policy. SSRN: https://ssrn.com/abstract=1343805
Dehghani Dashtabi, A., Tamjidi, N., & Aflatooni, A. (2019). Firms’ characteristics and adjustment speed of dividend payout ratio: system-GMM and differenced-GMM approaches. Quarterly Financial Accounting, 10(40), 52-78. [In Persian] https://qfaj.mobarakeh.iau.ir/article-1-1666-fa.html
Deshmukh, S., Goel, A. M., & Howe, K. M. (2013). CEO overconfidence and dividend policy. Journal of Financial Intermediation, 22(3), 440-463. https://doi.org/10.1016/j.jfi.2013.02.003
Ebrahimi, A. A., Solgi, M., Vojoudi Nobakht, A., & Mosavi, M. (2022). Management’s overconfidence and efficiency of investment decisions and financing. Budget and Finance Strategic Research, 3(3), 135-167. [In Persian] https://fbarj.ihu.ac.ir/article_207719.html
Faulkender, M., Flannery, M. J., Hankins, K. W., & Smith, J. M. (2012). Cash flows and leverage adjustments. Journal of Financial Economics, 103(3), 632-646. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2011.10.013
Galasso, A., & Simcoe, T. S. (2011). CEO overconfidence and innovation. Management Science, 57(8), 1469-1484. https://www.jstor.org/stable/25835792
Gervais, S., & Odean, T. (2001). Learning to be overconfident. The Review of Financial Studies, 14(1), 1-27. https://www.jstor.org/stable/2696755
Ghodrati, M., Pourzamani, Z., Nikoumaram, H., & Banimahd, B. (2020). Dividend smoothing based on dependent structure of investment of firms. Journal of Investment Knowledge, 9(35), 383-400. [In Persian] https://jik.srbiau.ac.ir/article_16750.html
Grullon, G., Michaely, R., Benartzi, S., & Thaler, R. H. (2005). Dividend changes do not signal changes in future profitability. The Journal of Business, 78(5), 1659-1682. https://www.jstor.org/stable/10.1086/431438
Guttman, I., Kadan, O., & Kandel, E. (2010). Dividend stickiness and strategic pooling. The Review of Financial Studies, 23(12), 4455-4495. https://www.jstor.org/stable/40961320
Handjinicolaou, G., & Kalay, A. (1984). Wealth redistributions or changes in firm value: An analysis of returns to bondholders and stockholders around dividend announcements. Journal of Financial Economics, 13(1), 35-63. https://doi.org/10.1016/0304-405X(84)90031-X
Harris, M., & Raviv, A. (1991). The theory of capital structure. The Journal of Finance, 46(1), 297-355. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1991.tb03753.x
Hasani Alghar, M., & Rahimian, N. (2018). The effect of managerial overconfidence on debt maturity structure in listed companies in Tehran stock exchange. Journal of Asset Management and Financing, 6(1), 89-106. [In Persian] https://amf.ui.ac.ir/article_21350.html
Hirshleifer, D., Low, A., & Teoh, S. H. (2012). Are overconfident CEOs better innovators? The Journal of Finance, 67(4), 1457-1498. https://mpra.ub.uni-muenchen.de/22425/
Hribar, P., & Yang, H. (2016). CEO overconfidence and management forecasting. Contemporary Accounting Research, 33(1), 204-227. https://doi.org/10.1111/1911-3846.12144
Huang, R., Tan, K. J. K., & Faff, R. W. (2016). CEO overconfidence and corporate debt maturity. Journal of Corporate Finance, 36(1), 93-110. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2015.10.009
Javakhadze, D., Ferris, S. P., & Sen, N. (2014). An international analysis of dividend smoothing. Journal of Corporate Finance, 29(1), 200-220. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2014.09.007
Kim, H., & Kim, J. H. (2019). Voluntary zero-dividend paying firms: characteristics and performance. Applied Economics, 51(50), 5420-5446. https://doi.org/10.1080/00036846.2019.1610713
Lambrecht, B. M., & Myers, S. C. (2012). A Linter model of payout and managerial rents. Journal of Finance, 67(1), 1761–1810. https://www.jstor.org/stable/23324383
Larkin, Y., Leary, M. T., & Michaely, R. (2017). Do investors value dividend-smoothing stocks differently? Management Science, 63(12), 4114-4136. https://doi.org/10.1287/mnsc.2016.2551
Leary, M. T., & Michaely, R. (2011). Determinants of dividend smoothing: Empirical evidence. The Review of Financial Studies, 24(10), 3197-3249. https://doi.org/10.1093/rfs/hhr072
Lin, J. C., & Yu, M. T. (2023). Managerial overconfidence and dividend stickiness. Journal of Accounting, Auditing & Finance. https://doi.org/10.1177/0148558X221150102
Lin, J. J., & Lee, C. F. (2021). Does managerial reluctance of dividend cuts signal future earnings? Review of Quantitative Finance and Accounting, 56, 453-478. https://doi.org/10.1007/s11156-020-00899-5
Lin, J. J., Shi, W. Z., Tsai, L. F., & Yu, M. T. (2022). Corporate cash and the Firm's life-cycle: Evidence from dual-class firms. International Review of Economics & Finance, 80(1), 27-48. https://doi.org/10.1016/j.iref.2022.02.006
Lintner, J. (1956). Distribution of incomes of corporations among dividends, retained earnings, and taxes. The American Economic Review, 46(2), 97-113. https://www.jstor.org/stable/1910664
Malmendier, U., & Tate, G. (2005). CEO overconfidence and corporate investment. The Journal of Finance, 60(6), 2661-2700. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2005.00813.x
Malmendier, U., Tate, G., & Yan, J. (2011). Overconfidence and early‐life experiences: the effect of managerial traits on corporate financial policies. The Journal of Finance, 66(5), 1687-1733. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2011.01685.x
O'Hara, M. (2003). Presidential address: Liquidity and price discovery. The Journal of Finance, 58(4), 1335-1354. https://doi.org/10.1111/1540-6261.00569
Safipour Afshar, M., & Raeisi, L. (2022). Management over-confidence, internal financing and investment efficiency. Journal of Accounting Knowledge, 13(1), 185-201. [In Persian] https://jak.uk.ac.ir/article_3070.html
Sajadi, S. H., & Bonabi Ghadim, R. (2022). The effect of cost stickiness on dividend stickiness with emphasis on Surplus liquidity (Deviation from the optimal level). Quarterly Financial Accounting, 14(55), 78-92. [In Persian] https://qfaj.mobarakeh.iau.ir/article-1-2606-fa.html
Schrand, C. M., & Zechman, S. L. (2012). Executive overconfidence and the slippery slope to financial misreporting. Journal of Accounting and Economics, 53(1-2), 311-329. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2011.09.001
Taghizadeh Khanqah, V., & Badavar Nahandi, Y. (2020). Relationships between managerial overconfidence, internal financing and investment efficiency. Journal of Accounting Knowledge, 11(2), 209-238. [In Persian] https://jak.uk.ac.ir/article_2518.html?lang=en
Wrońska-Bukalska, E. (2018). Power of an overconfident CEO and dividend payment. Journal of Management and Financial Sciences, 8(35), 61-80. https://doi.org/10.33119/JMFS.2018.35.4
Wu, Y. (2018). What’s behind smooth dividends? Evidence from structural estimation. The Review of Financial Studies, 31(10), 3979-4016. https://doi.org/10.1093/rfs/hhx119
Zhao, Y., Lee, C. F., & Yu, M. T. (2020). Does equity market timing have a persistent impact on capital structure? Evidence from China. The British Accounting Review, 52(1), 100838. https://doi.org/10.1016/j.bar.2019.100838
 

Files

History

  • Receive Date: 11 October 2024
  • Revise Date: 11 December 2024
  • Accept Date: 22 December 2024

Share

How to cite

Statistics