تحلیل نظری و تجربی تأثیر توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 گروه اقتصاد دانشکده علوم اداری و اقتصاد دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

2 گروه حسابداری دانشکده حسابداری دانشگاه بین‌المللی خلیج فارس، بندرعباس، ایران.

3 گروه حسابداری دانشکده حسابداری دانشگاه بین المللی خلیج فارس، بندرعباس، ایران.

چکیده

بازده سهام یکی از معیارهای اساسی برای تصمیم‌گیری در بورس اوراق بهادار است. بازده سهام خود به‌تنهایی محتوایی اطلاعاتی دارد که بیشتر سرمایه­گذاران بالفعل و بالقوه در تجزیه و تحلیل مالی و پیش‌بینی­های خود از آن استفاده می­کنند. مطالعات متعددی در مورد بازده سهام انجام گرفته است که نشان می­دهد بازده سهام تحت تأثیر متغیرهای گوناگون قرار می­گیرد. توان رقابتی بازار محصول از جملۀ این عوامل است. هدف اصلی این پژوهش بررسی تأثیر توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهام است. معیارهای رقابت بازار محصول در این پژوهش، شامل شاخص­های تمرکز در صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار، شاخص Q توبین و موانع ورود (شدت سرمایه‌گذاری) هستند. برای این منظور،  نمونه­ای شامل 87 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی سال­های 1382 تا 1391 به روش داده­های تابلویی ارزیابی شده‌اند. نتایج پژوهش نشان می­دهد از میان شاخص­های معرفی‌شده، تمرکز صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار و شاخص Q توبین بر بازده سهام شرکت‌های مذکور، تأثیر منفی و معنادار داشته است؛ ولی موانع ورود بر بازده سهام تأثیر معناداری نداشته است؛ بنابراین می‌توان نتیجه گرفت شرکت‌های با توان رقابتی بالا، بازده پایینی کسب کرده­اند.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Theoretical and Empirical Analysis of the Effect of Comparative Influence of Market Production on Stock Returns of Companies Listed in the Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • Ahmad Googerdchian 1
  • Hassan Heidary Soltanabadi 2
  • Zeinab Mtofares 3
1 Economics Dept., Faculty of Economics and Administrative Sciences, University of Isfahan, Isfahan, Iran.
2 Accounting Dept., Faculty of Accounting, Persian Gulf International University, Bandar Abbas, Iran.
3 Accounting Dept., Faculty of Accounting, Persian Gulf International University, Bandar Abbas, Iran.
چکیده [English]

One of the fundamental criteria concerning effective decision-making in the stock exchange is stock return which, on its own, possesses an information content that has been used by investors to analyze and predict financial problems. Different studies indicate that shares return will be affected by many variables, one of which is the competitive power of the product market. This study is carried out to find out the effect of the power of the product market competition on stock return of the companies accepted in the Tehran Stock Exchange. The standards of the product market competition are comprised of industry centralization index, goods replacement ability, market size, Tobins Q index, and entrance obstacles (investment intensity). In this study, a sample of 87 companies on the period of 1382 to 1392 has been selected. Considering significant meaning and relation among the presented indexes, the findings suggest that there is a significantly negative relation between industry centralization index, substitute goods capability, market size, Tobins Q index, and shares return of the firms accepted in the Tehran stock exchange. On the other hand, there is no significant relation between entrance obstacles and stock return. The results of analyses indicate that companies with high competitive power have low efficiency.
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • shares return
  • the power of the product market competition
  • Herfindahl-Hirschman index
  • Lerner index

تحلیل نظری و تجربی تأثیر توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهامشرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

 

احمد گوگردچیان1، حسن حیدری سلطان آبادی2*، زینب متفرس3

1- استادیار گروه اقتصاد دانشکده علوم اداری و اقتصاد دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

agoogerdchian@yahoo.com

2- کارشناس ارشد حسابداری گروه حسابداری دانشکده حسابداری دانشگاه بین‌المللی خلیج فارس، بندرعباس، ایران.

heydari_9@yahoo.com

3- کارشناس ارشد حسابداری گروه حسابداری دانشکده حسابداری دانشگاه بین المللی خلیج فارس، بندرعباس، ایران.

ro.haghighi@gmail.com

 

چکیده

بازده سهام یکی از معیارهای اساسی برای تصمیم‌گیری در بورس اوراق بهادار است. بازده سهام خود به‌تنهایی محتوایی اطلاعاتی دارد که بیشتر سرمایه­گذاران بالفعل و بالقوه در تجزیه و تحلیل مالی و پیش‌بینی­های خود از آن استفاده می­کنند. مطالعات متعددی در مورد بازده سهام انجام گرفته است که نشان می­دهد بازده سهام تحت تأثیر متغیرهای گوناگون قرار می­گیرد. توان رقابتی بازار محصول از جملۀ این عوامل است. هدف اصلی این پژوهش بررسی تأثیر توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهام است. معیارهای رقابت بازار محصول در این پژوهش، شامل شاخص­های تمرکز در صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار، شاخص Q توبین و موانع ورود (شدت سرمایه‌گذاری) هستند. برای این منظور،  نمونه­ای شامل 87 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی سال­های 1382 تا 1391 به روش داده­های تابلویی ارزیابی شده‌اند. نتایج پژوهش نشان می­دهد از میان شاخص­های معرفی‌شده، تمرکز صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار و شاخص Q توبین بر بازده سهام شرکت‌های مذکور، تأثیر منفی و معنادار داشته است؛ ولی موانع ورود بر بازده سهام تأثیر معناداری نداشته است؛ بنابراین می‌توان نتیجه گرفت شرکت‌های با توان رقابتی بالا، بازده پایینی کسب کرده­اند.

 

واژه‌های کلیدی: بازده سهام، توان رقابتی بازار محصول، شاخص هرفیندال- هیرشمن، شاخص لرنر.


 

 

 

 

مقدمه

بازده سهام به‌تنهایی حاوی محتوای اطلاعاتی است که بیشتر سرمایه‌گذاران بالفعل و بالقوه در تجزیه و تحلیل‌های مالی و پیش‌بینی­های خود از آن استفاده می­کنند؛ بنابراین یکی از معیارهای اساسی برای تصمیم‌گیری در بورس اوراق بهادار است.

در منابع قیمت‌گذاری دارایی­های سرمایه­ای، عوامل مختلف ریسک برشمرده شده‌اند که بازده سهام را توضیح می‌دهند. شارپ[1] (1964)، لینتر[2] (1965) و بلک[3] (1977) با ارائۀ الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه­ای،[4] (CAPM) اولین نظریۀ قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای را در حوزۀ علوم اقتصادی و مالی ارائه کردند. اکنون حدود چهار دهه از عمر این الگو می­گذرد. طبق نتایج مطالعات میدانی، این الگو، پرکاربردترین الگویی است که درحوزه­های مختلف مدیریت مالی و سرمایه­گذاری نظیر برآورد هزینۀ سهام شرکت‌ها، ارزیابی عملکرد سبد سرمایه‌گذاری مدیریت‌شده و... استفاده می‌شود. این الگو تنها عامل تبیین‌کنندۀ اختلاف بازده سهام را ریسک نظام‌مند یا ضریب بتای آن تعریف می­کند. با وجود این، شواهد تجربی موجود نشان می‌دهد بتا به‌عنوان شاخص ریسک نظام‌مند به‌تنهایی قدرت تبیین اختلاف بازده سهام را ندارد و متغیرهای دیگری نظیر اندازه شرکت، نسبت سود به قیمت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار در تبیین بازده سهام نقش مؤثری ایفا می‌کنند [11]. سایر پژوهش­های تجربی مانند مطالعۀ شارما[5] [24] نشان می‌دهد که افزون بر عوامل یادشده، توان رقابتی بازار محصول نیز بر بازده سهام تأثیرگذار است؛ بنابراین هدف این پژوهش، ارائۀ شواهدی دال بر تأثیر توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1382 تا 1391 است.

بر این ‌اساس ابتدا مبانی نظری و سپس پیشینۀ پژوهش ارائه می­شود. در ادامه روش پژوهش و نیز تجزیه و تحلیل داده­ها بیان می‌شود. درنهایت برازش الگو و نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها ارائه می‌شود و بخش پایانی مقاله نیز به خلاصه و نتیجه‌گیری اختصاص دارد.

 

مبانی نظری

مطالعات انجام‌شده در مورد بازده سهام نشان می‌دهد بازده سهام تحت تأثیر متغیرهای گوناگونی قرار می‌گیرد.کیم و استامبا[6] [19]کمپیل[7] [9]، فاما و فرنچ[8] [12]، هدریک[9] [14]، جون[10] و همکاران [18]، پاپاناس‌تاس‌پولوس[11] و همکاران [21] در مطالعات خود بیان می‌کنند با متغیرهای مالی مانند نسبت سود تقسیمی به قیمت، نسبت درآمد به قیمت، نرخ بهرۀ کوتاه‌مدت و نسبت­های نقدینگی  نرخ بازده سهام را می‌توان پیش‌بینی کرد. همچنین شرکت‌های با دارایی‌های عملیاتی و مدیریت سود مختلف، بازده سهام متفاوتی نیز دارند. شارما [24] تأثیر ساختار رقابت محصول در بازار را با بازده سهام مطالعه کرد. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد شرکت‌های موجود در صنایع متمرکز، بازده کمتری به‌ دست می‌آورند. از سویی شرکت‌های با قابلیت جانشینی کالای بالا در مقایسه با شرکت‌های با قابلیت جانشینی کمتر، بازده بیشتری کسب می‌کنند. مطابق پژوهش شارما [24] که مبنای تجربی این مطالعه است و تأثیر توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی می‌کند، توان رقابتی شرکت‌ها با معیارهای مختلفی چون شاخص Q-توبین (نشان‌دهندۀ ارزش شرکت)، موانع ورود[12] (شدت سرمایه‌گذاری) تمرکز صنعت[13]، اندازۀ بازار[14] و قابلیت جانشینی کالا[15] اندازه‌گیری می­شود.

مبادله همواره یکی از اصلی‌ترین نیازهای بشر بوده است. بازار نهادی است که امکان این مبادله را فراهم می‌کند؛ بنابراین بازار مکان یا موقعیتی است که در آن خریداران و فروشندگان محصولات، خدمات و منابع را خرید و فروش می­کنند. مهم‌ترین عاملی که در بازار نقشی اساسی ایفا می‌کند، عنصر رقابت و میزان آن است که در نتیجۀ نبود تعادل بین عرضه و تقاضا به وجود می‌آید [7]. زمانی که تقاضا برای محصولات شرکتی زیاد است، آن شرکت توان رقابتی بازار محصول بیشتری دارد. در این مطالعه برای محاسبۀ توان رقابتی بازار محصول، از چند معیار مختلف رقابت (شاخص Q-توبین، موانع ورود، تمرکز صنعت، اندازۀ بازار و قابلیت جانشینی کالا) استفاده شده است تا تأثیر هر یک از آن‌ها بر بازده سهام در قالب الگو‌های مستقل بررسی شود.

شرایط ورود، نشان‌دهندۀ سختی و یا سهولت ورود به یک بازار یا صنعت است. هرچه ورود به صنعتی برای بنگاه‌های بالقوه سخت‌تر باشد، بنگاه‌های موجود در صنعت توان همکاری و در پیش گرفتن رفتار غیررقابتی را خواهند داشت. اساساً موانع ورود به یک صنعت، امتیازهای فراوانی را برای بنگاه‌های موجود در آن فراهم می‌کند. شرایط ورود به بازار و میزان ارتقای موانع، مشخص می‌کند که بنگاه‌های قبلی تا چه حد نسبت به بنگاه‌های بالقوه مزیت دارند و همین امر میزان قدرت رقابتی بنگاه‌های بالقوه و توانایی بنگاه‌ها را تعیین می‌کند. تهدید ورود به یک صنعت، به موانع حاضر بر سر راه ورود و واکنش رقبای موجود در آن بستگی دارد و اگر موانع زیاد باشند و یا شرکت‌های تازه‌وارد انتظار برخورد انتقام‌جویانه را از طرف رقبای موجود داشته باشند، از نظر موانع ورود برای بنگاه‌های موجود مزیت رقابتی وجود دارد [2]. زمانی که با وجود زیادبودن احتمال ورشکستگی شرکت‌ها و تمایل سرمایه‌گذاران به بازده بیشتر، حجم زیادی از دارایی‌های شرکت به دارایی‌های ثابت و نامشهود مربوط باشد، به‌علت توان رقابتی بازار محصول بالا، انتظار بازده کمتری خواهند داشت.

هنگامی که تعداد شرکت‌ها در بازار زیاد است، احتمال وجود شرکت‌های تک­رو و خودمدار در بازار رقابت محصول زیاد است و بعضی از شرکت‌ها ممکن است از روی عادت بر این باور باشند که می‌توانند اقداماتی صورت دهند، بدون آنکه سایر رقبا به آن‌ها توجه کنند. حتی در جاهایی که تعداد شرکت‌ها نسبتاً محدود است، اگر شرکت‌های موجود از نظر اندازه و منابع شناخته‌شده هم‌سطح باشند، باعث ایجاد بی‌ثباتی می‌شود؛ زیرا ممکن است آن‌ها منتظر مبارزه با هم باشند و منابع خود را مدام صرف اقدام‌های تلافی‌جویانه کنند. از سوی دیگر، اگر تمرکز در صنعت بالا باشد، در مورد قدرت نسبی آن‌ها شکی وجود نخواهد داشت. شرکت یا شرکت‌های پیشرو می‌توانند نظم رفتاری را تحمیل کنند و از طریق رهبری در تعیین قیمت، نقش کمکی در صنعت ایفا کنند [2]. اقتصاددانان مدت‌های طولانی است که به رابطۀ بین تمرکز صنعت و سودآوری علاقه­مند هستند و در این زمینه پژوهش‌های متعددی انجام داده­اند. دمستنر [10] اشاره می‌کند صنایع متمرکز ریسک‌پذیرترند و به همین دلیل خواهان بازده بیشتری هستند؛ بنابراین بین بازده سهام و تمرکز در صنعت ممکن است رابطۀ مثبتی وجود داشته باشد.

زمانی که محصولات یک شرکت براحتی می‌تواند جایگزین سایر محصولات شود، می‌توان استدلال کرد که قدرت قیمت‌گذاری تقلیل‌یافته در بازار محصول را دارد (واحد فروشنده بندرت  قیمت کالاها را متناسب با هزینه‌های تحمیل‌شده می‌تواند افزایش دهد) و جریان­های نقدی چنین شرکتی پایداری کمتری دارد [22]. درنتیجه می‌توان استنباط کرد که شرکت‌های با قابلیت جانشینی بیشتر محصول، بازده کمتری دارند.

هنگامی که اندازۀ بازار یک صنعت افزایش یابد، شرکت‌های بیشتری وارد صنعت می‌شوند و در آینده سودآوری بیشتری خواهند داشت. این امر  به افزایش رقابت بر سر قیمت می‌تواند منجر شود؛ اما با گذشت زمان، نرخ ورود شرکت‌های جدید به صنعت کمتر از نرخ رشد صنعت خواهد شد. این اتفاق زمانی رخ می‌دهد که شرکت‌های موجود، سرمایه‌گذاری‌های راهبردی در بخش بهبود کیفیت و کاهش هزینه داشته باشندکه هر دوی این‌ها انگیزۀ شرکت‌های جدید را برای ورود به صنعت کاهش می‌دهد. شرکت‌های حاضر در صنعتی با اندازۀ بازار بزرگ در مقایسه با شرکت‌های متعلق به صنعتی با اندازۀ بازار کوچک‌تر، با رقابت بیشتری مواجه می‌شوند؛ بنابراین انتظار می‌رود صاحبان منافع شرکت‌های متعلق به صنایعی با بازار بزرگ‌تر، متقاضی بازده‌های بیشتری باشند [20].

 

براساس نظریۀ علامت‌دهی، شرکت‌های با ارزش بازار بیشتر، اطلاعات خوبی برای بازار دارند. ازاین‌رو سرمایه‌گذاران با هدف کسب بازده بیشتر در این شرکت‌ها سرمایه‌گذاری می‌کنند؛ بنابراین می‌توان انتظار داشت بین ارزش بازار شرکت و بازده سهام رابطه‌ای وجود داشته باشد.

نمازی و ابراهیمی [8] تأثیر رقابت بازار محصول بر بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. در این مطالعه برای دستیابی به هدف فوق از شاخص هرفیندال-هیرشمن، شاخص لرنر و لرنر تعدیل‌شده به‌عنوان معیارهای رقابت استفاده شده است. نمونۀ مورد بررسی این پژوهش شامل 87 شرکت در دورۀ زمانی 1381-1388 است که نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش به روش داده‌های ترکیبی نشان می‌دهد بین شاخص هرفیندال- هیرشمن با بازده سهام شرکت‌ها رابطۀ منفی ولی بدون معنا وجود داشته است. همچنین بین شاخص‌های لرنر و لرنر تعدیل‌شده با بازده سهام، رابطۀ منفی معناداری وجود داشته است؛ بدین‌معنا که هرچه رقابت در صنایع بیشتر باشد، بازده سهام بیشتر است.

ستایش و کارگر فرد [5] در پژوهشی با عنوان بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر ساختار سرمایه، تأثیر رقابت بر ساختار سرمایۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را در دورۀ 1381 تا 1388 بررسی کرده‌اند. در این راستا تأثیر شاخص‌های Q توبین و تمرکز (هرفیندال-هیرشمن و نسبت تمرکز 4 بنگاه) بر نسبت بدهی 86 شرکت بررسی شده است. روش آماری استفاده‌شده برای آزمون فرضیه­ها، روش داده­های تابلویی است. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد رقابت در بازار محصول و ساختار سرمایۀ صنایع مختلف با هم متفاوت است و بین شاخص Q- توبین و هرفیندال–هیرشمن به‌عنوان شاخص اندازه‌گیری رقابت در بازار محصول، رابطۀ مثبت و معنادار وجود دارد؛ ولی رقابت در بازار محصول و ساختار سرمایۀ شرکت‌ها، رابطه­ای ندارند.

هو و رابینسون[16] [15] ارتباط ساختار رقابتی بازار محصول با قیمت گذاریی دارایی­های سرمایه­ای را بررسی کردند. نتیجۀ این پژوهش نشان می‌دهد ساختار رقابت بازار محصول، تصمیم‌های عملیاتی مدیریت را تحت تأثیر قرار می‌دهد و این تصمیم‌ها به‌نوبۀ خود بر بازده سهام شرکت تأثیر گذار است. آن‌ها در این مقاله اشاره می‌کنند که ریسک و بازده مورد انتظار با توجه به رقابت محصول در بازار و جریا‌ن‌های نقدی آینده تعیین می‌شود.

دن[17] و همکاران [11] رابطۀ تمرکز صنعت و بازده سهام شرکت‌های چینی را از سال 2001 تا 2005 بررسی کردند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد بین نسبت تمرکز صنعت و بازده سهام، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد و شرکت‌های با نسبت تمرکز بالا، بازده بیشتری کسب می­کنند.

هاشم[18] [16] رابطۀ بین تمرکز صنعت و بازده مقطعی سهام در بورس اوراق بهادار لندن را بررسی کرد. نمونۀ مورد بررسی وی شامل 1300 شرکت متعلق به 88 صنعت در دورۀ زمانی 2010-1985 بود. نتایج این پژوهش نشان داد بین تمرکز صنعت با بازده مورد انتظار سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد. به عبارتی صنایع رقابتی در مقایسه با صنایع متمرکز، بازده تعدیل‌شده­ای از بابت ریسک بیشتر به‌ دست می‌آورند.

ایگناتیوا و گالاگر[19] [17] عوامل تأثیرگذار بر بازده سهام را در شرکت‌های استرالیایی مطالعه کردند. نتایج مطالعۀ آن‌ها نشان داد اندازۀ شرکت، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و توان رقابتی بازار محصول بر میانگین بازده سهام تأثیرگذار هستند.

واگاناتان و سرینواسن[20] [25] تأثیر رقابت در بازار محصول را بر کاهش هزینه­های نمایندگی بررسی کردند. آن‌ها بیان کردند که وسوسۀ نگهداری وجه نقد و به‌کارگیری آن در فعالیت­هایی با سود کم به‌طور عمده برای شرکت‌هایی وجود خواهد داشت که در صنایع با رقابت پایین فعالیت می­کنند. ازاین‌رو افزایش غیر­منتظره در جریان وجه نقد به‌علت افزایش بازده سهام گذشته به احتمال زیاد به کاهش اهرم مالی منجر می‌شود. به‌علاوه باعث تنزل بازده آینده برای شرکت‌هایی می­شود که در محیطی با میزان رقابت پایین فعالیت می‌کنند.

زلراکیس[21] و همکاران [27] رابطۀ بین رقابت در بازار محصول و تضاد نمایندگی را بررسی کردند. آن‌ها نشان دادند رقابت در بازار محصول، هزینۀ نمایندگی را کاهش می‌دهد.

یرفیس[22] [26] رابطۀ بین رقابت در بازار محصول و میزان سودآوری و نرخ رشد را بررسی کرد. او نشان داد افزایش رقابت در بازار محصول به افزایش میزان کارایی و نرخ رشد منجر می­شود. همچنین دریافت که رقابت در بازار محصول  نقش مهمی در کاهش هزینه‌ها می‌تواند ایفا کند.

 

 

 

 

 

روش پژوهش

از آنجا که هدف این پژوهش بررسی اثر توان رقابتی بازار محصول بر بازده شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است، این پژوهش از نظر ماهیت، توصیفی همبستگی است و چون اطلاعات واقعی گذشته را بررسی می‌کند از لحاظ زمانی از نوع پس‌رویدادی محسوب می‌شود. در این پژوهش به پیروی از شارما [24] اثر هریک از ابعاد رقابت بازار محصول (شاخص Q-توبین، موانع ورود، تمرکز صنعت، اندازۀ بازار و قابلیت جانشینی کالا) بر بازده سهام در الگو­های جداگانه­ای بررسی می‌شود؛ بنابراین فرضیه­های مورد آزمون در این پژوهش با توجه به مبانی نظری موضوع به شرح زیر تدوین شده است.

1- تمرکز صنعت بر بازده سهام (شرکت‌های منتخب بورس اوراق بهادار تهران) تأثیر دارد؛

2- قابلیت جانشینی محصول بر بازده سهام (شرکت‌های منتخب بورس اوراق بهادار تهران) تأثیر دارد؛

3- اندازۀ بازار بر بازده سهام (شرکت‌های منتخب بورس اوراق بهادار تهران) تأثیر دارد؛

4- موانع ورود (شدت سرمایه‌گذاری) بر بازده سهام (شرکت‌های منتخب بورس اوراق بهادار تهران) تأثیر دارد؛

5- شاخص Q-توبین (ارزش شرکت) بر بازده سهام (شرکت‌های منتخب بورس اوراق بهادار تهران) تأثیر دارد.

بنابراین برای آزمون فرضیه­های پژوهش به پیروی از شارما [24] الگو­های آزمون فرضیه­های پژوهش به‌صورت زیر هستند:

 (1)

Rit01HHit2MBVit3Sizeitit

(2)

Rit01PCMit2MBVit3Sizeitit

 (3)

Rit01SSit2MBVit3Sizeitit

(4)

Rit01PPEit2MBVit3Sizeitit

(5)

Rit01Qit2MBVit3Sizeitit

 

در این روابط، Rit بازده سهام، HHit تمرکز صنعت، PCMit قابلیت جانشینی کالا، SSit سهم بازار، PPEitموانع ورود، Qit ارزش واحد تجاری، MBVitارزش بازار نسبت به ارزش دفتری وSizeitاندازۀ شرکت است.

در این پژوهش از پنج متغیر مستقل، یک متغیر وابسته و دو متغیر کنترلی برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده شده است. متغیر­های مستقل معرّف معیارهای توان رقابتی بازار محصول است که با معیارها و شاخص‌های زیر اندازه‌گیری می‌شود:

تمرکز صنعت (HHit) که با محاسبۀ مجموع مربع سهم بازار هر یک از صنایع به‌ دست می‌آید. هرچه میزان این شاخص افزایش یابد، نشان‌دهندۀ تمرکز بیشتر و رقابت کمتر در صنعت است و برعکس. مطابق با پژوهش فلسام[23] (2009) و پارک[24] (2009) از شاخص هرفیندال- هیرشمن به‌صورت زیر به‌عنوان سنجش توان رقابتی بازار محصول استفاده می‌شود [24].

(6)

                       

 

که در رابطۀ بالا  کل فروش شرکت i در صنعت j است.

قابلیت جانشینی کالا (PCMit)که برابر با سود عملیاتی به فروش هریک از شرکت‌ها است. هرچه میزان این نسبت افزایش پیدا کند، قابلیت جانشینی کالا کمتر می‌شود. کرانا [20]، شرما [15] و چو و همکاران [3] از این شاخص به‌عنوان معیاری برای اندازه‌گیری قابلیت جانشینی کالا در بازار رقابت استفاده کردند. افزایش قابلیت جانشینی کالا در بازار رقابت محصول، نشا‌ن‌دهندۀ کاهش توان رقابتی بازار محصول است.

(7)

PMC=Poperation⁄Salse

 

که در رابطۀ بالا  نشان‌دهندۀ سود عملیاتی و  نشان‌دهندۀ فروش است.

متغیر سهم بازار (SSit) که با محاسبۀ میانگین کل فروش سه سال گذشتۀ هر یک از صنایع به ‌دست می‌آید. اسمیت و اندرسون (2008) و کایو (2011) [3] سهم بازار را با معیار زیر محاسبه کردند.

(8)

 

 

که در رابطۀ بالا  کل فروش شرکت i در صنعت j است.

شاخص کیو توبین (Q) که با تقسیم مجموع ارزش دفتری بدهی‌ها و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود. شاخص کیو توبین نشان‌دهندۀ ارزش شرکت در بازار رقابت محصول است و هرچه این نسبت بالا باشد، گویای توان رقابتی بازار محصول بیشترشرکت است. گانی و فیرچلد [13]، جیان و همکاران [18] از این معیار به‌عنوان شاخص اندازه‌گیری رقابت استفاده کردند.

(9)

Q=(DebtV+MarketV)⁄(Total assets)

 

که در رابطۀ بالا  نشان‌دهندۀ ارزش دفتری بدهی،  نشان‌دهندۀ ارزش بازار سهام و  نشان‌دهندۀ ارزش کل دارایی‌های شرکت است.

پایین‌بودن موانع ورود (PPEit) به صنعتی در بازار رقابت محصول، نشان‌دهندۀ میزان رقابت زیاد در آن صنعت است. برای محاسبۀ این شاخص به پیروی از چو و همکاران (2011) از مجموع دارایی‌های ثابت و دارایی‌های نامشهود به کل دارایی‌ها استفاده می‌شود [3].

(10)

PPE= (Fiasset+Inassat)⁄(Tasset)

 

که در رابطۀ بالا  نشان‌دهندۀ دارایی ثابت،  نشان‌دهندۀ دارایی نامشهود و  نشان‌دهندۀ کل دارایی‌های شرکت است.

متغیر وابستۀ این مطالعه شامل بازده سهام است که طبق مطالعۀ شرما [24]، هاشم [16] دن و همکاران [11] از مجموع تفاوت قیمت سهام، سود نقدی هر سهم، حق تقدم و سهام جایزه در یک دورۀ مالی تقسیم بر قیمت اول دورۀ مالی محاسبه می‌شود. متغیرهای کنترل شامل اندازۀ شرکت و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام است.

 در این مطالعه به پیروی از دن و همکاران [11] ارزش بازار سهام، معیار اندازۀ شرکت در نظر گرفته شده است.

در این مطالعه، قلمرو زمانی پژوهش دورۀ 10 ساله از 1382 تا 1391 و قلمرو مکانی پژوهش، شرکت بورس اوراق بهادار تهران است. جامعۀ آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در این دوره بوده است که به روش حذف نظام‌مند انتخاب شده‌اند. در این روش ابتدا شرکت‌هایی حذف شدندکه پایان سال مالی آن‌ها 29 یا 30 اسفندماه نیست و سپس بانک‌ها و شرکت‌های سرمایه‌گذاری به‌دلیل ماهیت متفاوت فعالیت آن‌ها و در پایان نیز مشاهده‌های پرت (صدک اول و صدک 99 تمام مشاهده‌ها) حذف شدند. همچنین در این مرحله، شرکت‌هایی حذف شدند که اطلاعات آن‌ها در طول دورۀ مورد بررسی، در دسترس نبود. با اِعمال این شرایط تنها 87 شرکت برای برآورد الگو‌ها و آزمون فرضیه‌های پژوهش انتخاب شدند.

 

یافته‌ها

جدول 1 شامل آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش است. متغیرهای مدّنظر برای 87 شرکت در سال‌های 1382 تا 1391 است که به‌طور کلی حجم نمونۀ مورد بررسی، 783 داده برای هر متغیر حاصل شده است.

 


جدول (1) تحلیل توصیفی متغیر‌های پژوهش

متغیر

نماد متغیر

میانگین

میانه

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

بازده سهام   (درصد)

Rit

34/28

598/6-

082/69

679/46-

548/29

266/1

579/4

تمرکز   صنعت(درصد)

HHit

611/4

312/2

531/1

0000/0

395/ 3

198/1

746/2

قابلیت   جانشینی کالا

PCMit

67/0-

78/0-

094/0

184/0-

079/0

254/1

833/2

سهم بازار

SSit

008/0

009/0

029/0

009/0

008/0

994/0

371/2

موانع ورود

PPEit

294/0

282/0

570/0

192/0

091/0

164/1

631/ 3

شاخص توبین

Qit

137/1

039/1

789/1

966/0

258/0

66/2

029/6

نسبت ارزش   بازار

MBVit

086/1

079/1

236/1

009/1

06/0

346/1

171/ 4

اندازۀ شرکت

Sizeit

232/5

192/ 5

551/ 5

0921/ 5

131/0

092/ 2

048/ 6

 

 

مانایی متغیر‌های پژوهش بدین معنا است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت باشد. استفاده از این متغیرها در الگو باعث جلوگیری از ایجاد رگرسیون کاذب می­شود. آزمون‌های مختلف برای بررسی مانایی متغیرها وجود دارد که در این مطالعه از آزمون‌های فیلیپس– پرون و دیکی فولر تعمیم‌یافته استفاده شده است. نتایج این آزمون­ها در جدول زیر نشان می‌دهد همۀ متغیرهای پژوهش در دورۀ مورد بررسی در سطح مانا هستند.

 

 

 

 

 

جدول (2) مانایی متغیر‌های پژوهش

متغیر

آزمون   فیلیپس-پرون(PP)

آزمون   دیکی فولر تعمیم‌یافته(ADF)

آمارۀ   آزمون

سطح   معناداری

آمارۀ   آزمون

سطح‌معناداری

Rit

617/428

0000/0

688/247-

0042/0

HHit

731/760

0000/0

238/581-

0000/0

PCMit

36/1027

0000/0

741/863-

0000/0

Ssit

581/872

0000/0

461/548-

0000/0

Qit

058/686

0000/0

841/415-

0000/0

PPEit

019/ 660

0000/0

876/437-

0000/0

MBVit

383/490

0000/0

416/293-

0000/0

Sizeit

301/971

0000/0

169/741-

0000/0

 


آزمون‌های تشخیصی

برای انتخاب الگو‌های تلفیقی یا تابلویی از آزمون چاو و آزمون هاسمن استفاده می‌شود. همان‌طور که نتایج جدول 3 نشان می‌دهد در تمام الگو‌های پژوهش از الگوی تابلویی و به روش آثار ثابت استفاده شده است.

 

 

جدول (3) نتایج آزمون‌های انتخاب الگوی فرضیه‌های پژوهش

آزمون چاو

 

F

سطح   معناداری

تعیین الگو

فرضیۀ اول

91/3

000/0

تابلویی

فرضیۀ دوم

20/4

000/0

تابلویی

فرضیۀ سوم

85/4

000/0

تابلویی

فرضیۀ چهارم

37/4

000/0

تابلویی

فرضیۀ پنجم

78/3

000/0

تابلویی

آزمون هاسمن

 

Chi-Square

سطح   معناداری

تعیین الگو

فرضیۀ اول

01/89

000/0

آثار ثابت

فرضیۀ دوم

29/91

000/0

آثار ثابت

فرضیۀ سوم

56/92

000/0

آثار ثابت

فرضیۀ چهارم

24/92

000/0

آثار ثابت

فرضیۀ   پنجم

38/91

000/0

آثارثابت

 

 

 

نتایج آزمون وایت نشان داد که در تمام الگو‌های پژوهش ناهمسانی واریانس وجود دارد. ازاین‌رو، برای رفع این مشکل از روش EGLS استفاده شده است. آمارۀ D.W برای بررسی خودهمبستگی باقیمانده‌های الگو به کار می‌رود. چنانچه مقدار این آماره بین 5/1 تا 5/2 باشد، می­توان گفت فرضیۀ صفر رد شده است و باقیمانده­های الگو خودهمبسته نیستند. با توجه به نتایج برآورد الگو‌ها در جدول 4 ملاحظه می‌شود که مقدار این آماره در تمام الگو‌های برآوردشده نزدیک به 2 است؛ بنابراین فرضیۀ صفر رد شده است و باقیماندۀ الگو­های برآوردشده خودهمبسته نیستند. نتایج برآورد الگو‌ها به‌صورت کلی به شرح زیر است.

 

 

جدول (5) نتایج کلی برآورد الگو‌های پژوهش

متغیر

الگوی1

الگوی2

الگوی3

الگوی4

الگوی5

C

1591/1

0111/1

439/1

8314/0

8987/0

(0000/0)

(0000/0)

(0000/0)

(0000/0)

(0000/0)

HHit

5992/0-

 

 

 

 

(0000/0)

 

 

 

 

PCMit

 

3994/0-

 

 

 

 

(0094/0)

 

 

 

SSit

 

 

7285/0-

 

 

 

 

(0137/0)

 

 

PPEit

 

 

 

4137/0

 

 

 

 

(0734/0)

 

Qit

 

 

 

 

2047/0-

 

 

 

 

(0001/0)

MBVit

2512/0

2081/0

2186/0

2796/0

2296/0

(0001/0)

(0107/0)

(0031/0)

(0181/0)

(0046/0)

Sizeit

3677/0

4137/0

3348/0

3444/0

3112/0

(0632/0)

(0734/0)

(0986/0)

(0000/0)

(0000/0)

F

096/14

486/17

066/15

900/11

225/14

(0000/0)

(0000/0)

(0000/0)

(0000/0)

(0000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

2485/0

1908/0

2465/0

2623/0

2437/0

D.W

025501/2

024593/2

025251/2

026153/2

014105/2

 

 

در جدول فوق ضرایب برآوردی و سطح معناداری آنها مشاهده می‌شود. با توجه به نتایج برآورد الگو‌های مورد بررسی ملاحظه می‌شود که غالب ضرایب برآوردشده، معنادار هستند. ضریب تعیین الگو نشان‌دهندۀ این است که چند درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مستقل توضیح‌دادنی است. در این الگو‌ها بیشترین ضریب تعیین در الگوی سوم (31 درصد) و کمترین ضریب تعیین در الگوی دوم (22 درصد) برآورد شده است. در ادامه به‌طور مستقل نتایج هر فرضیه ارزیابی می‌شود.

در فرضیۀ اول تأثیر تمرکز صنعت به‌عنوان معیار توان رقابتی بازار محصول بر بازده سهام بررسی شده است. نتیجۀ برآورد الگوی مربوط نشان می‌دهد بین تمرکز صنعت و بازده سهام، رابطۀ معنادار و منفی وجود دارد. از آنجا که شرکت‌های فعال در صنایع متمرکزتر، ثبات بیشتری دارد و ریسک نوآوری آن‌ها پایین‌تر است، ریسک کمتری را متحمل می‌شوند؛ بنابراین بازده سهام آن‌ها پایین است و انتظار نمی‌رود قیمت سهام آن‌ها در آینده افزایش چشمگیری داشته باشد. این نتیجه با نتایج مطالعۀ هاو و رابینسون [15] منطبق است؛ ولی با پژوهش دمستز [10] مغایرت دارد.

در فرضیۀ دوم قابلیت جانشینی کالا، دومین شاخص رقابت معرفی شد و اثر آن بر بازده سهام آزموده شد. نتایج برآورد نشان می‌دهد بین سود عملیاتی نسبت به فروش (افزایش این نسبت نشان‌دهندۀ قابلیت جانشینی پایین‌تر محصولات شرکت است) با بازده سهام، رابطۀ معنادار و منفی وجود دارد. واحدهای تجاری با قابلیت جانشینی زیاد، زمانی که با افزایش هزینه‌های تولید روبه‌رو می‌شوند، نمی‌توانند قیمت محصولاتشان را افزایش دهند؛ بنابراین بسختی از مرحلۀ شوک افزایش هزینه عبور می‌کنند. به همین دلیل سرمایه‌گذاران، به‌دلیل نوسان‌های جریان‌های نقدی این واحدها، خواستار بازده بیشتری هستند. از طرفی انتظار می‌رود سرمایه‌گذاران در صنایع با قابلیت جانشینی پایین، بازده مورد انتظار کمتری داشته باشند؛ زیرا جریان‌های نقدی این صنایع پایدارتر است. این نتایج با پژوهش هاو و رابینسون [15] و شرما [24] منطبق است.

در فرضیۀ سوم پژوهش، اثر اندازۀ بازار بر بازده سهام آزمون شد. نتایج برآورد الگو نشان‌دهندۀ رابطۀ معنادار و منفی این متغیر با بازده سهام است و این موضوع دال بر تأیید فرضیۀ سوم است. این نتیجه نشان می‌دهد هرچه سهم بازار شرکتی افزایش یابد، بازده آن پایین‌تر است. شرکت‌های با اندازۀ بازار زیاد، جذابیت کمتری برای سرمایه‌گذاری دارند، ازاین‌رو تمایل کمتری به سرمایه‌گذاری در این شرکت‌ها وجود دارد. از طرفی این شرکت‌ها سود نقدی کمتری توزیع می­کنند. مطابق با فرضیۀ تخریب خلاقانه، صنایع دارای اندازۀ بازار کوچک، صنایع با رقابت‌پذیری بیشتری هستند؛ درنتیجه ریسک نوآوری در این صنایع بیشتر است؛ بنابراین می‌توان گفت این صنایع بازده بیشتری کسب می‌کنند. این نتیجه با پژوهش ‌هاو و رابینسون [15] تطبیق دارد. نتیجۀ پژوهش همچنین نشان می‌دهد بین موانع ورود و بازده سهام، رابطۀ مثبتی وجود دارد؛ اما این رابطه معنادار نیست. فرضیۀ موانع ورود نشان­دهندۀ ریسک درماندگی شرکت‌ها است. زمانی که این نسبت افزایش یابد، شرکت‌ها با خطر درماندگی مواجه می‌شوند. از سویی به دلیل ریسک بیشتر، بازده بیشتری کسب می­کنند. این نتیجه نیز مطابق با پژوهش ‌هاو و رابینسون [15] است.

در فرضیۀ پنجم تأثیر شاخص – Qتوبین (ارزش شرکت) بر بازده سهام آزمون شده است. نتیجه نشان می­دهد بین این شاخص و بازده سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد؛ یعنی هرچه ارزش شرکت‌ها افزایش یابد، سرمایه‌گذاران نسبت به افزایش قیمت­ها در آینده خوش‌بین نیستند. ازاین‌رو انتظار نمی‌رود قیمت این شرکت‌ها در آینده افزایش یابد؛ بنابراین بازده آن‌ها پایین است. این نتیجه مشابه پژوهش پاندی [23] است.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

در این پژوهش هر یک از ابعاد توان رقابتی بازار محصول در بازار (میزان تمرکز صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار، موانع ورود و ارزش شرکت) بر بازده سهام شرکت‌های منتخب پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. نتایج مطالعه به‌طور کلی نشان داد افزایش توان رقابتی بازار محصول در بازار، تأثیر منفی بر بازده سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران داشته است. شرکت‌های با توان رقابتی بازار محصول زیاد مطابق با نظریۀ سلسله‌مراتبی، تأمین مالی داخلی را به خارجی ترجیح می‌دهند. ازاین‌رو این شرکت‌ها سود نقدی کمتری بین سرمایه‌گذاران تقسیم می‌کنند؛ بنابراین بازده این شرکت‌ها پایین است. از طرفی شرکت‌های با توان رقابتی بازار محصول زیاد در تلاش برای حفظ توان رقابتی خود هستند؛ بنابراین ریسک کمتری را متحمل می­شوند و قیمت سهام آن‌ها کمتر دچار نوسان‌های تغییر قیمت­ها می‌شود. درمجموع، نتایج این پژوهش با نتایج پژوهش­های هاشم و همکاران [16]، شرما [24]، هاو و رابینسون [15]، ایگنا تایوا و گاگر [17] مطابقت دارد؛ ولی با نتایج پژوهش‌های دن و همکاران [11] و دمستز [10] مطابقت ندارد.

البته با توجه به اینکه در بررسی میزان رقابت، باید تمامی شرکت‌های فعال در بازار رقابت محصول بررسی ‌می‌شدند، این کار به‌دلیل دسترسی‌نداشتن به اطلاعات شرکت‌های غیربورسی امکان‌پذیر نبود؛ بنابراین در تعمیم نتایج حاصل‌شده باید احتیاط کرد. همچنین میزان رقابت محصول در بازار، تحت تأثیر شاخص‌های مختلفی قرار می­‌گیرد که به‌دلیل نبود معیار اندازه‌گیری، تمامی این شاخص‌ها را نمی‌توان بررسی کرد. ازجملۀ این معیارها به میزان مهارت مدیریت و یا حمایت دولت و سرمایه‌های فکری در بعضی از صنایع می‌توان اشاره کرد.

 

با انجام هر پژوهش، ابعاد گسترده و تازه­تری از موضوع نمایان می­شود که می­تواند نقطۀ آغازی برای مطالعات بعدی باشد؛ بنابراین با توجه به نتایج حاصل از پژوهش، پیشنهادهای زیر برای انجام پژوهش­های بعدی ارائه می‌شود: با توجه به اینکه شرکت‌های سرمایه گذاری، نهادهای پولی و بانکی، هلدینگ و بیمه از این پژوهش حذف شدند، پیشنهاد می­شود پژوهشی در رابطه با همین موضوع در این نوع شرکت‌ها انجام شده و نتایج آن با یافته­های پژوهش حاضر مقایسه شود. همچنین در پژوهشی مشابه از شاخص‌های دیگری برای اندازه­گیری رقابت در بازار محصول (برای نمونه، نسبت کیوتوبین، نسبت تمرکز n بنگاه و تعداد شرکت‌های فعال در صنعت)، برای افزایش روایی پژوهش حاضر می‌توان استفاده کرد.

 

منابع

[1]  Tehrani, R. (2009). Financial Management, Tehran: Negahe Danesh.

[2]  Setayesh, M. & Kargarfard, M. (2010). A survey on the effect of product market competition on capital structure, Journal of Empirical Research in Accounting, No. 1: 67-91.

[3]  Porter M. (2003). Competitive Strategy, (Translated by Majidi, J. & Mehrpouya, M.) Tehran: Rasa Cultural Services Institution.

[4]  Sekaran, O. (2001). Research Methods in Management, Tehran: Training Center Publications.

[5]  Heidari, H. (2011). An Analysis on the Relationship between Product Market Competition Structure and Capital Structure, Ms.C. Thesis, Khalije Fars International University.

[6]  Masuminia, A. (2003). Desirable market: perfect competition, Journal of Islamic Economy, No. 80: 55-63.

[7]  Hajiha, Z. & Ghassa Maher, L. (2009). A survey on the relationship between capital structure and intangible value of a business unit using Tobin`s Q in Iran`s capital market, Journal of Financial Engineering and Portfolio Management, No. 4: 104-118.

[8]  Namazi, M. & Ebrahimi, s. (2011). A survey on the relationship between product competition structure and stock market, Empirical Studies in Financial Accounting Quarterly, Vol. 2, No. 1:26-36.

[9]  Campbell, J. (1987). Stock Returns and the Term Structure, Journal of Financial Economics, 18: 373-399.

[10]        Demsetz, H. (1973). Industry Structure, Market Rivalry and Public Policy. J Law Econ, 16,1–10.

[11]        Ignatieva, K.; Gallagher, D. (2010). Concentration and Stock Returns: Australian Evidence. International Conference on Economics, Business and Management IPEDR, 2, 452-474.

[12]        Jun, Sang. G, Achla M. and Shawky, H. A. (2002). Liquidity and Stock Returns in Emerging Equity Markets, Emerging Markets Review, 4: 1-24.

[13]        Dan, M., Li-yan, H. and L. ong-hui. (2007). Industry Concentration and Stock Returns in China A-Share Market. International Conference on Management Science & Engineering, 14: 20-22.

[14] Keim, Donald B., and Robert F. Stambaugh. (1986). Predicting Returnsin the Stock and Bound Market, Journal of Financial Economics, 17: 357-390.

[15] Fama, E., and Kenneth F,. (1988). Dividend Yields and Expected Stock Returns. Journal of Financial Economics, 22: 3-25.

[16]  Karuna, Ch. (2007). Industry Product Market Competition Andmanagerial Incentives. Journal of Accounting and Economics, 43: 28–29.        

[17] Guney, Y. Li, L Fairchild, R. )2011). The Relationship between Product Market Competition and Capital Structure in Chinese Listed Firms. International Review of Financial Analysis, 5: 41–51.

[18] Papanastasopoulos, G. Thomakos, D. Wang, T. (2013). Information in Balance Sheets for Future Stock Returns: Evidence from Net-Operating Assets. International Review of Financial Analysis, 20: 269–282.

[19] Hodrick, Robert J. (1992). Dividend Yield and Expected Stock Returns: Alternative Procedures for Inference and Measurement, The Review of Financial Studies, 5: 357-386.        

[20] Hou, K., Robinson, DT. (2006). Industry Concentration and Verage Stock Returns. Journal of Finance, 61:1927–1956.

[21]  Peress, J. (2010). Product Market Competition, Insider Trading and Stock Market Efficiency. Journal of Finance, 65: 1–43.   

[22] Hashem, N. (2010). Industry Concentration and the Cross-section of Stock Returns: Evidence from the UK, Journal of Business, Economics and management, 5: 52-93.

[23] Pandey, I. M. (2004). Capital Structure, Profitability and Market Structure: Evidence From Malaysia Asia Pacific, Journal of Economics and Business, 8(2): 78−91.

[24] Griffith, R. (2013), Product Market Competition, Efficiency and Agency Costs: An Empirical Analysis,The Institute for Fiscal Studies, Working Paper 01/12. Reduce Agency Costs? “, NBER Working Paper Series, 3: 74-80.

[25] Sharma, V. (2010). Stock Returns and Product Market Competition: beyond Industry Concentration. Review of Quantitative Finance and Accounting, 37: 283-299.

[26] Zlorackis, C. (2014). Agency Costs and Corporate Governance Mechanisms: Evidence for UK Firms. International Journal of Managerial Finance, 4(1): 37-59.

[27] Wagannathan, R, & Srinivasan, S. (2014). Dose Product arket Competition, Foster Corporate Social Resposibilty? Evidence from trade liberalization, Stratejic Management Journal, 25:152-164.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



[1]. Sharp

[2]. Linter

[3]. Bleck

[4]. Capital Asset Pricing Model

[5]. Sharma

[6]. Keim and Stambaugh

[7]. Campbell

[8]. Fama and French

[9]. Hodrick

[10]. Jun

[11]. Papanastasopoulos

[12]. PPE-Entcost

[13]. Industry Concentration

[14]. Market Share

[15]. Product Substitutability

[16]. Hou and Robinson

[17]. Dan

[18]. Hashem

[19]. Ignatieva and Gallagher

[20]. Wagannathan and Srinivasan

[21]. Zlorackis

[22]. Yriffith

[23]. Folsom

[24]. Park

 

[1]  Tehrani, R. (2009). Financial Management, Tehran: Negahe Danesh.

[2]  Setayesh, M. & Kargarfard, M. (2010). A survey on the effect of product market competition on capital structure, Journal of Empirical Research in Accounting, No. 1: 67-91.

[3]  Porter M. (2003). Competitive Strategy, (Translated by Majidi, J. & Mehrpouya, M.) Tehran: Rasa Cultural Services Institution.

[4]  Sekaran, O. (2001). Research Methods in Management, Tehran: Training Center Publications.

[5]  Heidari, H. (2011). An Analysis on the Relationship between Product Market Competition Structure and Capital Structure, Ms.C. Thesis, Khalije Fars International University.

[6]  Masuminia, A. (2003). Desirable market: perfect competition, Journal of Islamic Economy, No. 80: 55-63.

[7]  Hajiha, Z. & Ghassa Maher, L. (2009). A survey on the relationship between capital structure and intangible value of a business unit using Tobin`s Q in Iran`s capital market, Journal of Financial Engineering and Portfolio Management, No. 4: 104-118.

[8]  Namazi, M. & Ebrahimi, s. (2011). A survey on the relationship between product competition structure and stock market, Empirical Studies in Financial Accounting Quarterly, Vol. 2, No. 1:26-36.

[9]  Campbell, J. (1987). Stock Returns and the Term Structure, Journal of Financial Economics, 18: 373-399.

[10]        Demsetz, H. (1973). Industry Structure, Market Rivalry and Public Policy. J Law Econ, 16,1–10.

[11]        Ignatieva, K.; Gallagher, D. (2010). Concentration and Stock Returns: Australian Evidence. International Conference on Economics, Business and Management IPEDR, 2, 452-474.

[12]        Jun, Sang. G, Achla M. and Shawky, H. A. (2002). Liquidity and Stock Returns in Emerging Equity Markets, Emerging Markets Review, 4: 1-24.

[13]        Dan, M., Li-yan, H. and L. ong-hui. (2007). Industry Concentration and Stock Returns in China A-Share Market. International Conference on Management Science & Engineering, 14: 20-22.

[14] Keim, Donald B., and Robert F. Stambaugh. (1986). Predicting Returnsin the Stock and Bound Market, Journal of Financial Economics, 17: 357-390.

[15] Fama, E., and Kenneth F,. (1988). Dividend Yields and Expected Stock Returns. Journal of Financial Economics, 22: 3-25.

[16]  Karuna, Ch. (2007). Industry Product Market Competition Andmanagerial Incentives. Journal of Accounting and Economics, 43: 28–29.        

[17] Guney, Y. Li, L Fairchild, R. )2011). The Relationship between Product Market Competition and Capital Structure in Chinese Listed Firms. International Review of Financial Analysis, 5: 41–51.

[18] Papanastasopoulos, G. Thomakos, D. Wang, T. (2013). Information in Balance Sheets for Future Stock Returns: Evidence from Net-Operating Assets. International Review of Financial Analysis, 20: 269–282.

[19] Hodrick, Robert J. (1992). Dividend Yield and Expected Stock Returns: Alternative Procedures for Inference and Measurement, The Review of Financial Studies, 5: 357-386.        

[20] Hou, K., Robinson, DT. (2006). Industry Concentration and Verage Stock Returns. Journal of Finance, 61:1927–1956.

[21]  Peress, J. (2010). Product Market Competition, Insider Trading and Stock Market Efficiency. Journal of Finance, 65: 1–43.   

[22] Hashem, N. (2010). Industry Concentration and the Cross-section of Stock Returns: Evidence from the UK, Journal of Business, Economics and management, 5: 52-93.

[23] Pandey, I. M. (2004). Capital Structure, Profitability and Market Structure: Evidence From Malaysia Asia Pacific, Journal of Economics and Business, 8(2): 78−91.

[24] Griffith, R. (2013), Product Market Competition, Efficiency and Agency Costs: An Empirical Analysis,The Institute for Fiscal Studies, Working Paper 01/12. Reduce Agency Costs? “, NBER Working Paper Series, 3: 74-80.

[25] Sharma, V. (2010). Stock Returns and Product Market Competition: beyond Industry Concentration. Review of Quantitative Finance and Accounting, 37: 283-299.

[26] Zlorackis, C. (2014). Agency Costs and Corporate Governance Mechanisms: Evidence for UK Firms. International Journal of Managerial Finance, 4(1): 37-59.

[27] Wagannathan, R, & Srinivasan, S. (2014). Dose Product arket Competition, Foster Corporate Social Resposibilty? Evidence from trade liberalization, Stratejic Management Journal, 25:152-164.