تأثیر ارتباطات سیاسیبر تأمین‌مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی با توجه به نقش استقلال هیئت‌مدیره

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 گروه حسابداری،دانشکده علوم انسانی واجتماعی،دانشگاه کردستان،سنندج،ایران،

2 کارشناسی ارشدحسابداری،دانشکده علوم انسانی واجتماعی،دانشگاه کردستان،سنندج، ایران.

چکیده

واحدهای تجاری برای انجام فعالیت­های خود به منابع مالی نیاز دارند. یکی از راه­هایی که واحدهای تجاری از طریق آن به تأمین منابع ­مالی مورد نیاز خود مبادرت می­ورزند، استفاده از تسهیلات بانکی است. در این پژوهش به بررسی تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی پرداخته شده است. همچنین از متغیر استقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر استفاده شده است. اینپژوهشبه لحاظهدف،کاربردیوازنظرماهیتوروش،توصیفی-همبستگیاست. به­منظور نیل به اهداف پژوهش، نمونه­ای شامل 128 شرکت از شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران به روش حذف سیستماتیک انتخاب و با استفاده از رگرسیون چند متغیره بررسی گردید. نتایج پژوهش نشان می­دهد که ارتباطات سیاسی بر تأمین­ مالی کوتاه­مدت و بلندمدت واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی تأثیر مثبت و معناداری دارد.همچنین نتایج پژوهش نشان داد که حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره شرکت­ها باعث تقویت تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین­ مالی کوتاه­مدت و بلندمدت واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی خواهد شد. نتایج پژوهش حاکی آز آن است که شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران از حضور افراد سیاسی در ترکیب هیئت‌مدیره خود به­منظور راهی برای دسترسی آسان­تر به تسهیلات بانکی بهره می­جویند. همچنین حضور افراد غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره نیز به­عنوان راهی برای جلب اعتماد بانک­ها موجب تقویت تسهیل تأمین مالی شرکت­ها خواهد شد.
Business units need financial resources to carry out their activities. One of the ways in which business units through which they provide their needed resources is the use of banking loans. In this study, the effect of political connections on the bank loan financing has been investigated. Also, the independence of the board of directors has been used as a moderator variable. The purpose of this study is pragmatic and its nature, descriptive-correlation. In order to achieve the purpose, 128 companies from listed companies in the Tehran Stock Exchange were selected by systematic elimination sampling method. To test the hypotheses of the research, multiple regression model and panel data were used. The findings of the study show that political connections have a positive and significant effect on the bank loan financing. Also, findings of the study showed that the independence of the board of directors would strengthen the effect of political connections on bank loan financing. The study results indicate that Tehran Stock Exchange companies are using the presence of political parties in their management to provide easier access to banking loans. The presence of non-executive directors as a way to gain the trust of banks will also help to facilitate the financing of corporations.

کلیدواژه‌ها


تأثیر ارتباطات سیاسیبر تأمین­مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی با توجه به نقش استقلال هیئت‌مدیره

 

رضا جامعی

تاریخ دریافت: 12/04/1399            تاریخ پذیرش: 16/06/1399

[1]

بنیامین عزیزی[2]

 

چکیده

واحدهای تجاری برای انجام فعالیت­های خود به منابع مالی نیاز دارند. یکی از راه­هایی که واحدهای تجاری از طریق آن به تأمین منابع ­مالی مورد نیاز خود مبادرت می­ورزند، استفاده از تسهیلات بانکی است. در این پژوهش به بررسی تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی پرداخته شده است. همچنین از متغیر استقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر استفاده شده است. اینپژوهشبه لحاظهدف،کاربردیوازنظرماهیتوروش،توصیفی-همبستگیاست. به­منظور نیل به اهداف پژوهش، نمونه­ای شامل 128 شرکت از شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران به روش حذف سیستماتیک انتخاب و با استفاده از رگرسیون چند متغیره بررسی گردید. نتایج پژوهش نشان می­دهد که ارتباطات سیاسی بر تأمین­ مالی کوتاه­مدت و بلندمدت واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی تأثیر مثبت و معناداری دارد.همچنین نتایج پژوهش نشان داد که حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره شرکت­ها باعث تقویت تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین­ مالی کوتاه­مدت و بلندمدت واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی خواهد شد. نتایج پژوهش حاکی آز آن است که شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران از حضور افراد سیاسی در ترکیب هیئت‌مدیره خود به­منظور راهی برای دسترسی آسان­تر به تسهیلات بانکی بهره می­جویند. همچنین حضور افراد غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره نیز به­عنوان راهی برای جلب اعتماد بانک­ها موجب تقویت تسهیل تأمین مالی شرکت­ها خواهد شد.

واژه‌های کلیدی:ارتباطات سیاسی، تأمین مالی، تسهیلات بانکی، استقلال هیئت‌مدیره.

1- مقدمه

واحدهای تجاری برای انجام فعالیت­های خود به منابع مختلفی نیازمندند که یکی از مهم‌ترین آن‌ها منابع مالی است. در سال­های اخیر با توجه به تحریم­های شدید علیه اقتصاد کشور و نیز وقوع رکود تورمی بحث تأمین ­مالی پروژه­ها و واحدهای تجاری به چالش اصلی اقتصاد کشور تبدیل شده است. برای تأمین مالی واحدهای تجاری، روش­ها و ابزارهای مختلفی وجود دارد. از جمله این روش­ها، می­توان به بازارهای سرمایه، انتشار اوراق قرضه و نیز دریافت تسهیلات بانکی اشاره نمود (زمانی و سهرابی، 1397). یکی از مهم‌ترین وظایف بانک­ها، تأمین منابع مالی واحدهای تجاری در قالب تسهیلات بانکی کوتاه­مدت و بلندمدت می­باشد. بانک­­ها منابع مالی خویش را از محل سپرده­گذاری مشتریان و انجام سایر فعالیت­ها تأمین و در قالب تسهیلات در اختیار مشتریان و واحدهای تجاری برای انجام فعالیت­های اقتصادی قرار می­دهند.

از سوی دیگر در پژوهش­های پیشین نشان داده شده است که واحدهای تجاری تمایل زیادی به برقراری ارتباطات نزدیک با دولت دارند، زیرا این روابط مزایای بسیاری نظیر تخفیفات مالیاتی، یارانه­های دولتی، کاهش تعرفه­های گمرکی، دسترسی آسان­تر به اعتبارات و ... را برای واحدهای تجاری در پی دارد (لی و وانگ[i]، 2017).یکی از مهم‌ترین عوامل تسهیل دریافت تسهیلات بانکی، ارتباطات سیاسی ارکان راهبری واحدهای تجاری می­باشد (چارمیلند[ii] و همکاران، 2006؛ آکوملیو[iii] و همکاران، 2016؛ لی و وانگ، 2017؛ پنگ[iv] و همکاران، 2017). برقراری ارتباطات سیاسی توسط شرکت­ها، باعث تسهیل دسترسی به منابع مالی خواهد شد که این امر باعث می­شود که تصمیمات اعتباردهندگان نیز تحت­الشعاع قرار گیرد (رضایی و افروزی،1394). پن و تیان[v](2017) و بادآور نهندی و تقی زاده خانقاه (1397)، نیز بیان نمودند که ارتباطات سیاسی می­تواند باعث کاهش محدودیت­های تأمین مالی واحدهای تجاری و نیز افزایش سرمایه لازم برای فعالیت­های سرمایه­گذاری شود.

یک نظام حاکمیت شرکتی مناسب نیز باعث می­شود که در سهامداران و وام‌دهندگان به شرکت این اطمینان به وجود آید که شرکت توانایی انجام تعهدات خود را دارد (زمانی و سهرابی، 1397) و باعث شفافیت در فرآیند­های کاری و رعایت حقوق و پاسخگویی در برابر ذینفعان خواهد شد (رضایی و افروزی، 1394). یکی از سازوکارهای مهم نظام حاکمیت شرکتی وجود اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره و با به عبارت دیگر استقلال هیئت‌مدیره است. زمانی و سهرابی (1397)، معتقدند که حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره موجب کاهش مسئله نمایندگی خواهد شد. مدیران غیر اجرایی به دلیل رویکرد برون­سازمانی خویش، در افزایش ظرفیت و قابلیت­های شرکت، نقش مهمی ایفا نموده (پفیفر و سالانسیک[vi]، 1978) و موجب افزایش شفافیت شرکت نزد بازار و نیز بهبود توانایی شرکت در افزایش وجوه خود می­شود؛ بنابراین این موضوع، باعث افزایش اعتبار شرکت نزد اعتباردهندگان و تأمین مالی مناسب­تر خواهد شد (زمانی و سهرابی، 1397). از این‌رو حضور افراد غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره باعث تسهیل دریافت تسهیلات بانکی می­شود (پنگ و همکاران، 2017).

با توجه به مطالب بیان­شده، هدف این پژوهش بررسی تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی می­باشد. در این پژوهش حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره نیز به­عنوان متغیر تعدیلگر در نظر گرفته شده است.

 

2- پیشینه ­نظری پژوهش

از مهم‌ترین تصمیماتی که مدیران شرکت­ها با آن مواجه‌اند، تصمیمات مربوط به تأمین منابع مالی است (زمانی و سهرابی، 1397). تأمین مالی به فرآیند تأمین منابع مالی برای انجام فعالیت­ها و نیل به اهداف واحد تجاری اطلاق می­شود. واحدهای تجاری به شیوه­های گوناگون تأمین مالی خود را انجام می­دهند (لاری دشت بیاض و همکاران، 1397) که یکی از مهم‌ترین آن‌ها، استفاده از تسهیلات بانکی است. بانک­ها برای انجام فعالیت­های اقتصادی واحدهای تجاری، وام­های کوتاه­مدت و بلندمدت در اختیار آن‌ها قرار ­می­دهند. عوامل گوناگونی بر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی مؤثرند. زمانی و سهرابی (1397)، این عوامل را به دو دسته عوامل درونی و برونی تقسیم می­نمایند. آنان بیان­ نمودند که عوامل بیرونی از کنترل شرکت و ارکان راهبری آن خارج است که از آن جمله می­توان به سیاست­های دولتی و نیز وضعیت اقتصادی کشور اشاره نمود. آنان عوامل درونی را نیز مواردی چون اندازه و سن شرکت، حاکمیت شرکتی، کیفیت گزارشگری مالی و غیره بیان نمودند. یکی از عوامل مؤثر بر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی، ارتباطات سیاسی اعضای هیئت‌مدیره شرکت می­باشد (پنگ و همکاران، 2017).

پنگ و همکاران (2017)، ارتباطات سیاسی را در چارچوب ارتباط نزدیک بین واحدهای تجاری و ارکان راهبری آن با احزاب سیاسی، مقامات ارشد دولتی، نظام پارلمانی و سیاستمداران تعریف می­کنند. فاسیو[vii] (2006)، ارتباطات سیاسی را در سه بعد اقتصادی، اجتماعی و فردی تقسیم­بندی نمودند. آنان بیان کردند که در بعد اقتصادی دولت، 50 درصد و یا بیش از 50 درصد سهام واحدهای تجاری را در اختیار دارند. آنان سرمایه­گذاری نهادهای وابسته به دولت در واحدهای تجاری را در بعد اجتماعی قرار می­دهند. بعد فردی نیز به حضور افرادی از بدنه دولت مانند رئیس‌جمهور، اعضای کابینه، نمایندگان مجلس و غیره در ارکان راهبری واحدهای تجاری (مدیرعامل، اعضای هیئت‌مدیره و ...)، اشاره دارد (اعتمادی و احمدی گورجی، 1396). ادبیات موجود در مورد مزایای ارتباطات سیاسی توضیحات مختلفی را ارائه داده­اند که به سه دسته تقسیم می­شوند: گروه اول در قالب تئوری وابستگی به منابع که توسط پفیر و سالانسیک (1978)، بیان شد، ارائه می­گردد. در این رویکرد ارتباطات سیاسی دسترسی به منابع کمیاب و باارزش مانند تسهیلات بانکی یا قراردادهای دولتی را تسهیل می­بخشد. آلن[viii] و همکاران (2006)، بیان می­کنند که ارتباطات سیاسی خلأهای نهادی را که غالباً در اقتصادهای نوظهور وجود دارد، جبران می­کند. همچنین ارتباطات سیاسی به شرکت­ها کمک می­کند تا با عدم قطعیت­های موجود در بازارهای مالی مقابله کنند (لی و ژانگ[ix]، 2007) و نوعی پوشش بیمه­ای در برابر شوک­های منفی خارجی ایجاد می­کنند (بلو[x] و همکاران، 2011). گروه دوم نقش سیاستمداران در بازارهای مالی را مورد توجه قرار می­دهد. بر این اساس ارتباطات سیاسی روشی برای استفاده از منابع واحدهای تجاری برای به دست آوردن یا حفظ حمایت­های سیاسیمحسوب می­شود (بوباکری[xi] و همکاران، 2008). گروه سوم به منافع مدیران از ایجاد ارتباطات سیاسی واحدهای تجاری بازمی­گردد. ایجاد ارتباطات سیاسی بخش مهمی از سرمایه اجتماعی واحدهای تجاری محسوب می­شود که توسط مدیران به وجود آمده است که می­تواند موقعیت رقابتی شرکت­ها را بهبود ببخشد (لی[xii] و همکاران، 2008).

پنگ و همکاران (2017)، بیان­ می­کنند که ارتباطات سیاسی می­تواند باعث بهبود محیط مالی واحد­های تجاری شود. همچنین لی و همکاران (2008) و فان[xiii] و همکاران (2008)، ارتباطات سیاسی را یکی از مهم‌ترین عوامل تسهیل‌کننده وام­های بلندمدت بانکی در بازارهای نوظهوری مانند مالزی و پاکستان می­دانند. فرازر[xiv] و همکاران (2006)، نیز معتقدند که شرکت­های دارای ارتباطات سیاسی قوی دسترسی بیشتر و آسان­تری به منابع مالی مورد نیاز خود دارند. کلاسنس[xv] و همکاران (2008)، دسترسی به وام­های اعتباری را یکی از مهم‌ترین عوامل برقراری ارتباطات سیاسی توسط واحدهای تجاری می­داند. ارتباطات سیاسی به واحدهای تجاری کمک می­کنند که با سهولت بیشتری وام­های بانکی را دریافت نمایند (فان و همکاران، 2008). همچنین ارتباطات سیاسی به­عنوان یک نقش واسط در نظام اداری باعث کاهش هزینه­های تأمین مالی و اخذ وام­های اعتباری خواهد شد (پنگ همکاران، 2017). ارتباطات سیاسی می­تواند در شرکت­هایی که نسبت به تصمیمات کلان دولت حساسیت بیشتری نشان می­دهند، تأثیر بیشتری داشته باشد (لیانگ[xvi] و همکاران، 2017 و دینگ[xvii] و همکاران، 2017). پنگ و همکاران (2017)، نقش ارکان راهبری واحدهای تجاری همچون مدیران عامل و اعضای هیئت‌مدیره را بسیار مهم تلقی می­کند و بیان می­نماید که آنان از طریق ایجاد ارتباطات سیاسی و بهبود عملکرد واحد دسترسی بیشتری به وام­های بانکی خواهند داشت.

مهدوی و رضایی (1394)، یکی از ارکان مهم در اداره امور شرکت­ها به­ویژه در مورد کنترل و نظارت بر عملکرد مدیران اجرایی و نیز حفاظت از منافع سهامداران را هیئت‌مدیره می­دانند. پنگ و همکاران (2017)، بیان می­کنند که حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره واحدهای تجاری باعث تسهیل تأمین مالی از طریق وام­های بانکی می­شوند. در محیط­های عملیاتی پیچیده، شبکه­های ارتباطی مدیران مستقل بر عملکرد بازار تأثیر مثبتی می­گذارد (پنگ و همکاران، 2017). نگوئین و نیلسن[xviii] (2010)، ارزش ذاتی مدیران مستقل را بیش از ارزش مهارت­ها و قابلیت­های فردی آنان می­دانند. حضور اعضای غیرموظف در هیئت‌مدیره واحدهای تجاری، باعث می­شود که بر عملکرد مدیران اجرایی نظارت بیشتر و مؤثرتری صورت گیرد و باعث ایجاد اطمینان در اعتباردهندگان گردد (رضایی و افروزی، 1394). در مناطق با بازارهای مالی کمتر توسعه یافته و نیز سیاست­های پولی سخت­گیرانه، مدیران مستقل از طریق برقراری ارتباطات سیاسی، به واحدهای تجاری در به دست آوردن وام­های بلندمدت و جریان‌های نقدی باثبات کمک می­نمایند (آکوملیو و همکاران، 2016). در مناطقی که محیط سازمانی ضعیفی دارند، همچنین سرمایه­ها جزئی و فساد بالاست، واحدهای تجاری نسبت به ریسک تأمین اعتبار آسیب­پذیرترند وبا تنگناهای بیشتری در زنجیره تأمین مالی مواجه‌اند و ریسک مالی آنان افزایش می­یابد؛بنابراین این شرکت­ها به­منظور تسهیل تأمین اعتبار، استفاده از یارانه­های دولتی، تخفیفات مالیاتی و ... از مدیران دولتی به­عنوان اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره خود استفاده نمایند (نیگوئین و نیلسن، 2010). حضور مدیران دولتی به­عنوان اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره، باعث ایجاد شبکه­های ارتباطی (دوالی و پیک[xix]، 2010) و تسهیل در تأمین اعتبار بلندمدت خواهد شد (دنگ و همکاران، 2016).

 

3- پیشینه تجربی پژوهش

بوباکری و همکاران (2012)، در پژوهشی تحت عنوان ارتباطات سیاسی و هزینه حقوق صاحبان سهام نشان دادند که شرکت­های دارای ارتباطات سیاسی به منابع اعتباری دسترسی آسان­تری دارند. همچنین ارتباطات سیاسی با تغییر در اهرم و عملکرد عملیاتی همبستگی دارد.

لی و همکاران (2013)، در پژوهشی تحت عنوان ارتباطات دولتی و محدودیت­های مالی در نمونه­ای از شرکت­های بزرگ چینی نشان دادند که انتصاب مدیران اجرایی دولتی در ارکان رهبری شرکت­ها باعث دسترسی آسان­تر آنان به تسهیلات بانک­های دولتی می­شود. آنان همچنین نشان دادند که در بخشی از شرکت­های غیردولتی، این ارتباطات دولتی باعث کاهش محدودیت­های مالی شده است.

لینگ[xx] و همکاران (2016)، در پژوهشی تحت عنوان ارتباطات سیاسی، سرمایه­گذاری بیش از حد و عملکرد شرکت نشان دادند که شرکت­های با ارتباطات سیاسی قوی، تأمین مالی خود را بیشتر از طریق وام­های بلندمدت بانکی انجام می­دهند و سرمایه­گذاری بیش از حد انجام می­دهند. همچنین بین ارتباطات سیاسی و بازده دارایی­ها ارتباط منفی برقرار است.

تسای[xxi] و همکاران (2016)، در پژوهش خود تغییرات در عرضه وام­ها را قبل و بعد از بحران مالی سال 2008 بررسی نمودند. آنان نشان دادند که شرکت­های دارای ارتباطات سیاسی، قبل از سال 2008، وام­های بانکی را با نرخ پایین­تری دریافت کرده­اند درحالی‌که چنین مزیتی­ به­طور پیوسته در طول دوره پس از بحران مشاهده نشده است.

پنگ و همکاران (2017)، در پژوهش خود تحت عنوان ارتباطات سیاسی اعضای هیئت‌مدیره و تأمین مالی اعتباری در شرکت­های خصوصی چینی نشان دادند که ارتباطات سیاسی مدیران غیر اجرایی نسبت به ارتباطات سیاسی مدیران اجرایی نقش مهم‌تری را در به دست آوردن وام­های بلندمدت ایفا می­نمایند.

حسن[xxii] و همکاران (2017)، در پژوهش خود نشان دادند که در کشور لهستان نسبت به اقتصادهای نوظهور بین ارتباطات سیاسی و دسترسی به وام­های بانکی بلندمدت ارتباط ضعیف­تری وجود دارد. آنان دلیل احتمالی چنین نتیجه­ای را عدم ثبات فضای سیاسی لهستان دانستند. آنان همچنین دریافتند که ارزش ارتباطات سیاسی برای شرکت­های لهستانی از سال 2007 به بعد افزایش یافته است.

تی[xxiii](2018)، در پژوهشی تحت عنوان بررسی مجدد رابطه بین ارتباطات سیاسی و هزینه بدهی در نمونه­ای از شرکت­های مالزیایی نشان داد که ارتباطات سیاسی با هزینه بدهی پایین­تر در ارتباط است درحالی‌که دوگانگی وظایف مدیرعامل با هزینه بدهی بالاتر در ارتباط است. همچنین حضور اعضای غیرموظف در ترکیب کمیته حسابرسی باعث کاهش هزینه بدهی خواهد شد.

طالب نیا و همکاران (1394)، در پژوهشی تحت عنوان اثر تصمیمات تأمین مالی مدیریت بر جریان‌های نقدی، رابطه بین نسبت­های بدهی و طبقات پنج­گانه صورت جریان وجه نقد را مورد بررسی قرار دادند. آنان نشان دادند که بین متغیرهای تصمیمات تأمین مالی مدیریت و جریانات نقدی سال بعد رابطه معناداری وجود دارد.

جهانشاد و شعبانی (1394)، در پژوهش خود نشان دادند که سرمایه‌گذاران نهادی بر حساسیت جریانات نقدی سرمایه­گذاری تأثیر منفی و معناداری دارند. همچنین آنان نشان دادند که در شرکت­های دارای محدودیت تأمین مالی، مالکان نهادی بر حساسیت جریانات نقدی سرمایه­گذاری تأثیر منفی و معناداری دارند درحالی‌که در شرکت­های فاقد محدودیت­های تأمین مالی، تأثیر معناداری وجود ندارد.

حساس یگانه و همکاران (1394)، در پژوهش خود تأثیر مکانیزم­های حاکمیت شرکتی (تمرکز مالکیت، مالکیت نهادی، اندازه هیئت‌مدیره و استقلال هیئت‌مدیره) را بر میزان جذب بدهی در شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی نمودند و نشان دادند که هیچ یک از مکانیزم­های حاکمیت شرکتی بر میزان جذب بدهی مؤثر نبوده­اند. ابراهیمی و همکاران (1395)، در پژوهشی تحت عنوان رابطه بین تصمیمات تأمین مالی با انواع مدیریت سود نشان دادند که بین اهرم مالی و مدیریت اقلام تعهدی به روش­های جونز و کوتاری و نیز سطح کلی مدیریت سود رابطه منفی و بین اهرم مالی و مدیریت سود واقعی رابطه مثبتی وجود دارد.

اعتمادی و احمدی گورجی (1396)، در پژوهشی به بررسی اثر ارتباط سیاسی بر سرمایه­گذاری و کاهش محدودیت­های تأمین مالی در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آنان نشان دادند که ارتباط سیاسی بر رفتار سرمایه­گذاری شرکت­ها مؤثر بوده و سبب کاهش محدودیت­ جریان تأمین مالی شرکت­ها شده است.

بادآور نهندی و تقی زاده خانقاه (1397)، در پژوهشی تحت عنوان تأثیر ارتباطات سیاسی بر سرمایه­گذاری بیشتر از حد و عملکرد شرکت نشان دادند که ارتباطات سیاسی بر سرمایه­گذاری بیشتر از حد تأثیر مثبتی داشته و بر عملکرد شرکت تأثیر منفی می­گذارد. زمانی و سهرابی (1397)، در پژوهشی تحت عنوان بررسی اثر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی بر تأمین مالی از طریق وام بانکی در شرکت­های خصوصی نشان دادند که وجود حاکمیت شرکتی (اندازه هیئت‌مدیره، استقلال هیئت‌مدیره و مالکیت مدیرعامل)، تأثیر مثبت و معناداری بر تأمین مالی از طریق وام بانکی دارد؛ درحالی‌که کیفیت حسابرسی تأثیری ندارد.

خواجوی و همکاران (1397)، در پژوهش خود رویه­های اتخاذ شده توسط مدیران ارشد شرکت­های فعال در صنایع مختلف را به­منظور تأمین مالی سرمایه در گردش مورد بررسی قرار دادند. آنان از دو مدل SUR و OLS برای نیل به اهداف به پژوهش خود بهره بردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که در مدل SUR شرکت­ها در صنایع مختلف گام نخست سلسله­مراتب تأمین مالی یعنی رجوع به وجه نقد درون شرکت را رعایت و سپس در گام­های بعدی به انتشار حقوق مالکیت و نیز تقبل بدهی رجوع کرده­اند. در مدل OLS نیز در پنج طبقه­ی دارویی، غذایی، ماشین­آلات، معدنی و سیمان، آهک، گچ و سرامیک گام نخست سلسله مراتب تأمین مالی رعایت شده است.

با توجه به مطالبی که در بخش مبانی نظری و نیز پیشینه پژوهش مورد بررسی قرار گرفت، مدل مفهومی پژوهش به­صورت زیر است:

 

استقلال هیئت­مدیره

تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی

ارتباطات سیاسی هیئت مدیره

شکل 1- مدل مفهومی پژوهش

(منبع: پنگ و همکاران (2017))

 

4- فرضیه­های پژوهش

یکی از مهم‌ترین عوامل تسهیل دریافت تسهیلات بانکی، ارتباطات سیاسی ارکان راهبری واحدهای تجاری می­باشد (فرازر و همکاران، 2006؛ چارمیلند و همکاران، 2006؛ فان و همکاران، 2008؛ آکومیلو و همکاران، 206؛ لی و وانگ، 2017؛ پنگ و همکاران، 2017؛ حسن و همکاران، 2017)؛بنابراین انتظار بر این است که ارتباطات سیاسی اعضای هیئت‌مدیره بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی تأثیر بگذارد و فرضیه­های اول و دوم به­صورت زیر تبیین می­گردد:

فرضیه اول:ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت مؤثر است.

فرضیه دوم:ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت مؤثر است.

همچنین حضور افراد غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره، باعث افزایش شفافیت و اعتبار شرکت نزد سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان خواهد شد (زمانی و سهرابی، 1397) و باعث تسهیل تأمین مالی شرکت خواهند شد (نیگوئین و نیلسن، 2010؛ دنگ و همکاران، 2016؛ آکومیلو و همکاران، 2016؛ پنگ و همکاران، 2017)؛بنابراین انتظار بر این است که حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره به­عنوان یک متغیر تعدیلگر، تأثیر ارتباطات سیاسی هیئت‌مدیره بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی را تقویت نماید و فرضیه­های سوم و چهارم به­صورت زیر تبیین می­گردد:

فرضیه سوم:استقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر بر تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت مؤثر است.

فرضیه چهارم:استقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر بر تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت مؤثر است.

 

 

5- روش­شناسی پژوهش

اینپژوهشبه لحاظهدف،کاربردیوازنظرماهیتوروش،توصیفی-همبستگیاست.همچنینازلحاظزمانانجامپژوهشازنوعپژوهش­هایپس­رویدادی (غیرتجربی) استوازلحاظنوعاستدلالبراینتیجه­­گیری،جزءپژوهش­هایاستقراییتلقیمی­شود.داده­هایموردنیازاینپژوهشازاطلاعاتواقعیشرکت­هایپذیرفته‌شدهدربورساوراقبهادارتهران، نرم‌افزار ره­آورد نوین و نیز یادداشت­های توضیحی و گزارش­های هیئت‌مدیره استخراج گردیده و برای آزمون فرضیه­ها و گزارش نتایج از نرم‌افزار Eviews استفاده شده است.در این پژوهش جامعه آماری، کلیه شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران است که بااستفادهازروشحذفسیستماتیکنسبتبهتعیینحجمنمونهبراساسمعیارهایزیرمبادرت شدهاست:

1)   برایرعایتقابلیتمقایسهپذیری،سالمالیمنتهیبه 29 اسفندماههرسالدرنظرگرفتهمی‌شود.

2)   جزءشرکت­هایمالی (مانندبانک­هاومؤسساتمالی) وشرکت­هایسرمایه­گذارییاشرکت­هایواسطه­گریمالینباشد.

3)   اطلاعاتمالیآن‌هاقابل‌دسترسباشد.

4)   درطیقلمروزمانیپژوهشتغییرسالمالینداشتهباشد.

5)   اطلاعاتموردنیازمربوطبهمتغیرهادردسترسباشد.

لازم به ذکر است که با توجه به نحوه اندازه‌گیری برخی متغیرهای پژوهش، اطلاعات مربوط به سال مالی 1389 نیز در اندازه­گیری همان متغیرها مورد بررسی قرار گرفته است.

باتوجهبهشرایطذکرشدهنمونهآماریاینپژوهششامل 128 شرکتدربازهبینسال­های 1390 تا 1396می­باشد.

 

6- مدل­ها و متغیرهای پژوهش

در این پژوهش، فرضیه­ها با توجه به مدل­های رگرسیونی چند متغیره و نیز داده­های پانل مورد آزمون قرار می­گیرند. برای آزمون فرضیه­های 1 تا 4 پژوهش به ترتیب از مدل­های 1 تا 4 (بر اساس الگوی پژوهش پنگ و همکاران، 2017) استفاده می­شود.

(1)

 

 (2)

 

 

(3)

 

(4)

 

 

با توجه به مدل­های ارائه شده، متغیرهای پژوهش به شرح زیر است:

متغیرهای وابسته: در این پژوهش همانند پژوهش پنگ، ژانگ و ژو (2017)، دو متغیر زیر به­عنوان متغیرهای وابسته در نظر گرفته شده است:الف) تسهیلات بانکی کوتاه­مدت (S Debt): این متغیر از تقسیم تسهیلات مالی کوتاه­مدت بر ارزش دفتری دارایی­های پایان دوره به دست می­آید.ب) تسهیلات بانکی بلندمدت (L Debt): این متغیر از تقسیم تسهیلات مالی بلند­مدت بر ارزش دفتری دارایی­های پایان دوره به دست می­آید.

متغیر مستقل: ارتباطات سیاسی (PC): در این پژوهش همانند پژوهش ابراهیمی، بهرامی نسب و حسن زاده (1396)، از دو معیار بدهی­های بلندمدت و نیز حضور اعضای وابسته به دولت و سایر ارکان نظام سیاسی در ترکیب هیئت‌مدیره شرکت­ها استفاده شده است. چنانچه نسبت بدهی­های بلندمدت به کل بدهی­های شرکت و نیز نسبت اعضای هیئت‌مدیره وابسته به دولت به کل اعضای هیئت‌مدیره شرکت بیش از میانه سایر شرکت­ها باشد، به­ آن‌ها عدد یک تعلق می­گیرد و در زمره شرکت­های دارای روابط سیاسی قرار می­گیرند در غیر این صورت عدد صفر تعلق خواهد گرفت.

متغیر تعدیلگر: استقلال هیئت‌مدیره (Bone): در این پژوهش همانند پژوهش زمانی و سهرابی (1397)، این متغیر از تقسیم تعداد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره بر کل اعضای هیئت‌مدیره شرکت حاصل می­شود.

متغیرهای کنترلی:در این پژوهش همانند پژوهش پنگ، ژانگ و ژو (2017)، متغیرهای کنترلی زیر در نظر گرفته شده و اندازه­گیری شده­اند: الف) اندازه شرکت (size): لگاریتم مجموع دارایی­ها در اول دوره، ب) :Tangible نسبت ارزش خالص دارایی­های ثابت در ابتدای دوره بر کل دارایی­ها، ج) Profit: نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی­ها. د) Cash: نسبت وجه نقد آغاز دوره بر کل دارایی­ها؛و) سن شرکت (Age): لگاریتم تعداد سال­های حضور شرکت در بورس اوراق بهادار تهران.

 

 

 

 

7- یافته­های پژوهش

7-1- آمار توصیفی

به تلخیص، توصیف و توضیح ویژگی­های مهم داده­ها، آمار توصیفی گفته می­شود.جدول 4 حاوی شاخص‌هایی برای توصیف متغیرهای پژوهش می‌باشد. با توجه به نتایج به دست آمده، میانگین تسهیلات مالی کوتاه­مدت 1981/0 و میانه آن 1676/0 است که با توجه به بزرگ‌تر بودن میانگین از میانه توزیع داده­های این متغیر دارای چولگی راست است. انحراف معیار آن نیز 1681/0 می­باشد. با توجه نتایج گزارش شده در جدول، میانگین تسهیلات مالی بلندمدت نیز 0333/0 و میانه آن صفر می­باشد که دارای چولگی مثبت است. انحراف این متغیر 0727/0 می­باشد. در مورد متغیر ارتباطات سیاسی نیز به دلیل آنکه میانه آن (یک) بزرگ‌تر از میانگین آن (7972/0) است دارای چولگی چپ بوده و انحراف معیار آن برابر است با 4023/0. میانگین متغیر استقلال هیئت‌مدیره (6619/0) از میانه آن (6000/0) می­باشد که دارای چولگی راست می­باشد. انحراف معیار این متغیر نیز برابر با 1675/0 می­باشد. آمار توصیفی متغیرهای کنترلی نیز در جدول 1 قابل مشاهده است.

 

جدول 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیرها

تعداد مشاهدات

میانگین

میانه

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

تسهیلات مالی کوتاه‌مدت

896

1981/0

1676/0

8737/0

0000/0

1681/0

1314/1

2464/4

تسهیلات مالی بلندمدت

896

0333/0

0000/0

6895/0

0000/0

0727/0

3763/3

4000/17

ارتباطات سیاسی

896

7972/0

1

1

0000/0

4023/0

4783/1-

1852/3

استقلال هیئت‌مدیره

896

6619/0

6000/0

1

2000/0

1675/0

0113/0

4983/2

اندازه شرکت

896

2053/6

0968/6

3093/8

5621/4

7032/0

7643/0

6026/3

نسبت دارایی‌های ثابت اول دوره بر کل دارایی‌ها

896

8918/0

1948/0

8400/2

5505/0

6951/0

3563/5

9230/33

نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی‌ها

896

5094/0

0988/0

6506/1

7056/2-

9250/1

4565/6

9618/53

نسبت وجه نقد اول دوره بر کل دارایی‌ها

896

1839/0

0253/0

866/1

1605/0

7871/0

1431/10

1888/145

سن شرکت

896

7996/2

8332/2

8918/3

0986/1

4759/0

0035/0-

2769/3

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

 

7-2- برآورد مدل به روش داده­های پنل و بررسی مفروضات رگرسیون

در این پژوهش، به دلیل آنکه از الگوی رگرسیون چند متغیره مبتنی بر داده­های پنل برای آزمون فرضیه­ها استفاده شده است؛ لذا از آزمون F لیمر برای تعیین نوع روش تخمین (روش داده­های تلفیقی یا روش داده­های پنل) و از آزمون H هاسمن نیز برای تعیین نوع الگو (اثرات ثابت یا اثرات تصادفی) استفاده شده است. در آزمون F لیمر، چنانچه سطح معناداری از 5 درصد کمتر باشد از روش داده­های پنل در غیر این صورت از روش داده­های تلفیقی استفاده می­شود که با توجه به نتایج آزمون نیز که در جدول زیر گزارش شده است، روش داده­های پنل مورد استفاده قرار گرفته است. در مورد آزمون H هاسمن نیز، چنانچه سطح معناداری از 5 درصد کمتر باشد از مدل اثرات ثابت و در غیر این صورت از مدل اثرات تصادفی استفاده می­شود. با توجه به نتایج ارائه شده در جدول زیر و مقدار سطح معناداری که از 5 درصد کمتر است از مدل اثرات ثابت استفاده شده است.

 

جدول 2- نتایج آزمون F لیمر و H هاسمن

شمارهفرضیه

Fلیمر

Hهاسمن

آماره

معناداری

مدل

آماره

احتمال

الگو

فرضیه 1

0361/3

0000/0

پانل

1298/24

0004/0

اثراتثابت

فرضیه 2

7463/2

0000/0

پانل

0806/43

0000/0

اثرات ثابت

فرضیه 3

0907/10

0000/0

پانل

1490/7

0073/0

اثرات ثابت

فرضیه4

4423/2

0000/0

پانل

2466/7

0103/0

اثرات ثابت

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

7-3- آزمونفرضیه­ها

فرضیه 1) در فرضیه اول بیان شده است که ارتباطات سیاسی شرکت­ها بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت مؤثر است. نتایج حاصل از تحلیل فرضیه 1 در جدول 3 آمده است. با توجه به نتایج به دست آمده، به­منظور اطمینان از این موضوع که همبستگی بین متغیرهای مستقل، اثر نامطلوبی بر نتایج پژوهش خواهد گذاشت یا نه عامل تورم واریانس محاسبه شده است. با توجه به اینکه عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرهای از 10 کمتر است، نتیجه می­گیریم که وجود همخطی، مشکلی برای نتیجه­گیری بر مبنای مدل ایجاد نخواهد کرد. همچنین برای بررسی استقلال متغیرها و باقیمانده­ها از آزمون دوربین واتسون استفاده شده است. با توجه به اینکه مقدار آماره دوربین واتسون 0581/2 بوده و در بازه 5/1 تا 5/2 قرار دارد؛ نتیجه می­گیریم که در پسماندها همبستگی سریالی وجود ندارد. ضریب تعیین به دست آمده نشان می­دهد که 66 درصد از تغییرات متغیر وابسته به­وسیله متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی توضیح داده می­شود. به­منظور اطمینان از صحت ضریب تعیین محاسبه شده نیز از ضریب تعیین تعدیل شده استفاده می­شود که مقدار آن برابر با 59 درصد است. با توجه به اختلاف پایین بین ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده نتیجه می­گیریم که متغیرهای انتخابی برای تخمین مدل به درستی انتخاب شده­اند. برای بررسی معنادار بودن مدل رگرسیونی از احتمال آماره F در سطح خطای 5 درصد استفاده شده است. با توجه به نتیجه به دست آمده (5498/10 با معناداری 0000/0) نتیجه می­گیریم که الگوی انتخاب شده از معناداری مناسبی برخوردار است. به­منظور بررسی معنادار بودن ضرایب همبستگی نیز از احتمال آماره t در سطح 5 درصد استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول نشان می­دهد که متغیر ارتباطات سیاسی (با ضریب 0158/0 در سطح معناداری 0189/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت تأثیر مثبت و معناداری دارد؛ بنابراین فرضیه اول در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می­شود. در مورد متغیرهای کنترلی نیز نشان داده شده است که هیچ­کدام از متغیرهای کنترلی تأثیر معناداری بر متغیر وابسته ندارند زیرا سطح معناداری آن‌ها از 5 درصد بیشتر است.

 

جدول 3- نتایجتخمینفرضیهاول

متغیرهایتوضیحی

ضرایبتخمین

خطایاستاندارد

tسطحآماره

سطحمعناداری

عاملتورمواریانس

عرضازمبدأ

2350/0

0671/0

4999/3

0005/0

_

ارتباطات سیاسی

0158/0

0067/0

3524/2

0189/0

0093/1

اندازه شرکت

0023/0

0056/0

4173/0

6766/0

3240/1

نسبت دارایی‌های ثابت اول دوره بر کل دارایی‌ها

0006/0-

0005/0

0740/1-

2832/0

6010/1

نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی‌ها

0012/0

0010/0

2477/1

2125/0

0467/1

نسبت وجه نقد اول دوره بر کل دارایی‌ها

0027/0-

0043/0

6260/0-

5315/0

5810/1

عمر شرکت

0222/0-

0141/0

5706/1-

1167/0

2636/1

ضریبتعیین

6556/0

ضریبتعیینتعدیل‌شده

5934/0

دوربینواتسون

0581/2

آمارهF

5498/10

احتمال (آمارهF)

0000/0

منبع:یافته­های پژوهشگر

فرضیه 2) در فرضیه دوم بیان شده است که ارتباطات سیاسی شرکت­ها بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت مؤثر است. نتایج حاصل از تحلیل فرضیه 2 در جدول 4 آمده است.با توجه به نتایج نشان داده شده در جدول 4، مقدار عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها از 10 کمتر می­باشد. مقدار آماره دوربین واتسون (9089/1) در بازه 5/1 تا 5/2 قرار دارد. ضریب تعیین به دست آمده نشان می­دهد که تقریباً 39 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می­شود. همچنین مقدار ضریب تعیین تعدیل شده نیز برابر با 34 درصد و اختلاف آن با ضریب تعیین به دست آمده پایین است. با توجه به آماره F (5447/3) و نیز سطح معناداری آن (0000/0)، نتیجه می­گیریم که الگوی انتخاب شده از معناداری مناسبی برخوردار است. همچنین به­منظور بررسی معنادار بودن ضرایب همبستگی از احتمال آماره t در سطح 5 درصد استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم نشان می­دهد که متغیر ارتباطات سیاسی (با ضریب 0186/0 در سطح معناداری 0009/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت تأثیر مثبت و معناداری دارد؛ بنابراین فرضیه دوم نیز در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می­شود. با توجه به نتایج به دست آمده متغیر کنترلی اندازه شرکت (با ضریب 0021/0 در سطح معناداری 0164/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، تأثیر مثبت و معناداری بر متغیر وابسته دارد. متغیر عمر شرکت نیز (با ضریب 0114/0- در سطح معناداری 0016/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر وابسته تأثیر منفی و معناداری دارد. سایر متغیرهای کنترلی نیز بر متغیر وابسته تأثیر معناداری ندارند زیرا سطح معناداری­شان از 5 درصد بالاتر است.

 

جدول 4- نتایجتخمینفرضیهدوم

متغیرهایتوضیحی

ضرایبتخمین

خطایاستاندارد

tسطحآماره

سطحمعناداری

عاملتورمواریانس

عرضازمبدأ

0352/0

0105/0

3537/3

0008/0

-

ارتباطات سیاسی

0186/0

0055/0

3454/3

0009/0

0400/1

اندازه شرکت

0021/0

0009/0

4054/2

0164/0

2387/1

نسبت دارایی‌های ثابت اول دوره بر کل دارایی‌ها

0006/0-

0004/0

6049/1-

1089/1

6440/1

نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی‌ها

0004/0-

0003/0

3713/1-

1707/0

0645/1

نسبت وجه نقد اول دوره بر کل دارایی‌ها

0010/0-

0030/0

3115/0-

7555/0

6125/1

عمر شرکت

0114/0-

0036/0

1711/3-

0016/0

0725/1

ضریبتعیین

3911/0

ضریبتعیینتعدیل‌شده

3408/0

دوربینواتسون

9089/1

آمارهF

5447/3

احتمال (آمارهF)

0000/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

فرضیه 3) در فرضیه سوم بیان شده است کهاستقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر بر تأثیر ارتباطات سیاسی شرکت­ها بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت مؤثر است. نتایج حاصل از تحلیل فرضیه 3 در جدول 5 آمده است.با توجه به نتایج نشان داده شده در جدول 5، مقدار عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها از 10 کمتر می­باشد. مقدار آماره دوربین واتسون (0714/2) در بازه 5/1 تا 5/2 قرار دارد. ضریب تعیین به دست آمده نشان می­دهد که تقریباً 60 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می­شود. همچنین مقدار ضریب تعیین تعدیل شده نیز برابر با 53 درصد و اختلاف آن با ضریب تعیین به دست آمده پایین است. با توجه به آماره F (2395/8) و نیز سطح معناداری آن (0000/0)، نتیجه می­گیریم که الگوی انتخاب شده از معناداری مناسبی برخوردار است. همچنین به­منظور بررسی معنادار بودن ضرایب همبستگی از احتمال آماره t در سطح 5 درصد استفاده شده است.نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم نشان می­دهد که متغیر ارتباطات سیاسی (با ضریب 0197/0 در سطح معناداری 0034/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت تأثیر مثبت و معناداری دارد. متغیر استقلال هیئت‌مدیره نیز (با ضریب 0839/0 در سطح معناداری 0233/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت تأثیر مثبت و معناداری دارد. با اعمال متغیر تعدیلگر استقلال هیئت‌مدیره، متغیر تعدیلگر دیگری تحت عنوان ارتباطات سیاسی * استقلال هیئت‌مدیره وارد مدل می­شود. این متغیره ایجاد شده نیز (با ضریب 0063/0 در سطح معناداری 0429/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، تأثیر مثبت و معناداری بر متغیر وابسته دارد؛ به عبارت دیگر حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره تأثیر مثبت و معنادار متغیر ارتباطات سیاسیبر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی کوتاه­مدت را تقویت می­نماید؛بنابراین فرضیه سوم در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می­گردد. در مورد متغیرهای کنترلی نیز نشان داده شده است که هیچ­کدام از متغیرهای کنترلی تأثیر معناداری بر متغیر وابسته ندارند زیرا سطح معناداری آن‌ها از 5 درصد بیشتر است.

 

جدول 5- نتایجتخمینفرضیه سوم

متغیرهایتوضیحی

ضرایبتخمین

خطایاستاندارد

tسطحآماره

سطحمعناداری

عاملتورمواریانس

عرضازمبدأ

2936/0

0966/0

0398/3

0025/0

-

ارتباطات سیاسی

0197/0

0656/0

3011/0

0034/0

5244/7

استقلال هیئت‌مدیره

0839/0

0849/0

9883/0

0233/0

8705/3

ارتباطات سیاسی * استقلال هیئت‌مدیره

0063/0

1066/0

0590/0

0429/0

8924/9

اندازه شرکت

0032/0

0058/0

5607/0

5752/0

2465/1

نسبت دارایی‌های ثابت اول دوره بر کل دارایی‌ها

0014/0-

0008/0

8184/1-

0694/0

6433/1

نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی‌ها

0016/0

0010/0

5476/1

1221/0

0656/1

نسبت وجه نقد اول دوره بر کل دارایی‌ها

0006/0

0047/0

1198/0

9047/0

5242/1

عمر شرکت

0252/0-

0171/0

4747/1-

1407/0

0915/1

ضریبتعیین

6021/0

ضریبتعیینتعدیل‌شده

5290/0

دوربینواتسون

0714/2

آمارهF

2395/8

احتمال (آمارهF)

0000/0

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

فرضیه 4)در فرضیه چهارم بیان شده است کهاستقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر بر تأثیر ارتباطات سیاسی شرکت­ها بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت مؤثر است. نتایج حاصل از تحلیل فرضیه 4 در جدول 6 آمده است.با توجه به نتایج نشان داده شده در جدول 6، مقدار عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها از 10 کمتر می­باشد. مقدار آماره دوربین واتسون (9060/1) در بازه 5/1 تا 5/2 قرار دارد. ضریب تعیین به دست آمده نشان می­دهد که تقریباً 39 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می­شود. همچنین مقدار ضریب تعیین تعدیل شده نیز برابر با 33 درصد و اختلاف آن با ضریب تعیین به دست آمده پایین است. با توجه به آماره F (4625/3) و نیز سطح معناداری آن (0000/0)، نتیجه می­گیریم که الگوی انتخاب شده از معناداری مناسبی برخوردار است. همچنین به­منظور بررسی معنادار بودن ضرایب همبستگی از احتمال آماره t در سطح 5 درصد استفاده شده است.نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم نشان می­دهد که متغیر ارتباطات سیاسی (با ضریب 0013/0 در سطح معناداری 0184/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت تأثیر مثبت و معناداری دارد. متغیر استقلال هیئت‌مدیره نیز (با ضریب 0388/0 در سطح معناداری 0001/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت تأثیر مثبت و معناداری دارد. با اعمال متغیر تعدیلگر استقلال هیئت‌مدیره، متغیر تعدیلگر دیگری تحت عنوان ارتباطات سیاسی * استقلال هیئت‌مدیره وارد مدل می­شود. این متغیره ایجاد شده نیز (با ضریب 0326/0 در سطح معناداری 0001/0 که از 5 درصد پایین­تر است)، تأثیر مثبت و معناداری بر متغیر وابسته دارد؛ به عبارت حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره دیگر تأثیر مثبت و معنادار متغیر ارتباطات سیاسی هیئت‌مدیره بر متغیر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی بلند­مدت را تقویت می­نماید؛بنابراین فرضیه چهارم در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می­گردد.متغیر کنترلی اندازه شرکت (با ضریب 0023/0 در سطح معناداری 0000/0) بر متغیر وابسته تأثیر مثبت و معناداری دارد. متغیرهای نسبت دارایی­های ثابت اول دوره بر کل دارایی­ها (با ضریب 0007/0- در سطح معناداری 0003/0)، نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی­ها (با ضریب 0504/0- در سطح معناداری 0000/0) و عمر شرکت (0110/0- در سطح معناداری 000/0) بر متغیر وابسته تأثیر منفی و معناداری دارند. متغیر نسبت وجه نقد اول دوره بر کل دارایی­ها بر متغیر وابسته تأثیر معناداری ندارد زیرا سطح معناداری آن از 5 درصد بیشتر است.

 

جدول 6- نتایجتخمینفرضیه چهارم

متغیرهایتوضیحی

ضرایبتخمین

خطایاستاندارد

tسطحآماره

سطحمعناداری

عاملتورمواریانس

عرضازمبدأ

0572/0

0089/0

4077/6

000/0

-

ارتباطات سیاسی

0013/0

0077/0

1657/0

0184/0

2307/7

استقلال هیئت‌مدیره

0388/0

0099/0

9092/3

0001/0

8921/3

ارتباطات سیاسی * استقلال هیئت‌مدیره

0326/0

0083/0

9092/3

0001/0

7467/9

اندازه شرکت

0023/0

0005/0

4012/4

0000/0

2380/1

نسبت دارایی‌های ثابت اول دوره بر کل دارایی‌ها

0007/0-

0002/0

6538/3-

0003/0

6373/1

نسبت سود قبل از مالیات بر کل دارایی‌ها

0504/0-

0096/0

2178/5-

0000/0

0477/1

نسبت وجه نقد اول دوره بر کل دارایی‌ها

0006/0

0092/0

0700/0

9442/0

6207/1

عمر شرکت

0110/0-

0017/0

4190/6-

0000/0

7728/1

ضریبتعیین

3897/0

ضریبتعیینتعدیل‌شده

3271/0

دوربینواتسون

9060/1

آمارهF

4625/3

احتمال (آمارهF)

0000/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

8- بحث و نتیجه­گیری

در سال­های اخیر، با توجه به تحریم­های اقتصادی و مواجه واحدهای تجاری با کمبود منابع مالی، تأمین مالی پروژه­ها و واحدهای تجاری به یکی از چالش­های اقتصادی کشور تبدیل شده است.از سوی دیگر روش­های گوناگونی برای تأمین مالی واحدهای تجاری وجود دارد که یکی از مهم‌ترین آن‌ها استفاده از تسهیلات بانکی می­باشد. پفیر و سالانسیک (1978)، بیان نمودند که با توجه به تئوری وابستگی به منابع، هر سازمانی برای بقا و شکوفایی باید ارتباطاتی را بیابد که دسترسی به منابع اصلی را تسهیل کند. از منظر نظریه­های جامعه­شناسی همچون نظریه سرمایه اجتماعی (بوردیو، 1986) و وابستگی به منابع (پفیر و سالانسیک، 1978)، شبکه­های ارتباط اجتماعی مانند ترکیب اعضای هیئت‌مدیره می­تواند ابزاری مناسب برای دسترسی به منابع خارجی باشد (هیلمن و همکاران، 2009). همچنین برخی دیگر ارتباطات سیاسی هیئت‌مدیره را باعث تسهیل دسترسی به منابع مورد نیاز واحدهای تجاری برای بقا و تحقق استراتژی­ها و اهداف خود معرفی کردند. در این پژوهش تأثیر ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی در شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1390 تا 1396 بررسی شده است. همچنین در این پژوهش از متغیر استقلال هیئت‌مدیره به­عنوان متغیر تعدیلگر استفاده شده است. نتایج حاصل از پژوهش نشان می­دهد که ارتباطات سیاسی تأثیر مثبت و معناداری بر تأمین مالی کوتاه­مدت و بلندمدت واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی ­می­گذارد که با تئوری وابستگی به منابع و سرمایه­ اجتماعی و نیز نتایج پژوهش­های چارمیلند و همکاران (2006)، لی و همکاران (2008)، فان و همکاران (2008)، بوباکری و همکاران (2012)، لی و همکاران (2013)، آکومیلو و همکاران (2016)، لینگ و همکاران (2016)، لی و وانگ (2017)، پنگ و همکاران (2017)، حسن و همکاران (2017)، تی (2018) واعتمادی و احمدی گورجی (1396)، مطابقت دارد. نتایج پژوهش حاکی از آن است که حضور افراد سیاسی در ترکیب اعضای هیئت‌مدیره باعث تسهیل تأمین مالی شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران از طریق تسهیلات بانکی می­شود. در این پژوهش نشان داده شد که متغیر استقلال هیئت‌مدیره بر تأمین مالی واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی تأثیر مثبت و معناداری دارد که با نتایج پژوهش­های نیگوئین و نیلسن (2010)، دنگ و همکاران (2016) و زمانی و سهرابی (1397) مطابقت دارد اما با نتایج پژوهش حساس یگانه و همکاران (1394) مطابقت ندارد. با توجه به اینکه استقلال هیئت‌مدیره باعث افزایش شفافیت شرکت نزد بازار شده و اعتماد و اطمینان اعتباردهندگان را جلب می­نماید بر تأمین مالی از طریق تسهیلات بانکی تأثیر مثبت و معناداری داشت. همچنین متغیر استقلال هیئت‌مدیره تأثیر مثبت ارتباطات سیاسی بر تأمین مالی کوتاه­مدت و بلندمدت واحدهای تجاری از طریق تسهیلات بانکی را تقویت می­نماید که با پژوهش پنگ و همکاران (2017)، مطابقت دارد. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران که از ایجاد ارتباطات سیاسی برای تأمین­ مالی خود از طریق تسهیلات بانکی استفاده می­نمایند حضور مدیران غیرموظف در ترکیب اعضای هیئت‌مدیره به نوعی باعث ایجاد اعتماد و اطمینان در اعتباردهندگان می­شود و این اعضا از ارتباطات سیاسی خود برای افزایش شهرت، اعتبار و فرصت­ توسعه شرکت­ها استفاده می­نمایند.

با توجه به نتایج پژوهش پیشنهادهای زیر ارائه می­گردد:

الف) با توجه تئوری وابستگی به منابع و نیز نتایج پژوهش به شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می­شود که از مزایای ایجاد ارتباطات سیاسی همچون سهولت در تأمین منابع­ مالی و ... به­منظور افزایش عملکرد و ارزش شرکت استفاده نمایند. همچنین با افزایش و تقویت مکانیزم­های حاکمیت شرکتی به­ویژه حضور اعضای غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره خود، باعث جلب اعتماد سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان شده و از سایر مزایای حضور این افراد استفاده نمایند.

ب) با توجه به اینکه یکی از محدودیت­های اصلی این پژوهش، عدم دسترسی به بانک اطلاعاتی مستقل از شرکت­های دارای ارتباطات سیاسی و نیز تفکیک شرکت­های دولتی از خصوصی بود که باعث کاهش نمونه­ مورد بررسی نیز شد، به سازمان بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می­شود که سازوکاری را فراهم نمایند که دسترسی پژوهشگران به این اطلاعات با سهولت بیشتری امکان‌پذیر باشد.

 

 

 



1-گروهحسابداری،دانشکدهعلومانسانیواجتماعی،دانشگاهکردستان،سنندج،ایران،نویسندهمسئول.frjamei@yahoo.com

2-کارشناسیارشدحسابداری،دانشکدهعلومانسانیواجتماعی،دانشگاهکردستان،سنندج، ایران.



[i] Lee & Wang

[ii] Charumilind

[iii] Acemoglu

[iv] Peng

[v] Pan & Tian

[vi] Pfeffer & Salancick

[vii] Faccio

[viii] Allen

[ix] Li & Zhang

[x] Blau

[xi] Boubakri

[xii] Lee

[xiii] Fan

[xiv] Fraser

[xv] Claessens

[xvi] Liang

[xvii] Deng

[xviii] Nguyen & Nielsen

[xix] Dewally & Peck

[xx] Ling

[xxi] Tsai

[xxii] Hasan

[xxiii] Tee

1)     ابراهیمی، سید کاظم، علی بهرامی نسب و منصور احمدی مقدم، (1395)، "رابطه بین تصمیمات تأمین مالی با انواع مدیریت سود"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، 8(30)، صص 83-102.

2)     ابراهیمی، سید کاظم، علی بهرامی نسب و مهدی حسن­زاده، (1396)، "واکاوی کیفیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی در پرتو مالکیت دولتی و ارتباطات سیاسی"، مدیریت سازمان­های دولتی، 5(2)، صص 151-166.

3)     اعتمادی، حسین و جلیل احمدی گورجی، (1396)، "بررسی اثر ارتباط سیاسی بر سرمایه­گذاری و کاهش محدودیت‌های تأمین مالی در بورس اوراق بهادار تهران"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، 9(2)، صص 4-23.

4)     بادآور نهندی، یونس و وحید تقی زاده خانقاه، (1397)، "تأثیر ارتباطات سیاسی بر سرمایه­گذاری بیش از حد و عملکرد شرکت"، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 25(2)، صص 181-196.

5)     جهانشاد، آزیتا و داود شعبانی، (1394)،"تأثیر محدودیت در تأمین مالی بر رابطه سرمایه‌گذاران نهادی و حساسیت جریانات نقدی سرمایه‌گذاری"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، 7(27)، صص 39-56.

6)      حساس یگانه، یحیی، کیوان شیخی، اسماعیل درگاهی و سیدمهدی پارچینی پارچین، (1394)، "تأثیر مکانیزم­های حاکمیت شرکتی بر میزان جذب بدهی در شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش­های حسابداری مالی، 7(3)، صص 1-16.

7)     خواجوی، شکرالله، اکرم فتحعلی و علیرضا پور گودرزی، (1397)، "مدیران ارشد شرکت­های فعال در صنایع مختلف برای تأمین­ مالی سرمایه در گزدش چه رویه­ای اتخاذ می­کنند؟"، فصلنامه تحقیقات مالی، 20(4)، صص 489-508.

8)     رضایی، فرزین و لیلا افروزی، (1394)، "رابطه هزینه بدهی با حاکمیت شرکتی در شرکت­های دارای ارتباطات سیاسی"، پژوهش حسابداری، 16(1)، صص 85-112.

9)     زمانی، زهرا و زهرا سهرابی، (1397)، "بررسی اثر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی بر تأمین مالی از طریق وام بانکی در شرکت­های خصوصی"، مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6(3)، صص 133-146.

10) طالب نیا، قدرت­اله، مهدی دسینه و فاطمه مریدی، (1394)، "اثر تصمیمات تأمین مالی مدیریت بر جریان‌های نقدی"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، 7(26)، صص 87-106.

11) لاری دشت بیاض، محمود، مهدی صالحی و مریم سخاوت پور، (1397)، "بررسی رابطه محدودیت مالی، ساختار دارایی­ها و تأمین مالی در شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران"، مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6(1)، صص 181-196.

12) مهدوی، غلامحسین و غلامرضا رضایی، (1394)، "بررسی اثرهای ساختار هیئت‌مدیره بر محدودیت­ در تأمین مالی شرکت­های پذیرفته­شده بورس اوراق بهادار تهران"، تحقیقات مالی، 17(1)، صص 179-198.

13)   Acemoglu, D., S. Johnson, A. Kermani, J. Kwak, and T. Mitton. (2016), “The Value of Connections in Turbulent Times: Evidence from the United States”, Journal of Financial Economics, 121, PP. 368–391.

14)   Allen, F., Bartiloro, L., Kowalewski, O., (2006), “The Financial System of the EU 25. In: Liebscher, K., Christl, J., Mooslechner, P. (Eds.)”, Financial Development, Integration and Stability in Central, Eastern and South-eastern Europe. Edward Elgar, Cheltenham, pp. 80e104.

15)   Blau, B.M., Brough, T., Thomas, D.W., (2011), “Corporate Lobbying, Political Connections, and the 2008 Troubled Asset Relief Program”, Available at SSRN: http:// ssrn.com/abstract¼1878653 https://doi.org/10.2139/ssrn.1878653.

16)   Boubakri, N., Guedhami, O., Mishra, D., Saffar, W. (2012), “Political Connections and the Cost of Equity Capital”, Journal of Corporate Finance, 18 (3), PP. 541– 559.

17)   Bourdieu, P. (1986), “The Forms of Capital. In J.G. Richardson (Eds.)”, Handbook of theory and research for the sociology of education (PP. 241–258). Westport, CT: Greenwood.

18)   Charumilind, C., R. Kali, and Y. Wiwattanakantang. (2006), “Connected Lending: Thailand before the Financial Crisis”, Journal of Business, 79, PP. 181–217.

19)   Claessens, S., E. Feijen, and L. Laeven. (2008), “Political Connections and Preferential Access to Finance: the Role of Campaign Contributions”, Journal of Financial Economics, 88, PP. 554–580.

20)   Cull R, Wei Li, Sun Bo, Colin Xu L. (2013), “Government Connections and Firms”, Policy Research Working Paper, PP. 6352.

21)   Deng, X., Y. Xin, and F. Teng. (2016), “Mandatory Resign of Independent Directors with Government Official Identity and the Loss of Political Connections”, China Industrial Economics, 2, PP. 130–145.

22)   Dewally, M., and S. W. Peck. (2010), “Upheaval in the Boardroom: outside Director Public Resignations, Motivations, and Consequences”, Journal of Corporate Finance, 16, PP. 38–52.

23)   Ding, H. J., H. M. Fan, S. Lin, and K. Shi. (2017), “Equilibrium Consequences of Corruption on Firms: Evidence from China’s Anti-corruption Campaign”, Working Paper.

24)   Faccio, M. (2006), “Politically Connected Firms”, American Economic Review, 96, PP. 369–386.

25)   Fan, J. P. H., O. M. Rui, and M. Zhao. (2008), “Public Governance and Corporate Finance: Evidence from Corruption Cases”, Journal of Comparative Economics, 36, PP. 343–364.

26)   Fraser, D. R., H. Zhang, and C. Derashid. (2006), “Capital Structure and Political Patronage: the Case of Malaysia”, Journal of Banking and Finance, 30, PP. 1291–1308.

27)   Hasan, I., Jackowicz, K., Kowalewski, O., & Kozłowski, Ł. (2017), “Politically Connected Firms in Poland and their Access to Bank Financing”, Communist and Post-Communist Studies, 50(4), PP. 245-261.

28)   Hillman, A. J., Withers, M. C., & Collins, B. J. (2009), “Resource Dependence Theory: A Review”, Journal of Management, 35(6), PP. 1404–1427.

29)   Lee, W., Wang, L. (2017), “Do Political Connections Affect Stock Price Crash Risk? Firm-level Evidence from China”, Review of Quantitative Finance and Accounting, 48 (3), PP. 643-676.

30)   Li, H., L. Meng, Q. Wang, and L. A. Zhou. (2008), “Political Connections, Financing and Firm Performance: Evidence from Chinese Private Firms”, Journal of Development Economics, 87, PP. 283–299.

31)   Li, H., Zhang, Y., (2007), “The Role of Managers' Political Networking and Functional Experience in New Venture Performance: Evidence from China's Transition Economy”, Strategic Management. Journal. 28, PP. 791-804.

32)   Li, J.J., Poppo, L., Zhou, K.Z., (2008), “Do Managerial Ties in China always Produce Value ? Competition, Uncertainty, and Domestic vs. Foreign Firms”, Strategic Management. Journal. 29, PP. 383-400

33)   Liang, Y., K. Shi, L. Wang, and J. Xu. (2017), “Local Government Debt and Firm Leverage: Evidence from China”, Asian Economic Policy Review, 12, PP. 210–232.

34)   Ling, L., Zhou, X., Ling, Q., Song, P., & Zeng, H. (2016), “Political Connections, Overinvestments and Firm Performance: Evidence from Chinese Lsted Real Estate Firm”, Finance Research Letters, 18, PP. 328-333.

35)   Nguyen, B. D., and K. M. Nielsen. (2010), “The Value of Independent Directors: Evidence from Sudden Deaths”, Journal of Financial Economics, 98, PP. 550–567.

36)   Pan, X., Tian, G. G. (2017), “Political Cnnections and Corporate Investments: Evidence from the Recent Anti-corruption Campaign in China”, Journal of Banking and Finance, In Press, DOI: 10.1016/j.jbankÞn.2017.03.005.

37)   Peng, H., Zhang, X., Zhu, X. (2017), “Political Connections of the Board of Directors and Creadit Financing: Evidence from Chinese Private Enterprises”, Accounting & Finance, 58, PP. 1418-1516.

38)   Pfeffer, J., Salancick, G. R. (1978), “The External Control of Organisations: A Resource-Dependence Perspective”, New York: Harper & Row.

39)   Tee, C. M. (2018), “Political Connections and the Cost of Debt: Re-examining the Evidence from Malaysia”, Journal of Multinational Financial Management, 46, PP. 51-62.

40)   Tsai, W. C., W. Y. Wang, P. H. Ho, and C. Y. Lin. (2016), “Bank Loan Supply in the Financial Crisis: Evidence from the Role of Political Connection”, Emerging Markets Finance and Trade, 52, PP. 487–497.

یادداشت‌ها