عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران: رویکرد فراتحلیل

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسنده

استادیار مدیریت بازرگانی، گروه مدیریت و اقتصاد، دانشکدۀ ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران

چکیده

هدف این پژوهش، بررسی عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها با به‌کارگیری روش فراتحلیل است. جامعۀ آماری پژوهش شامل مطالعاتی است که عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت را در بورس اوراق بهادار تهران  بررسی کرده است. براساس این، درمجموع، 89 پژوهش مختلف انتخاب شد. براساس پیشینۀ پژوهش، عوامل مؤثر شامل نسبت‏های نقدینگی، اهرمی، فعالیت، سودآوری، بازار، جریان‏های نقدی، شاخص‏های ریسک، مدیریت سود، پیش‌بینی سود، سرمایه‌گذاری واقعی و ویژگی‏های شرکت در نظر گرفته شد. نتایج نشان داد نسبت‏های نقدینگی، اهرمی، فعالیت، مدیریت سود و ویژگی‏های شرکت در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر نداشته است؛ اما تأثیر مثبت سایر عوامل یعنی نسبت‏های سودآوری شامل نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود، نسبت‏های بازار شامل بازده بازار، نسبت‏های جریان‏های نقدی شامل جریان‏های نقدی ناشی از عملیات، شاخص‏های ریسک شامل صرف ریسک، شاخص‏های پیش‌بینی سود شامل افق زمانی پیش‌بینی سود و در‌نهایت، سرمایه‌گذاری واقعی در بازده سهام تأیید شد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Factors Affecting Stock Return of Firms Listed in Tehran Stock Exchange: Meta-analysis Approach

نویسنده [English]

  • Bagher Asgarnezhad Nouri
Assistant Professor of Business Administration, Department of Management and Economy, Faculty of Literature and Humanities, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
چکیده [English]

The purpose of this study is to investigate the factors influencing firms 'stock return using meta-analysis approach. The study population consists of studies that had examined factors affecting stock returns of listed firms in Tehran Stock Exchange. Accordingly, a total of 89 different research are selected. Based on the literature review, the following factors are considered; liquidity ratios, leverage ratios, activity ratios, profitability ratios, multiple ratios cash flow ratios, risk indicators, earning management indicator, earning forecast, real investment and firm characteristics. The results show that the effect of liquidity ratios, leverage ratios, activity ratios, earning management indicator and firm characteristics on stock return are not significant. But the positive effect of profitability ratios consists of return on equity, profit and profit margin, market-based ratios consist of market return, cash flow ratios consist of cash flow based on operations, risk indicators including market risk premium, indices of earning forecast including the time horizon of profit forecasts and eventually real investment are confirmed.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Financial investment
  • Stock return
  • Meta-analysis approach

مقدمه

 

یکی از معیارهای اساسی برای تصمیم‏گیری در بورس اوراق بهادار، بازده سهام است. بازده سهام خود به‌تنهایی محتوای اطلاعاتی دارد و بیشتر سرمایه‏گذاران بالفعل و بالقوه در تجزیه و تحلیل مالی و پیش‌بینی‏ها از آن استفاده می‏کنند ]35[. در حال حاضر، سرمایه‏گذاران با ایجاد پل ارتباطی بین بازده سهام و سایر اطلاعات مالی و غیر‏مالی، تا حدودی بازده سهام را می‌توانند پیش‌بینی کنند [14].

براساس این، در زمینۀ پیش‌بینی بازده سهام که یکی از موضوع‏های مطلوب سرمایه‏گذاران و پژوهشگران مالی است، تاکنون تلاش‏های زیادی انجام شده است تا الگویی ارائه شود که بازده سهام را به‌شکل در خور اتکایی پیش‌بینی کند. براساس بررسی‏های انجام‌شده، الگوی قیمت‏گذاری دارایی‏های سرمایه‏ای، پرکاربردترین الگویی است که در حوزه‏های مختلف مدیریت مالی و سرمایه‏گذاری به‌ویژه برآورد بازده سهام شرکت‏ها درعمل استفاده شده است [24]. اگرچه آزمون‏های تجربی اولیه، پیش‌بینی محوری الگوی قیمت‌گذاری دارایی‏های سرمایه‏ای را مبنی بر وجود رابطۀ خطی مثبت بین ریسک نظاممند و بازده سهام تأیید می‌کند، نتایج مطالعات اخیر نشان می‌دهد ضریب بتا به‌عنوان شاخص ریسک نظاممند، توانایی تشریح اختلاف میانگین بازده سهام را ندارد و غیر از ریسک نظاممند، متغیرهای دیگری که در چارچوب این الگو قرار ندارند، در تبیین اختلاف بازده سهام، نقش مؤثری دارد [8].

با توجه به این توضیحات، تلاش‏های زیادی انجام شد تا الگویی را جایگزین کند که بازده سهام را به بهترین شکل تعیین کند؛ اما پژوهشگران مالی تاکنون دربارۀ یک الگوی جایگزین به توافق نرسیده‏اند [8]. برخی از پژوهشگران معتقدند بتا به‌تنهایی، قدرت تبیین بازده سهام را ندارد و از بین متغیرهای مدّنظر، دو متغیر اندازۀ شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، توانایی بهتری برای تبیین اختلاف بازده سهام دارد ]16[. علاوه بر این، بررسی مطالعات انجام‌شده نشان می‏دهد علاوه بر ریسک نظاممند، عوامل متفاوتی در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر می‌گذارد که ازجملۀ آنها به نقدشوندگی سهام ]2 و 20[، نسبت‏های مالی مبتنی بر نقدی ]7، 15 و 25[، دقت پیش‏بینی سود ]33 و 37[، مدیریت سود ]4، 21 و 25[، حجم معاملات سهام [27]، اندازۀ شرکت [31] و غیره می‌توان اشاره کرد.

همچنین در حوزۀ عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با وجود پژوهش‌های مختلفی که انجام شده است، نتایج بر تفاوت و حتی تضاد نتایج حاصل از این پژوهش‏ها دلالت دارد؛ با وجود این، بررسی‏ها نشان می‏دهد پژوهشگران مالی، فعالیت خاصی دربارۀ مرور نقادانۀ مبانی نظری پژوهش و ترکیب نتایج و دستیابی به نقطۀ مشترکی در حوزۀ داخلی انجام نداده‏اند. دلیل اصلی چنین نقصی را این موضوع می‌توان دانست که روش‏شناسی فراتحلیل که اصلی‏‏ترین ابزار ترکیب نتایج و شناسایی ماهیت نتایج متضاد در پژوهش‏های اجتماعی و رفتاری است، سابقه‏‏ای طولانی ندارد و زمینۀ لازم برای معرفی و به‌کارگیری چنین رویکردی در پژوهش‏های مدیریتی، به‌طور خاص در چند سال اخیر فراهم شده است [13]؛ بنابراین فراتحلیل به پژوهشگران اجازه می­دهد نتایج کمّی مطالعات را ترکیب کنند، سازگاری­های موجود در نتایج را توضیح دهند و به نتیجۀ واحدی دست یابند [5].

با توجه به آنچه گفته شد، در این پژوهش تلاش شد با به‌کارگیری روش فراتحلیل به‌عنوان رویکرد متفاوتی با سایر پژوهش‌های انجام‌شده، ضمن ازبین‌بردن شکاف اشاره‌شده، عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران شناسایی شود. براساس پیشینۀ پژوهش و مرور کامل مطالعات انجام‌یافته، مهم‏ترین این عوامل شامل نسبت‏های نقدینگی، نسبت‏های اهرمی، نسبت‏های فعالیت، نسبت‏های سودآوری، نسبت‏های بازار، نسبت‏های مبتنی بر جریان‌های نقدی، شاخص‏های ریسک، مدیریت سود، پیش‌بینی سود، سرمایه گذاری واقعی و ویژگی‏های شرکت در نظر گرفته شد و تأثیر هر یک از آنها در بازده سهام در قالب فرضیه‏های مستقل در این پژوهش بررسی شد. بدین‌منظور، در بخش دوم پژوهش، مبانی نظری، در بخش سوم، پیشینۀ پژوهش، در بخش چهارم، روش پژوهش، در بخش پنجم، نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل آماری داده‏ها و درنهایت، در آخرین بخش، نتیجه‌گیری و پیشنهادهای حاصل از پژوهش بیان خواهد شد.

 

مبانی تجربی

همانگونه که اشاره شد، فراتحلیل روشی آماری است که با ترکیب نتایج پژوهش‏های تجربی قبلی انجام‌شده در زمینۀ موضوع خاصی، تفاوت‏های موجود در نتایج به‌دست‌آمده را شناسایی می‌کند و علاوه بر شناسایی دلایل اختلاف و یا تضاد در یافته‏های پژوهش‏های مشابه با ترکیب نتایج مدّنظر، نتیجۀ نهایی خاصی را در زمینۀ ارتباط بین متغیرهای مدّنظر ارائه می‌دهد. براساس این، در این بخش تلاش می‏شود پژوهش‏هایی مرور شود که دربارۀ موضوع این پژوهش انجام شده است. بدین‌منظور، ابتدا پژوهش‏های داخلی و خارجی‌ای بررسی می‌شود که دربارۀ عوامل مؤثر در بازده سهام انجام شده است و سپس مطالعات پژوهشگرانی گزارش می‏شود که از روش فراتحلیل در زمینۀ موضوعات مختلف به‌ویژه در حوزۀ مالی استفاده کرده‏اند.

بنز[1] (1981) در پژوهشی بیان کرد اندازۀ شرکت، اثر زیادی در بازده سهام دارد؛ به عبارت دیگر، شرکت‏های با اندازۀ کوچک‏تر، بازده بیشتری نسبت به شرکت‏های با اندازۀ بزرگ‌تر دارند ]9[. روزنبرگ[2] و همکاران (1985) گزارش کرده‏اند بین متوسط بازده سهام و نسبت ارزش دفتری به قیمت بازار در بازار سرمایۀ امریکا، رابطۀ مثبت وجود دارد ]38[. لام[3] (2002) رابطۀ بازده مدّنظر سهام و اندازه و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری را در پنج بازار نوظهور آسیایی شامل هند، کره، مالزی، تایوان و تایلند بررسی کرد. نتایج پژوهش در‌مجموع، نشان‌دهندۀ اثر قوی اندازه در هر پنج بازار است. همچنین اثر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری در کره، مالزی و تایلند معنادار است ]31[. بیلدیک و گولای[4] (2002) در پژوهش که بر سهام بورس اوراق بهادار استانبول انجام دادند، شواهدی به دست آوردند مبنی بر اینکه قیمت، اندازه، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و نسبت قیمت به سود، اثر معنی‏داری در بازده سهام شرکت‏ها دارد ]11[. فوجیموتو و واتاناب[5] (2006) به رابطۀ مثبت بین نقدناشوندگی و نوسان‏های بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران دست یافتند. نتایج پژوهش آنها نشان می‏دهد متغیر تعیین‌کننده برای 75 درصد سهم‏های مدّنظر، اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام است. هرچه نقدناشوندگی سهام بیشتر باشد، نوسان‏های بازده سهام نیز بیشتر خواهد بود ]20[. حبیب[6] (2008) نقش اقلام تعهدی و جریان‏های نقدیرا  در توضیح بازده سهام بررسی کرد. نتایج پژوهش نشان داد سود، قدرت توضیحی بیشتری نسبت به جریان‏های نقدی دارد. هیرشلیفر، کیوی و سیو[7] (2009) رابطۀ اقلام تعهدی و جریان‏های نقدی را با بازده سهام بررسی کردند. براساس یافته‏های آنها، ارتباط مثبت زیادی بین اندازۀ اقلام تعهدی با بازده سهام وجود دارد؛ ضمن اینکه بین اندازۀ جریان‏های نقدی با بازده سهام، ارتباط منفی وجود داشت ]25 [. هاسیه[8] (2014) در پژوهشی نشان داد رابطۀ مثبتی بین حجم معاملات و بازده سهام وجود دارد و علاوه بر آن، حجم معاملات، اطلاعات مهمی دربارۀ بازده دارد. مازروس[9] (2014) در پژوهشی، تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی را در بازده سهام در بورس اوراق بهادار زیمبابوه بررسی کرد. نتایج نشان داد حداکثر بازده سهام در بورس اوراق بهادر زیمباوه به‌طور عمده، تحت تأثیر تغییر در شاخص قیمت مصرف‌کننده، عرضۀ پول، نرخ ارز و اوراق خزانه قرار دارد ]27[. لی[10] (2016) تأثیر فرصت‏های رشد و نرخ سود تقسیمی بازده آیندۀ سهام و استراتژی‏های مومنتوم را بررسی کرده است. بدین‌منظور، از رویکرد رتبه‌بندی مبتنی بر سبد سرمایه‌گذاری در پژوهش‏های مربوط به مومنتوم استفاده شد. نتایج نشان داد در صورت پرداخت‌نشدن اولیۀ سود تقسیمی، بازده برای سهام سودآور بازار ابتدا به افزایش تمایل خواهد داشت و سپس روند کاهشی آن همراه با پرداخت سود تقسیمی شروع خواهد شد. همچنین بازده برای سهام زیان‌ده، ارتباط یوشکل با نرخ سود تقسیمی داشته است؛ اما بازده برای آن دسته از سهام زیان‏ده که شرکت هیچگونه سودی تقسیم نکرده است، در کمترین سطح ممکن قرار داشت. سهام سایر شرکت‏هایی که در بین سهام سودآور و زیان‏ده قرار می‌گیرد، بدون توجه به تقسیم‌شدن یا  نشدن سود، بازده نسبتاً مشابهی داشته است ]32[. هدف از پژوهش صفدر و یان[11] (2016) بررسی ریسک اطلاعات مرتبط با هزینۀ سرمایه بود تا بدین‌ترتیب مشخص شد ریسک اطلاعات، عامل ریسک قیمت‏گذاری‌شده محسوب می‏شود. این پژوهشگران از کیفیت اقلام تعهدی به‌عنوان شاخص ریسک اطلاعات و از رگرسیون چندگانه و رگرسیون فاما-فرنچ برای بررسی ارتباط کیفیت اقلام تعهدی به‌ترتیب با هزینۀ سرمایه و بازده سهام واقعی در آینده استفاده کردند. نتایج نشان داد ارتباط ضعیفی بین کیفیت اقلام تعهدی با هزینۀ حقوق صاحبان سهام وجود دارد؛ اما این ارتباط برای مجموعه‏ای از شرکت‏های دولتی معنادار نبوده است. همچنین براساس نتایج به‌دست‌آمده، بین کیفیت اقلام تعهدی و هزینۀ بدهی هیچگونه ارتباطی وجود نداشت. درنهایت، مشخص شد ارتباط مثبت ضعیفی بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده واقعی سهام در آینده وجود دارد ]40[. عبدلی (1379) رابطۀ نسبت‏های بدهی و بازده سهام را در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرد. نتایج نشان داد تنها در صنعت داورسازی بین نسبت بدهی و بازده سهام، رابطۀ مهمی وجود دارد. دربارۀ سایر صنایع (نساجی، سیمان و لوازم خانگی) این ارتباط ضعیف است و یا اصلاً وجود ندارد ]1[. مهرانی و همکاران (1387) رابطۀ متغیرهای مالی و غیرمالی را با بازده سهام در بورس اوراق بهادار بررسی کردند. متغیرهای مالی شامل بازده حقوق صاحبان سهام، رشد فروش و رشد سود است. متغیرهای غیرمالی نیز حجم معاملات، تعداد خریداران و تعداد دفعات معامله در نظر گرفته شد. نتایج نشان داد بین متغیرهای مالی و غیرمالی با بازده سهام، همبستگی وجود دارد ]35[. گودرزی (1384) ارتباط نسبت‏های مالی را با بازده سهام در شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرد. نتایج پژوهش، نشان‌دهندۀ وجود ارتباط بین نسبت‏های جاری، گردش دارایی‏های ثابت، قدرت سودآوری و بازده فروش با بازده سهام است ]22[. دوستیان (1385) میزان ارتباط تغییرات سود خالص و تغییرات جریان نقدی عملیاتی را با تغییرات بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران مقایسه کرد. نتایج نشان داد فقط متغیر مستقل سود خالص، رابطۀ معنادار با بازده سهام دارد ]15[. قائمی و همکاران (1387) در پژوهشی نشان دادند بین بازده سهام شرکت‏هایی که اقلام تعهدی آنها به بیشترین و کمترین میزان گزارش می‌شود، اختلاف معناداری وجود دارد ]21[. ذمازی (1389) رابطۀ نسبت‏های مالی مبتنی بر صورت جریان‏های نقدی و بازده سهام را در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرد. براساس این پژوهش، نسبت‏های مالی (نسبت قدرت پوشش بدهی جاری، نسبت قدرت پوشش بهره، جریان نقدی هر سهم و نسبت قیمت به جریان‏های نقدی هر سهم) رابطۀ معناداری با بازده سهام ندارد ]43[. ابزری و همکاران (1392) با روشی ترکیبی برای پوشش ابعاد مختلف نقدشوندگی در قالب یک سنجۀ واحد، به تأثیرات نقدشوندگی در بازده سهام و نقش کنترلی سبک‏های سرمایه‌گذاری در این مورد توجه کردند. یافته‏ها نشان داد تأثیرات نقدشوندگی حتی پس از کنترل سبک‏های سرمایه‌گذاری، اندازۀ شرکت، ارزش و روند حرکت سهام از لحاظ آماری معنادار است و الگوی چهار عاملی متشکل از عوامل بتا بازار، نقدشوندگی، اندازه و ارزش، بهترین الگو برای تبیین مازاد بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران محسوب می‌شود ]2[. موسوی‌زاده (1393) بازده کوتاه‌مدت و بلندمدت عرضه‌های عمومی اولیه را با رویکرد فاما و فرنچ بررسی کرد. در این پژوهش با افزودن عوامل درصد سهام شناور، سود تقسیمی، نقدشوندگی و اهرم به الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ، بازده عرضه‌های اولیه در قلمرو زمانی 1378-1384 بررسی شد. در این پژوهش از آزمون‌های رگرسیون چندمتغیره و روش داده‌های مقطعی برای تحلیل داده‏ها استفاده شد. با توجه به نتایج، در دورۀ 30 روزۀ معاملاتی بعد از عرضۀ اولیه، بین متغیر وابستۀ بازده عرضۀ اولیه با متغیرهای بازده بازار (+)، ریسک بازار (-)، سود تقسیمی (-)، اهرم مالی (+)، نقدشوندگی (+)، ارزش شرکت (+)، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (-) و درصد سهام شناور (+) ارتباط معنادار به دست آمد. همچنین در دورۀ 120 روزه بعد از عرضۀ اولیه، بین متغیر بازده عرضۀ اولیه با متغیرهای بازده بازار (+)، ریسک بازار (-)، سود تقسیمی (+)، نقدشوندگی (-)، اهرم مالی (-)، ارزش شرکت (-)، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (+) و درصد سهام شناور(+) ارتباط معنادار وجود داشت. همچنین در دورۀ 240 روزه بعد از عرضۀ اولیه، بین بازده عرضۀ اولیه با متغیرهای بازده بازار (-)، ریسک بازار (-)، سود تقسیمی (-)، نقدشوندگی (+)، اهرم مالی (-)، ارزش شرکت (+)، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (+) و درصد سهام شناور(-) ارتباط معنادار حاصل شد ]36[. انصاری و همکاران (1394) عوامل مؤثر در ساختار سرمایه و بازده سهام را بررسی همزمان کردند. اطلاعات مالی مربوط به 97 شرکت بورسی که اطلاعات آنها در دورۀ زمانی پژوهش (1380-1389) در دسترس بود، با استفاده از رویکرد معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شد. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد بازده سهام، سودآوری، ساختار دارایی‏ها، رشد مدّنظر، اندازۀ شرکت و نوع صنعت در ساختار سرمایه تأثیرگذار است و عوامل مؤثر در بازده سهام شامل ساختار سرمایه، سودآوری، تکانۀ قیمت سهام و ارزش شرکت است. همچنین یافته‌های پژوهش، نشان‌دهندۀ وجود ارتباط متقابل بین ساختار سرمایه و بازده سهام است؛ به‌گونه‌ای که بازده سهام براساس نظریۀ زمان‌بندی بازار در ساختار سرمایه، تأثیر منفی و ساختار سرمایه براساس رابطۀ مستقیم ریسک و بازده در بازده سهام تأثیر مثبت داشته است ]3[. فاتحی (1395) تأثیر کیفیت گزارشگری مالی را در نوسان‌های بازده غیرمتعارف سهام شرکت‏ها در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرد تعداد 104 شرکت براساس روش غربالگری برای نمونه انتخاب و اطلاعات آنها در دورۀ زمانی 93-1389 جمع‌آوری و تجزیه و تحلیل داده‏ها نیز با استفاده از رگرسیون خطی چندگانه و داده‏های ترکیبی و تلفیقی با آثار ثابت یا تصادفی انجام شد. نتایج نشان داد کیفیت گزارشگری مالی، تأثیر معکوس در نوسان‌های غیرمتعارف سهام دارد؛ ولی رشد درآمد و متغیرهای کنترلی شامل اندازۀ شرکت، اهرم مالی و نوع صنعت، تأثیر مثبت در نوسان‌های بازده غیرمتعارف سهام دارد. همچنین جریان‏های نقدی عملیاتی، تأثیر مثبت اما غیرمعنادار در نوسان‌های بازده غیرمتعارف سهام دارد ]17[.

کاپون و فارلی[12] (1990) در پژوهشی با عنوان «شناسایی عوامل تأثیرگذار در عملکرد مالی شرکت‏ها با استفاده از رویکرد فراتحلیل» اطلاعات 320 مطالعۀ انجام‌شده دربارۀ عملکرد شرکت‏ها را بررسی کرد. هدف پژوهشگران، شناسایی عوامل محیطی، سازمانی و استراتژیک تأثیرگذار در عملکرد مالی شرکت‏ها بوده است. نتایج این پژوهش نشان می‏دهد از میان عوامل محیطی مدّنظر آنها، میزان تمرکز صنعت، میزان رشد فروش، سرمایه‌گذاری و تبلیغات، تأثیر بسیار زیادی در عملکرد شرکت‌ها دارد و از میان عوامل استراتژیک، کیفیت خدمات و تولید، مسئولیت اجتماعی شرکت، سطح بدهی‏های کمتر و تنوع محصولات کمتر، رابطۀ مثبتی با افزایش عملکرد شرکت دارد. همچنین از میان عوامل سازمانی، اندازۀ شرکت، یکپارچگی صنعت، هزینه‏های بازاریابی و نوع مدیریت و کنترل سازمانی، ارتباط مستقیم کمتری با میزان عملکرد شرکت دارد ]13[. سویسی و خلیف[13] (2012) با استفاده از روش آماری پیشرفتۀ هانتر و همکاران، فراتحلیل را انجام داده‌اند. هدف از پژوهش آنها، بررسی روابط بین افشای داوطلبانه و حقوق صاحبان سهام است. این مطالعه حاصل 22 مطالعۀ تجربی است. براساس نتایج پژوهش، ارتباط منفی بین افشاگری و حقوق صاحبان سهام در کشورهای با سطح افشای محیطی کم به دست آمد و براساس آن، مدیران در این زمینه به افشاگری داوطلبانه‏تر تشویق شده‌اند ]42[. عسگرنژاد[14] (2015) در پژوهشی، تأثیر قابلیت‏های تاکتیکی بازاریابی را در عملکرد مالی شرکت‏ها با استفاده از روش فراتحلیل بررسی کرد. مقاله با هدف ارائه و آزمون الگوی جامعی از رابطۀ قابلیت‏های تاکتیکی بازاریابی و عملکرد مالی انجام شده است. نتایج روش فراتحلیل نشان می‌دهد قابلیت‏های میان وظیفه‌ای بازاریابی و قابلیت‏های پویای بازاریابی در عملکرد سازمانی مؤثر است؛ اما هیچ رابطه‏ای بین قابلیت‏های تخصصی بازاریابی و عملکرد سازمانی مشاهده نشد ]6[. اینام و خاموشی[15] (2016) بیان می‌کنند در حوزه‏های مختلفی، تأثیر اثربخش کمیتۀ حسابرسی و متغیرهای کیفیت حسابرسی را در کاهش درجۀ مدیریت سود بررسی کرده‌اند و نتایج به‌دست‌آمده نیز به‌طور عمده متناقض بوده است. هدف از پژوهش آنها، فراتحلیل نتایج 58 مطالعۀ قبلی است تا متغیرهای تعدیل‌کنندۀ ارتباط بین ساز و کارهای حاکمیت شرکتی و شاخص‌های مدیریت سود را شناسایی کنند. نتایج نشان می‏دهد رویکرد فراتحلیل، روابط معنادار بسیاری را شناسایی کرده است. استقلال کمیتۀ حسابرسی، اندازه و تخصص کمیتۀ حسابرسی و تعداد جلسات، رابطه‏ای منفی با مدیریت سود دارد. روابط منفی مشابهی بین اندازۀ حسابرس، تخصص و مدیریت سود نیز مشاهده شد ]29[. خداداد حسینی و همکاران (1385) الگویی برای بررسی تأثیر فناوری اطلاعات در سنجه‏های عملکرد مالی با استفاده از رویکرد فراتحلیل طراحی کرده‌اند. جامعۀ آماری پژوهش، کلیّۀ مطالعات انجام‌شده دربارۀ تأثیر فناوری اطلاعات در عملکرد مالی است. بدین‌منظور، 118 مقالۀ منتشرشده در سال‏های 1976 تا 2004 در این مورد گردآوری شده است. پس از حذف مقالات نامناسب درنهایت، 49 مقاله باقی مانده است که در این 49 مقاله، 38 مطالعه (اندازۀ اثر) دربارۀ اثر فناوری اطلاعات در عملکرد مالی وجود داشته است و قوّت رابطه در این مطالعات به‌صورت کمی ارائه شده است. نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش نشان می‏دهد شاخص‏های مختلف عملکرد مالی به‌طور متفاوتی از فناوری اطلاعات تأثیر می‏پذیرد ]30[. فتحی و همکاران (1393) با رویکرد فراتحلیل، تأثیر عوامل سطح شرکت و عوامل ساختاری پژوهش را در ساختار سرمایه بررسی کرده‌اند. بدین‌منظور از نتایج تحلیل آماری 127 مطالعه در این زمینه در سال‌های 1369 تا 1392 استفاده شده است. یافته‏های این پژوهش نشان می‏دهد اندازه، ساختار دارایی، فرصت‏های رشد، سودآوری، نقدینگی و نوسان‌پذیری، نقش تعیین‌کننده‏ای در تصمیم‏گیری دربارۀ ساختار سرمایه دارد ]19[. عسگرنژاد و همکاران (1393) با رویکرد فراتحلیل، نقش متغیرهای تعدیل‌کنندۀ مربوط به ویژگی‏های نمونه در ارتباط فعالیت‏های بازاریابی و عملکرد سازمانی را بررسی کردند. بدین‌منظور از بین 523 مطالعۀ انجام‌شده و به‌دلیل محدودیت‏های پژوهشگر، از 142 مقاله استفاده شده است. درنهایت، این نتیجه به دست آمد که متغیرهای تعدیلگری مانند نوع صنعت و نوع مالکیت سازمان باعث تفاوت معنادار در نتایج مربوط به تأثیر رابطۀ فعالیت‏های بازاریابی در عملکرد سازمانی سازمان می‏شود ]5[. هدف از پژوهش بذرافشان و همکاران (1394) فراتحلیل (متاآنالیز) استقلال کمیتۀ حسابرسی و کیفیت گزارشگری مالی است. برای یکپارچه‌سازی نتایج پژوهش‏های مختلف و شناسایی عوامل تعدیل‌کنندۀ روابط بین متغیرهای استقلال و کیفیت، از روش فراتحلیل بهره برده شد. نتایج بررسی مطالعات انجام‌شده نشان داد این مطالعات نامتجانس است. در راستای شناسایی عامل این ناتجانسی، با تقسیم‌بندی پژوهش‏ها بر مبنای معیارهای متفاوت کیفیت گزارشگری مالی و محاسبۀ آمارۀ کای دو درون‌گروهی مشخص شد این معیارهای متفاوت به‌کاررفته در مطالعات، یکی از عوامل تناقض در نتایج بوده است. در ادامۀ بررسی مشاهده شد، رابطۀ معناداری بین استقلال کمیتۀ حسابرسی با مدیریت سود و امتیاز کیفیت وجود ندارد؛ در حالی که درمقابل، رابطۀ معناداری بین استقلال کمیته با کیفیت اقلام تعهدی، بازده غیرعادی و تجدید ارائه و تقلب وجود دارد ]10[.

براساس پیشینۀ پژوهش و مرور کامل مطالعات انجام‌شده در حوۀ عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، گفتنی است عوامل متعددی در بازده سهام  تأثیر می‌گذارند؛ ولی در یک دسته‏بندی کلی، مهم‏ترین این عوامل را نسبت‏های نقدینگی، نسبت‏های اهرمی، نسبت‏های فعالیت، نسبت‏های سودآوری، نسبت‏های بازار، نسبت‏های مبتنی بر جریان‏های نقدی، شاخص‏های ریسک، مدیریت سود، پیش‌بینی سود، سرمایه‏گذاری واقعی و ویژگی‏های شرکت می‌توان در نظر گرفت. براساس این، فرضیه‏های پژوهش به‌شرح زیر خواهد بود:

1- نسبت‏های نقدینگی در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

2- نسبت‏های اهرمی در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

3- نسبت‏های فعالیت در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

4- نسبت‏های سودآوری در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

5- نسبت‏های بازار در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

6- نسبت‏های مبتنی بر جریان‏های نقدی در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

7- شاخص‏های ریسک بر بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

8- مدیریت سود در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

9- پیش‌بینی سود در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

10- سرمایه‌گذاری واقعی در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

11- ویژگی‏های شرکت در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارد.

 

روش پژوهش

این پژوهش از نظر هدف، توسعه­ای است که با بررسی الگو و مطالعات گذشته، الگوی جامع­تری برای بررسی و تبیین عوامل مؤثر در بازده سهام ارائه می‌دهد؛ بنابراین ابتدا تفاوت در نتایج پژوهش­های قبلی بررسی شده است و سپس عوامل یا متغیرهای مؤثر در ایجاد تفاوت­ها شناسایی شد. در مرحلة طراحی الگو، از روش استدلال قیاسی بهره گرفته شده است که یک حکم کلی به متغیرهای پژوهش تعمیم داده می­شود. آزمون الگوی مفهومی با استفاده از استدلال استقرایی انجام شد که در این روش، حکم کلی همان فرضیه­های پژوهش است که مصادیق آن در مطالعات گذشته بررسی شده است. همچنین از نظر ماهیت و روش نیز این پژوهش تحلیلی- همبستگی است که عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها را بررسی کرده است.

با توجه به رویکرد فراتحلیل، جامعة آماری، کلیّة مطالعات گذشته است که عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را تا پایان سال 1393 بررسی کرده باشد. براساس این، از نظر زمانی، پژوهش‌هایی در جامعۀ آماری  انتخاب شد که تا انتهای سال 1393 گزارش آن ارائه شده است. همچنین قلمرو مکانی شامل پژوهش‏های در دسترسی است که در داخل کشور و در زمینۀ بورس اوراق بهادار تهران انجام گرفته‏اند. با توجه به اینکه این پژوهش با رویکرد فراتحلیل انجام می‏شود و به کل جامعۀ آماری مدّنظر دسترسی وجود دارد، هیچگونه نمونه‌گیری از جامعۀ آماری انجام نشده است. از لحاظ موضوعی نیز عوامل مختلفی شناسایی شده است که در بازده سهام شرکت‌ها تأثیرگذار است.

همانگونه که قبلاً اشاره شد، برای تجزیه و تحلیل داده‏های پژوهش از روش فراتحلیل استفاده شده است. فرایند فراتحلیل در هفت مرحله اجرا شد که در ادامۀ این بخش، هر یک از این مراحل توضیح داده می‏شود [28].

اولین مرحله در روش فراتحلیل، تعریف متغیرهای وابسته و مستقل است.در فراتحلیل انجام‌شده در این پژوهش، متغیر مستقل شامل عواملی است که در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر دارند. متغیر وابسته نیز بازده سهام شرکت‏ها است. بررسی‏های پژوهشگر نشان می‏دهد براساس مطالعات انجام‌شده در حوزۀ بورس اوراق بهادار تهران، عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها را به‌صورت جدول 1 می‌توان طبقه‌بندی کرد.

 

 

جدول (1) عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها

عوامل اصلی

عوامل فرعی

نسبت‏های نقدینگی

نسبت جاری، نسبت آنی، نسبت سرمایۀ در گردش به کل دارایی

نسبت‏های اهرمی

نسبت بدهی

نسبت‏های فعالیت

گردش موجودی کالا، گردش دارایی، گردش دارایی ثابت

نسبت‏های سودآوری

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی‏ها، میزان سود، تغییرات میزان سود، حاشیۀ سود

نسبت‏های بازار

نسبت قیمت به سود، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام، ارزش بازار شرکت، بازده بازار، نسبت بود به قیمت، نقدشوندگی سهام

نسبت‏های جریان نقدی

جریان‏های نقدی ناشی از تأمین مالی، جریان‏های نقدی ناشی از سرمایه‌گذاری، جریان‏های نقدی ناشی از عملیات

شاخص‏های ریسک

ریسک نظاممند، صرف ریسک

مدیریت سود

اقلام تعهدی

پیش‌بینی سود

خطای پیش‌بینی سود، افق زمانی پیش‌بینی سود

سرمایه‏گذاری واقعی

خالص دارایی‏های عملیاتی

ویژگی‏های شرکت

عمر شرکت، اندازۀ شرکت

 

 

مرحله دوم به جمع‌آوری گزارش مطالعات گذشته ارتباط دارد. همانگونه که گفته شد، جامعة آماری شامل کلیّة مطالعات گذشته است که عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها را در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 1393 بررسی کرده باشد. جدول 2 تعداد مقالات گردآوری‌شده از هر یک از پایگاه‌های اینترنتی استفاده‌شده برای شناسایی پژوهش‌های مدّنظر را نشان می‌دهد.

 

 

 

 

جدول (2) پایگاه­های اطلاعاتی و تعداد مقالات جمع‌آوری‌شده از آنها

ردیف

پایگاه اینترنتی اطلاعات

تعداد مقالات

1

بانک اطلاعات نشریات کشور (magiran.com)

31

2

پایگاه مجلات تخصصی نور (noormags.ir)

94

3

پایگاه اطلاعات علمی جهاد دانشگاهی (sid.ir)

86

جمع

211

 

 

در مرحلۀ سوم، تمامی مطالعات استفاده‌شدنی در جامعۀ آماری انتخاب شد. با توجه به اینکه این پژوهش با رویکرد فراتحلیل انجام می‌شود و به کل جامعۀ آماری مدّنظر دسترسی وجود دارد، هیچگونه نمونه‌گیری از جامعۀ آماری انجام نشده است. اطلاعات جمع‌آوری‌شده در مرحلۀ قبل، صرفاً با توجه به نوع متغیر مستقل و وابسته انتخاب شده است؛ ولی با توجه به استانداردهای رویکرد فراتحلیل به‌ویژه ارائه‌ندادن اطلاعات لازم برای محاسبۀ اندازۀ اثر و بررسی رابطۀ متغیرهای پژوهش به‌صورت کیفی و غیرآماری، از برخی از این مطالعات نمی‌توان استفاده کرد. تعداد مقالات استفاده‌ناشدنی و استفاده‌شدنی به تفکیک هر یک از پایگاه های اطلاعاتی در جدول 3 نشان داده شده است که براساس آن، درنهایت 89 پژوهش برای بررسی انتخاب شد.

 

 

جدول (3) پایگاه­های اطلاعاتی و تعداد مقالات استفاده‌ناشدنی و استفاده‌شدنی از آنها

ردیف

دلایل حذف

تعداد مقالات

استفاده‌ناشدنی

تعداد مقالات استفاده‌شدنی

1

بانک اطلاعات نشریات کشور

12

19

2

پایگاه مجلات تخصصی نور

65

29

3

پایگاه اطلاعات علمی جهاد دانشگاهی

45

41

جمع

122

89

 

 

گردآوری اطلاعات لازم از هر یک از پژوهش‏های انتخاب‌شده در مرحلۀ چهارم انجام شد. ابزار گردآوری اطلاعات در این پژوهش، مطالعات کتابخانه‌ای و مستندات است؛ به عبارت دیگر، اطلاعات مربوط به محاسبۀ اندازۀ اثر از مطالعات گذشته استخراج می‌شود. فهرست این اطلاعات شامل نوع ضریب همبستگی، مقدار آمار r، مقدار آمارۀ R2، مقدار آزمون t، مقدار بتای رگرسیون، مقدار P-Value، مقدار آمارۀ Z، برای رابطۀ متغیر مستقل و وابسته و درجۀ معناداری رابطۀ متغیر مستقل و وابسته است که از پژوهش‏های قبلی استخراج شده است [39].

پس از گردآوری اطلاعات لازم، در مرحلۀ پنجم، اندازۀ اثر محاسبه شده است. اندازۀ ‌اثر، معیار استانداردی است که با آن قوّت اثر یا ارتباط بین دو متغیر برای هر یک از مطالعات میدانی بررسی و اندازه‌گیری می‌شود [42]. اندازۀ ‌اثر محاسبه‌شده در این پژوهش، اندازۀ اثر r است. روش پژوهش، رویکرد تحلیل داده‌ها و ابزار تحلیل داده‌ها در هر یک از مطالعات، آمارۀ استفاده‌شده برای استخراج اندازۀ ‌اثر و فرمول تبدیل آماره به  اندازۀ ‌اثر r در جدول 4 گزارش شده است.

 

 

جدول (4) فرمول محاسبۀ اندازۀ‌ اثر در رویکردهای مختلف پژوهش و تحلیل داده‌ها (42)

روش پژوهش

رویکرد تحلیل

ابزار تحلیل

آماره

فرمول محاسبۀ r

همبستگی

رگرسیون

معادلۀ رگرسیون

t مرتبط با هر بتا

 

همبستگی

ضریب همبستگی

ضریب پیرسون

R

اندازۀ ‌اثر برابر مقدار آمارۀ r

همبستگی

رگرسیون

معادلۀ رگرسیون

R2

 

 

 

مرحلۀ ششم به ارزیابی همگنی و ناهمگنی موجود در اندازه‏های اثر ارتباط دارد. به‌طور معمول، از بررسی نموداری اندازۀ ­آثار و مشاهدۀ عینی همگنی یا ناهمگنی اندازۀ آثار مطالعات، مقایسة مقادیر حداقل و حداکثر اندازۀ آثار محاسبه و استفاده از آزمون همگنی Q و I2 برای ارزیابی ناهمگونی اندازه‏های اثر استفاده می‌شود [23]. در این پژوهش از آزمون همگنی Q و I2 برای ارزیابی همگنی استفاده شده است.

درنهایت، در مرحلۀ هفتم، قوّت رابطۀ متغیرهای مستقل و وابسته ارزیابی شد. در رویکرد فراتحلیل برای آزمون فرضیه‏های پژوهش ابتدا به آزمون ناهمگونی اندازۀ اثر توجه می‏شود تا براساس آن، نوع الگوی فراتحلیل استفاده‌شده برای آزمون فرضیه مدّنظر تعیین شود. در صورت همگون‌بودن داده‏ها از الگوی آثار ثابت و در صورت ناهمگون‌بودن نیز از الگوی آثار تصادفی استفاده می‏شود. نتایج به‌دست‌آمده از به‌کارگیری الگو‏های فراتحلیل شامل برآورد نقطه‏ای (میانگین براساس وزن‌دهی حجم نمونه) و برآورد فاصله‏ای (فاصلۀ اطمینان) اندازۀ اثر همة مطالعات همراه با آمارۀ آزمون و سطح معناداری نیست که براساس آن دربارۀ معناداربودن برآوردهای به‌دست‌آمده قضاوت می‏شود. اگر فاصلۀ اطمینان محاسبه‌شده شامل صفر شود، می‌توان ادعا کرد اندازۀ ‌اثر برابر با صفر نیست و ارتباط معناداری بین متغیرهای پژوهش وجود ندارد و فرضیۀ پژوهش رد می‏شود؛ اما در صورتی که فاصلۀ اطمینان محاسبه‌شده شامل صفر نباشد، نتیجه گرفته می‏شود که اندازۀ اثر، مخالف صفر نیست و ارتباط معناداری بین متغیرهای پژوهش وجود دارد و فرضیۀ پژوهش تأیید می‏شود [5].

اگر میانگین اندازۀ‌ اثر محاسبه‌شده مثبت باشد، رابطۀ بین دو متغیر، مثبت و اگر منفی باشد، منفی است. در تفسیر اندازۀ اثر به‌طور معمول، مقدار کمتر از 1/0 (بزرگ‌تر از 1/0-) را کوچک، بین 1/0 تا 3/0 (بین 1/0- تا 3/0-) را متوسط و بیشتر از 3/0 (کوچک‌تر از 3/0-)را بزرگ در نظر می‏گیرند ]12[.

در نهایت، گفتنی است در این پژوهش برای اجرای روش فراتحلیل از بستۀ نرم‌افزاری تخصصی جامع فراتحلیل با عنوان CMA2 استفاده شده است. بستۀ نرم‌افزاری جامع فراتحلیل معروف‏ترین، تخصصی‏ترین و کامل‏ترین برنامۀ کامپیوتری برای مطالعات فراتحلیلی و ترکیبی است [12].

 

یافته‏ها

برای شناخت بهتر الگوی مفهومی پژوهش، توصیف آماری متغیرها ضروری به نظر می­رسد؛ زیرا این مهم، درک بهتری برای تجزیه و تحلیل­های انجام‌شده برای آزمون الگوی مفهومی فراهم می‏کند. در این پژوهش، برای هر مطالعۀ میدانی، یک اندازۀ اثر کمّی محاسبه شده است. مقدار اندازۀ­ اثرهای محاسبه‌شده و فراوانی آنها نشان می‏دهد از تعداد 89 پژوهش مدّنظر، درمجموع، در 746 مورد، مقدار کمّی اندازۀ اثر محاسبه‌شدنی بود. میانگین اندازۀ اثر محاسبه‌شده برای مطالعات مختلف در این پژوهش برابر با 289/0 و انحراف معیار آن برابر 101/0 است. کوچک­ترین اندازۀ اثر محاسبه‌شده در مطالعات برابر 321/0- و بزرگ­ترین اندازۀ ­اثر برابر با 504/0 است. تعداد اندازۀ ­آثاری که در مطالعات با علامت منفی گزارش شده­ است، برابر با 251 گزارش و در 495 مطالعه، اندازۀ اثر با علامت مثبت گزارش شده است. همچنین تعداد اندازۀ ­آثار بسیار معنادار (خطای کمتر از 001/0) در این مطالعات برابر 189 مورد (33/25 درصد)، تعداد اندازۀ ­آثار معنادار زیاد (خطای کمتر از 01/0) برابر با 245 مورد (84/32 درصد) و تعداد اندازۀ آثار تا حدی معنادار (خطای کمتر از 05/0) برابر با 312 مورد (82/41 درصد) بوده است.

نتایج به‌دست‌آمده از انجام آزمون ناهمگونی اندازۀ اثر براساس نرم‌افزار CMA2 در جدول 5 نشان داده شده است.

 

 

 

جدول (5) آزمون ناهمگونی اندازۀ اثر

متغیرهای اصلی

شاخص‏های فرعی

آزمون ناهمگونی اندازۀ اثر

نتیجۀ آزمون

آمارۀ Q

سطح معناداری

مقدار I2

نسبت‏های نقدینگی

-

905/736

000/0

964/97

آثار تصادفی

نسبت‏های اهرمی

نسبت بدهی

638/745

000/0

586/97

آثار تصادفی

نسبت‏های فعالیت

-

983/9

266/0

864/19

آثار ثابت

نسبت‏های سودآوری

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

564/11

239/0

17/22

آثار ثابت

نرخ بازده سرمایه‏گذاری

395/99

000/0

534/2147

آثار تصادفی

میزان سود

62/88

000/0

958/166

آثار تصادفی

تغییرات سود

6/187

000/0

136/94

آثار تصادفی

حاشیۀ سود

442/168

000/0

251/95

آثار تصادفی

ادامه جدول (5) آزمون ناهمگونی اندازۀ اثر

متغیرهای اصلی

شاخص‏های فرعی

آزمون ناهمگونی اندازۀ اثر

نتیجۀ آزمون

آمارۀ Q

آمارۀ Q

آمارۀ Q

نسبت‏های بازار

نسبت قیمت به سود

212/68

000/0

806/86

آثار تصادفی

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام

877/111

000/0

472/72

آثار تصادفی

ارزش بازار شرکت

643/40

000/0

237/85

آثار تصادفی

بازده بازار

681/175

000/0

185/89

آثار تصادفی

نسبت سود به قیمت

528/18

001/0

412/78

آثار تصادفی

نسبت‏های نقدشوندگی

04/829

000/0

311/98

آثار تصادفی

نسبت‏های مبتنی بر جریان نقدی

جریان‏های نقدی ناشی از تأمین مالی

236/46

072/0

02/13

آثار ثابت

جریان‏های نقدی ناشی از سرمایه‌گذاری

903/0

825/0

000/0

آثار ثابت

جریان‏های نقدی ناشی از عملیات

575/75

000/0

602/69

آثار تصادفی

شاخص‏های ریسک

ریسک نظاممند

825/279

000/0

498/97

آثار تصادفی

صرف ریسک

968/60

000/0

079/95

آثار تصادفی

مدیریت سود

اقلام تعهدی

335/18

031/0

913/50

آثار تصادفی

پیش‌بینی سود

خطای پیش‌بینی سود

179/40

000/0

533/92

آثار تصادفی

افق زمانی پیش‌بینی سود

927/0

988/0

000/0

آثار ثابت

سرمایه‏گذاری واقعی

خالص دارایی‏های عملیاتی

683/10

47/0

000/0

آثار ثابت

ویژگی‏های شرکت

اندازۀ شرکت

538/96

000/0

786/1270

آثار تصادفی

عمر شرکت

694/19

001/0

69/79

آثار تصادفی

 

 

براساس نتایج جدول 5 مشخص است، برای متغیرهای نسبت‌های نقدینگی، نسبت‌های اهرمی، نسبت‌های سودآوری شامل نرخ بازده سرمایه‌گذاری، میزان سود، تغییرات سود و حاشیۀ سود، نسبت‏های جریان نقدی شامل جریان‏های نقدی ناشی از عملیات، شاخص‏های مدیریت ریسک شامل ریسک نظاممند و صرف ریسک، مدیریت سود، معیارهای پیش‌بینی سود شامل خطای پیش‌بینی سود و درنهایت، ویژگی‏های شرکت شامل اندازه و عمر شرکت،  مقدار آمارۀ Q از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Q کوچک‌تر از سطح معناداری 05/0 است. همچنین مقدار I2  برای متغیرهای مدّنظر، بزرگ‌تر از 75 است که نشان می‏دهد ناهمگونی اندازۀ اثر در سطح بالایی قرار دارد؛ بنابراین فرضیۀ صفر رد و فرضیۀ یک مبنی بر ناهمگونی اندازۀ اثر متغیرهای اشاره‌شده در بازده سهام تأیید می‏شود؛ بنابراین به‌دلیل ناهمگون‌بودن، برای برآورد اندازۀ اثر این متغیرها در بازده سهام از الگوی آثار تصادفی استفاده می‏شود.

علاوه بر این، برای متغیرهای نسبت‏های فعالیت، نسبت‏های سودآوری شامل نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نسبت‏های جریان نقدی شامل جریان‏های نقدی ناشی از تأمین مالی و سرمایه‏ گذاری، معیارهای پیش‌بینی سود شامل افق زمانی پیش‌بینی سود و درنهایت، سرمایه‌گذاری واقعی، مقدار آمارۀ Q از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Q بزرگ‌تر از سطح معناداری 05/0 است. همچنین مقدار I2برای متغیرهای مدّنظر نشان می‏دهد ناهمگونی اندازۀ اثر در سطح بسیار پایینی قرار دارد؛ بنابراین فرضیۀ یک رد و فرضیۀ صفر مبنی بر همگونی اندازۀ اثر متغیرهای مذکور در بازده سهام تأیید می‏شود؛ بنابراین به‌دلیل همگون‌بودن، برای برآورد اندازۀ اثر این متغیرها در بازده سهام از الگوی آثار ثابت استفاده می‏شود.

با توجه به نتایج جدول 5، آزمون فرضیه‏های پژوهش براساس یکی از دو الگوی آثار ثابت و یا تصادفی و با به‌کارگیری نرم‌افزار CMA2 در جدول 6 نشان داده شده است.

 

 

جدول (6) آزمون فرضیه‏های پژوهش براساس الگوی آثار ثابت و یا تصادفی

متغیرهای اصلی

شاخص‏های فرعی

میانگین وزنی اندازۀ اثر

فاصلۀ اطمینان اندازۀ اثر

آمارۀ Z

سطح معناداری

نتیجه

نسبت‏های نقدینگی

-

177/0

(55/0 , 255/0-)

797/0

426/0

رد

نسبت‏های اهرمی

نسبت بدهی

15/0-

(129/0 , 407/0-)

058/1-

29/0

رد

نسبت‏های فعالیت

-

054/0

(128/0 , 02/0-)

44/1

15/0

رد

نسبت‏های سودآوری

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

151/0

(229/0 , 071/0)

687/3

000/0

تأیید

نرخ بازده سرمایه‌گذاری

246/0

(747/0 , 433/0-)

689/0

491/0

رد

میزان سود

322/0

(455/0 , 175/0)

168/4

000/0

تأیید

تغییرات سود

14/0

(37/0 , 105/0-)

123/1

262/0

رد

حاشیۀ سود

389/0

(616/0 , 103/0)

615/2

009/0

تأیید

ادامه جدول (6) آزمون فرضیه‏های پژوهش براساس الگوی آثار ثابت و یا تصادفی

متغیرهای اصلی

شاخص‏های فرعی

میانگین وزنی اندازۀ اثر

فاصلۀ اطمینان اندازۀ اثر

آمارۀ Z

سطح معناداری

نتیجه

نسبت‏های بازار

نسبت قیمت به سود

19/0

(45/0 , 1/0-)

286/1

199/0

رد

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام

013/0-

(057/0 , 082/0-)

352/0-

725/0

رد

ارزش بازار شرکت

063/0

(335/0 , 218/0-)

434/0

664/0

رد

بازده بازار

292/0

(423/0 , 15/0)

934/3

000/0

تأیید

نسبت سود به قیمت

099/0-

(174/0 , 359/0-)

709/0-

478/0

رد

نسبت‏های نقدشوندگی

21/0

(516/0 , 143/0-)

169/1

242/0

رد

نسبت‏های جریان نقدی

جریان‏های نقدی ناشی از تأمین‌مالی

027/0-

(054/0 , 107/0-)

647/0-

518/0

رد

جریان‏های نقدی ناشی از سرمایه‌گذاری

1/0-

(054/0 , 25/0-)

272/1-

203/0

رد

جریان‏های نقدی ناشی از عملیات

232/0

(327/0 , 132/0)

467/4

000/0

تأیید

شاخص‏های ریسک

ریسک نظاممند

403/0

(714/0 , 041/0-)

789/1

074/0

رد

صرف ریسک

389/0

(681/0 , 009/0-)

916/1

055/0

تأیید

مدیریت سود

اقلام تعهدی

075/0-

(028/0 , 175/0-)

43/1-

153/0

رد

پیش‌بینی سود

خطای پیش‌بینی سود

386/0

(647/0 , 044/0)

198/2

028/0

تأیید

افق زمانی پیش‌بینی سود

029/0-

(047/0 , 105/0-)

751/0-

453/0

رد

سرمایه‌گذاری واقعی

خالص دارایی‏های عملیاتی

114/0

(178/0 , 049/0)

445/3

001/0

تأیید

ویژگی‏های شرکت

اندازۀ شرکت

116/0-

(041/0 , 268/0-)

453/1-

146/0

رد

عمر شرکت

176/0

(394/0 , 062/0-)

454/1

146/0

رد

 

 

 

 

 

 

براساس نتایج جدول 6، برای نسبت نقدینگی، مقدار آمارۀ Z برابر با مقدار 797/0 به دست آمده است که از مقدار جدول کوچک‌تر نیست. سطح معناداری آزمون Z برابر با 426/0 و از سطح معناداری 05/0 بزرگ‌تر است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر نسبت نقدینگی در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش رد می‏شود.

برای نسبت بدهی، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر نسبت بدهی در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش رد می‏شود.

برای نسبت فعالیت، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر نسبت فعالیت بد بازده سهام شرکت‌ها پذیرفته نمی‏شود؛ بنابراین فرضیۀ سوم پژوهش رد می‏شود.

از بین نسبت‏های سودآوری، برای شاخص‏های نرخ بازده سرمایه‌گذاری و تغییرات سودآوری، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر نرخ بازده سرمایه‌گذاری و تغییرات سودآوری در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ اما برای شاخص‏های نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 کوچک‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر نیست؛ بنابراین تأثیر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته می‏شود. میانگین وزنی اندازۀ اثر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود به‌ترتیب، برابر با 151/0، 322/0 و 389/0 است. با توجه به مثبت‌بودن مقادیر اندازۀ اثر نتیجه گرفته می‏شود تأثیر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم است؛ به عبارت دیگر، شرکت‏هایی با نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند. درمجموع، گفتنی است فرضیۀ چهارم پژوهش در صورتی پذیرفته می‏شود که نسبت‏های سودآوری برابر با نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود در نظر گرفته شود.

از بین نسبت‏های بازار، برای شاخص‏های نسبت قیمت به سود، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، ارزش بازار شرکت، نسبت سود به قیمت و نسبت نقدشوندگی، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر نسبت قیمت به سود، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، ارزش بازار شرکت، نسبت سود به قیمت و نسبت نقدشوندگی در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ اما برای شاخص بازده بازار، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 کوچک‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر نیست؛ بنابراین تأثیر بازده بازار در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته می‏شود. میانگین وزنی اندازۀ اثر بازده بازار برابر با 292/0 به دست آمده است. با توجه به مثبت‌بودن مقدار اندازۀ اثر نتیجه گرفته می‏شود، تأثیر بازده بازار در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم است؛ به عبارت دیگر، با افزایش بازده بازار، بازده سهام شرکت‏ها نیز افزایش یافته است. درمجموع، گفتنی است فرضیۀ پنجم پژوهش در صورتی پذیرفته می‏شود که نسبت‏های بازار برابر با بازده بازار در نظر گرفته شود.

از بین نسبت‏های جریان‏های نقدی، برای شاخص‏های جریان‏های نقدی ناشی از تأمین مالی و جریان‏های نقدی ناشی از سرمایه‌گذاری، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر جریان‏های نقدی ناشی از تأمین مالی و جریان‌های نقدی ناشی از سرمایه‌گذاری در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ اما برای جریان‏های نقدی ناشی از عملیات، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 کوچک‌تر به دست آمده است که نشان می‌دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است؛ بنابراین تأثیر جریان‏های نقدی ناشی از عملیات در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته می‏شود. میانگین وزنی اندازۀ اثر جریان‏های نقدی ناشی از عملیات برابر با 232/0 است. با توجه به مثبت‌بودن مقدار اندازۀ اثر نتیجه گرفته می‏شود تأثیر جریان‏های نقدی ناشی از عملیات در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم است؛ به عبارت دیگر، شرکت‏هایی با جریان‏های نقدی ناشی از عملیات بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند. درمجموع، گفتنی است فرضیۀ ششم پژوهش در صورتی پذیرفته می‏شود که نسبت‏های جریان نقدی برابر با جریان‏های نقدی ناشی از عملیات در نظر گرفته شود.

از بین شاخص‏های مدیریت ریسک، برای ریسک نظاممند مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر ریسک نظاممند در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ اما برای صرف ریسک، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 کوچک‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است؛ بنابراین تأثیر صرف ریسک در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته می‏شود. میانگین وزنی اندازۀ اثر صرف ریسک برابر با 389/0 است. با توجه به مثبت‌بودن مقدار اندازۀ اثر نتیجه گرفته می‏شود تأثیر صرف ریسک در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم است؛ به عبارت دیگر، شرکت‏هایی با صرف ریسک بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند. درمجموع، گفتنی است فرضیۀ هفتم پژوهش در صورتی پذیرفته می‏شود که شاخص‏های مدیریت ریسک برابر با صرف ریسک در نظر گرفته شود.

برای اقلام تعهدی، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر مدیریت سود در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ بنابراین فرضیۀ هشتم پژوهش رد می‏شود.

از بین شاخص‏های پیش‌بینی سود، برای خطای پیش‌بینی سود مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر خطای پیش‌بینی سود در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ اما برای افق زمانی پیش‌بینی سود، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 کوچک‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است؛ بنابراین تأثیر افق زمانی پیش‌بینی سود در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته می‏شود. میانگین وزنی اندازۀ اثر صرف ریسک برابر با 029/0- است. با توجه به منفی‌بودن مقدار اندازۀ اثر، نتیجه گرفته می‏شود تأثیر افق زمانی پیش‌بینی سود در بازده سهام شرکت‏ها معکوس است؛ به عبارت دیگر، شرکت‏هایی با افق زمانی پیش‌بینی سود بلندمدت، بازده سهام کمتری داشته‏اند. درمجموع، گفتنی است فرضیۀ نهم پژوهش در صورتی پذیرفته می‏شود که شاخص‏های پیش‌بینی سود برابر با افق زمانی پیش‌بینی سود در نظر گرفته شود.

برای خالص دارایی‏های عملیاتی، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول بزرگ‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 کوچک‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است؛ بنابراین تأثیر خالص دارایی‏های عملیاتی در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته می‏شود. میانگین وزنی اندازۀ اثر صرف ریسک برابر با 114/0 است. با توجه به مثبت‌بودن مقدار اندازۀ اثر نتیجه گرفته می‏شود، تأثیر خالص دارایی‏های عملیاتی در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم است؛ به عبارت دیگر، شرکت‏هایی با خالص دارایی‏های عملیاتی بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند؛ بنابراین فرضیۀ دهم پژوهش پذیرفته می‏شود.

از بین ویژگی‏های شرکت، برای اندازه و عمر شرکت، مقدار آمارۀ Z از مقدار جدول کوچک‌تر و سطح معناداری آزمون Z از 05/0 بزرگ‌تر به دست آمده است که نشان می‏دهد فاصلۀ اطمینان برآوردشده شامل صفر است. براساس این، تأثیر اندازۀ شرکت و عمر شرکت در بازده سهام شرکت‏ها پذیرفته نمی‏شود؛ بنابراین فرضیۀ یازدهم پژوهش رد می‏شود.

 

نتیجه‏گیری و پیشنهادها

بازده سهام یکی از مهم ترین معیارهایی است که در تصمیم‌گیری سرمایه‏گذاران در بورس اوراق بهادار تأثیر می‏گذارد؛ بنابراین بسیاری از پژوهشگران تلاش کرده‏اند با شناسایی عوامل مؤثر بازده سهام شرکت‏ها، امکان برآورد دقیق آن را فراهم آورند. بدین‌منظور، الگو‏های مختلفی برای تعیین الگوی بازده سهام شرکت‏ها ارائه شده است که ازجمله مهم‏ترین آنها به الگوی قیمت‏گذاری دارایی‏های سرمایه‏ای، الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ و غیره می‌توان اشاره کرد. مطالعات اولیه بر این اساس قرار داشت تا ریسک نظاممند به‌عنوان تنها عامل مؤثر در بازده سهام معرفی شود؛ اما آزمون‏های تجربی به‌عمل‌آمده نشان داد بازده سهام تنها تحت تأثیر ریسک قرار ندارد و عوامل متفاوتی مانند نسبت‏های نقدینگی، نسبت‏های اهرمی، نسبت‏های فعالیت، نسبت‏های سودآوری، نسبت‏های بازار، نسبت‏های مبتنی بر جریان‏های نقدی، شاخص‏های ریسک، مدیریت سود، پیش‌بینی سود، سرمایه‌گذاری واقعی و ویژگی‏های شرکت در تعیین روند بازده سهام شرکت‏ها نقش دارند. همچنین نتایج مطالعات انجام‌شده برای شناسایی عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت در بورس اوراق بهادار تهران به نتایج متفاوت و حتی متضادی دست یافته است و تاکنون پژوهش خاصی با هدف مرور نقادانۀ مبانی نظری پژوهش و ترکیب نتایج و دستیابی به نتیجۀ مشترکی انجام نشده است. براساس این، در پژوهش حاضر تلاش شد با به‌کارگیری رویکرد فراتحلیل، ضمن ازبین‌بردن شکاف پژوهشی اشاره‌شده، نتایج مشخصی دربارۀ عوامل تأثیرگذار در بازده سهام شرکت‏ها در بورس اوراق بهادار تهران ارائه شود. نتایج به‌دست‌آمده از تجزیه و تحلیل داده‏های پژوهش براساس روش فراتحلیل نشان داد نسبت نقدینگی، نسبت اهرمی شامل نسبت بدهی، نسبت فعالیت، نسبت‏های سودآوری شامل نرخ بازده سرمایه‌گذاری و تغییرات سودآوری، نسبت‏های بازار شامل شاخص‏های نسبت قیمت به سود، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، ارزش بازار شرکت، نسبت سود به قیمت و نسبت نقدشوندگی، نسبت‏های جریان‏های نقدی شامل شاخص‏های جریان‏های نقدی ناشی از تأمین مالی و سرمایه‌گذاری، شاخص‏های مدیریت ریسک شامل ریسک نظاممند، مدیریت سود شامل اقلام تعهدی، شاخص‏های پیش‌بینی سود شامل افق زمانی پیش‌بینی سود و درنهایت، ویژگی‏های شرکت شامل اندازۀ شرکت و عمر شرکت در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر ندارد؛ اما از بین نسبت‌های سودآوری، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود در بازده سهام شرکت‌ها تأثیر مثبت داشته است. شرکت‌هایی با نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود و حاشیۀ سود بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‌اند. از بین نسبت‏های بازار، بازده بازار در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر مثبت داشته است. با افزایش بازده بازار، بازده سهام شرکت‏ها نیز افزایش یافته است. از بین نسبت‏های جریان‏های نقدی، جریان‏های نقدی ناشی از عملیات در بازده سهام شرکت‏ها تأثیر مثبت دارد. شرکت‏هایی با جریان‏های نقدی ناشی از عملیات بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند. از بین شاخص‏های مدیریت ریسک، تأثیر صرف ریسک در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم است. شرکت‏هایی با صرف ریسک بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند. از بین شاخص‏های پیش‌بینی سود، تأثیر افق زمانی پیش‌بینی سود در بازده سهام شرکت‏ها معکوس است. شرکت‏هایی با افق زمانی پیش‌بینی سود بلندمدت، بازده سهام کمتری داشته‏اند. درنهایت، برای سرمایه‏گذاری واقعی، تأثیر خالص دارایی‏های عملیاتی در بازده سهام شرکت‏ها مستقیم بوده است؛ یعنی شرکت‏هایی با خالص دارایی‏های عملیاتی بیشتر، بازده سهام بیشتری نیز داشته‏اند.

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده مشخص شد پژوهش‏های انجام‌شده در زمینۀ عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها در بورس اوراق بهادار تهران متضاد و ناهمگون بوده است که ضرورت انجام چنین پژوهشی را با رویکرد فراتحلیل نشان می‌دهد. با توجه به اهمیت دو متغیر ریسک و بازده در تصمیم‏گیری سهامداران برای سرمایه‏گذاری در بازارهای مالی، شناسایی عوامل تأثیرگذار در بازده سهام شرکت‏ها به سهامداران در اتخاذ تصمیم‌های آگاهانه می‌تواند کمک کند و بدین‌ترتیب، زمینۀ توسعۀ بورس اوراق بهادار تهران در بلندمدت فراهم شود. براساس این، تأثیر نسبت‌های مالی در بازده سهام کاملاً متفاوت بوده است؛ یعنی سهامداران در تجزیه و تحلیل‌های مالی خود باید به‌طور عمده بر نسبت‌های سودآوری، بازار و جریان‏های نقدی صرفاً شامل سود خالص، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، حاشیۀ سود، بازده بازار و جریان‏های نقدی ناشی از عملیات توجه داشته باشند. سایر شاخص‏های نسبت‏های سودآوری، بازار و جریان‏های نقدی در پیش‌بینی بازده آیندۀ سهام شرکت‏ها کمکی نمی‌کند و علاوه بر آن، نسبت‏های نقدینگی، اهرمی و فعالیت نیز در تبیین تغییرات در بازده سهام شرکت‏ها در بورس اوراق بهادار تهران مفید نیست. مدیریت سود، ریسک نظاممند، افق زمانی پیش‌بینی سود و ویژگی‏های شرکت شامل اندازه و عمر شرکت نیز راهنمایی خاصی در زمینۀ استفاده از بازده سهام برای انتخاب بهترین گزینۀ سرمایه‏گذاری به فعالان بورس اوراق بهادار تهران نمی‌توانند ارائه دهند؛ اما سرمایه‏گذاری واقعی، شاخص‏های ریسک شامل صرف ریسک و شاخص‏های پیش‌بینی سود شامل خطای پیش‌بینی سود در بازده سهام شرکت‏ها تأثیرگذار بوده است و سهامدارن در تجزیه و تحلیل اطلاعات برای سرمایه‏گذاری مالی در بورس اوراق بهادار تهران باید از این متغیرها استفاده کنند. سرمایه‏گذاران در استفاده از نتایج پژوهش‏های انجام‌شده برای شناسایی عوامل تأثیرگذار در بازده سهام شرکت‏ها باید احتیاط لازم را داشته باشند و به ویژگی‏های پژوهش انجام‌شده ازقبیل فرایند انتخاب شرکت‏های عضو نمونۀ آماری، صنایع مدّنظر، دورۀ زمانی مدّنظر و غیره توجه کنند تا قیمت و بازده آیندۀ سهام شرکت‏های مدّنظر را با دقت بیشتری بتوانند پیش‌بینی کنند. همچنین به پژوهشگران بعدی پیشنهاد می‏شود دربارۀ دلایل تأثیرنگذاشتن نسبت‏های نقدینگی، اهرمی، فعالیت، سودآوری شامل نرخ بازده دارایی‏ها و تغییرات میزان سود، بازار شامل نسبت قیمت به سود، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام، ارزش بازار شرکت، نسبت سود به قیمت و نقدشوندگی سهام، مدیریت سود شامل اقلام تعهدی، ویژگی‏های شرکت شامل عمر و اندازۀ شرکت، نسبت‏های جریان‏های نقدی شامل جریان‏های نقدی ناشی از سرمایه‏گذاری و تأمین مالی و درنهایت، شاخص‏های ریسک شامل صرف ریسک در بازده سهام شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، بررسی‏های بیشتری را انجام دهند. بخش زیادی از تفاوت در نتایج به‌دست‌آمده ناشی از متغیرهایی است که در ارتباط عوامل مالی و غیرمالی با بازده سهام شرکت‏ها نقش تعدیل‌کننده می‌تواند داشته باشد. براساس پژوهش‏های انجام‌شده با رویکرد فراتحلیل، ازجملۀ این عوامل به شاخص‏های استفاده‌شده برای اندازه‏گیری متغیرها، نوع صنعت، اندازۀ شرکت، روش‏های تجزیه و تحلیل آماری، دورۀ زمانی مدّنظر، تعداد شرکت‏های عضو نمونۀ آماری پژوهش و غیره می‌توان اشاره کرد. پژوهشگران در مطالعات آیندۀ خود، نقش تعدیل‌کنندۀ این متغیرها را در زمینۀ عوامل مؤثر در بازده سهام شرکت‏ها می‌توانند بررسی کنند. همچنین پیشنهاد می‏شود با استفاده از روش فراتحلیل، نقش برخی از دیگر متغیرهای تأثیرگذار در بازده سهام شرکت‏ها مانند متغیرهای کلان اقتصادی را بررسی کنند. درنهایت، کاربرد روش فراتحلیل در شناسایی عوامل مؤثر در بازده سهام، دربارۀ برخی دیگر از متغیرهای مالی مانند ساختار سرمایه، عملکرد مالی، مدیریت سرمایۀ در گردش و غیره یکی دیگر از پیشنهادهای مناسب برای پژوهش‏های آینده است.

دربارۀ محدودیت‏های پژوهش گفتنی است اندازۀ اثر، مهم‏ترین و معروف‏ترین اصطلاح استفاده‌شده در رویکرد فراتحلیل است. در عین حال، در محیط پژوهشی، استاندارد خاصی دربارۀ چگونگی گزارش‏دهی محاسبات آماری و ریاضی در حوزه‏های پژوهشی مختلف وجود ندارد. بدین‌دلیل در پژوهش حاضر، در برخی از مطالعات میدانی به‌دلیل گزارش‌نکردن آماره‏های لازم، امکان محاسبۀ اندازۀ اثر وجود نداشت؛ بنابراین پژوهشگر مجبور شد پژوهش‏های مذکور را از جامعۀ آماری حذف کند. به‌علاوه، نتایج حاصل از این پژوهش به پایگاه‏های اطلاعاتی استفاده‌شده یعنی مگ‏ ایران، نورمگز و جهاد دانشگاهی و به عبارت دیگر، مطالعات انجام‌شده در زمینۀ بورس اوراق بهادار تهران محدود است.



[1]. Banze

[2]. Rosenberg

[3]. Lam

[4]. Bildik and Gulay

[5]. Fujimoto and Masahiro

[6]. Habib

[7]. Hirshleifer, Kewei and Siew

[8]. Hsieh

[9]. Mazuruse

[10]. Li

[11]. Safdar and Yan

[12]. Capon and Farley

[13]. Souissi and Khlif

[14]. Asgarnezhad

[15]. Inaam and Khamoussi

[1] Abdoli, M. R., (2000). The relationship between dividends and stock return. Master Thesis. Faculty of Accounting and Management, University of Allameh Tabatabaei, Tehran.

[2] Abzari, M., Kabiri Pour, V., & Soheili, S. (2013). Analyzing the effect of liquidity on stock return with control of investment styles: A new approach with multidimensional criteria. Journal of Accounting Knowledge. 4(15): 79-103.

[3] Ansari. A. M., Yousef Zadeh, N. & Zare, Z. (2015). A parallel study of factors affecting capital structure and stock return in companies listed on the Tehran Stock Exchange. Accounting Research. 7(25): 28-41.

[4] Asgarnezhd Nouri, B., Moradi, M. & Khaleghi, N. (2016). Product market power, industry structure, and corporate earnings management: Evidence from Tehran Stock Exchange. Asset Management and Financing. 4(2): 1-14.

[5] Asgarnezhad Nouri, B., Sanayei, A., Fathi, S., & Kazemi, A. (2014). Meta-analysis of the mediating role of sample characteristics in the relationship between marketing activities and organizational performance. Management Research in Iran. 18(1): 151-169.

[6] Asgarnezhad, B., Sanayei, A., Fathi, S., & Kazemi, A. (2015). The effect of marketing tactical capabilities on the financial performance of the firms: Meta-analysis approach. Iranian Journal of Management Studies. 8 (1): 73-96.

[7] Asgarnezhad Nouri, B. & Soltani, M. (2016). Designing a bankruptcy prediction model based on account, market and macroeconomic variables (Case study: Cyprus Stock Exchange). Iranian Journal of Management Studies. 9(1): 125-147.

[8] Bagher Zadeh, S., (2005). Determinants of stock return in Tehran Stock Exchange. Journal of Financial Research. 19: 25-64.

[9] Banze, R. W. (1981). The relationship between return and market value of common stocks. Journal of Financial Economics. 9: 3-18.

[10] Bazr Afshan, A., Hejazi, R., Rahmani, A. & Bastani, S. (2015). Meta-analysis of auditing committee independency and financial reporting quality. Management Accounting. 8 (25): 101-117.

[11] Bildik, R., & Gulay, G. (2000). Profitability of contrarian vs. momentum strategies: Evidence from the Istanbul Stock Exchange. International Review of Finance. 7(1-2): 61-87.

[12] Bronestein, M., Hedges, L., Higgins, J., & Rothstein, H. (2004). Comprehensive meta-analysis manual. Available at: www.meta-analysis.com /downloads/meta-analysis-manual.pdf.

[13] Capon, N., & Farley, J. U. (1990), Determinants of financial performance: A meta-analysis. Management Science, 36 (10): 1143-1159.

[14] Dastghir, M., & Sharifi Mobarake, R., (2011). Examining relationship between cash flows with stock return. Journal of Auditing. 52: 1-5.

[15] Dostian, S. (2006). A comparison of net income and operating cash flow changes with changes in stock returns of companies listed on the Tehran Stock Exchange. Master Thesis. Faculty of Social Sciences and Economics, University of Al-Zahra, Tehran.

[16] Fama, E. F., & French, K. R. (1992). The cross-section of expected stock returns. The Journal of Finance, 47 (2): 427-465.

[17] Fatehi, S. (2016). Examining the effect of financial reporting quality on abnormal stock return fluctuations in companies listed on the Tehran Stock Exchange. Journal of Management and Accounting Studies. 2(1): 111-119.

[18] Fathi, S. (2007). Explaining a model of determinants of relationship between information technology and financial performance of business firms: A meta-analysis approach. PhD Thesis. Faculty of Humanities, University of Tarbiat Modares, Tehran.

[19] Fathi, S., Abzari, M., & Habibi, S. (2014). Mata-analysis of capital structure determinants in firm level. Asset Management and Finacing. 2(4): 55-74.

[20] Fujimoto, A., & Masahiro W. (2006). Time-varying liquidity risk and the cross section of stock returns. Available at: http://papers.ssrn.com/id=906327.

[21] Ghaemi, M. H., Livani, A. J., & Dehbozorghi, S. (2008). Earning quality and stock return of firms. Journal of The Accounting and Auditing Review. 52: 71-88.

[22] Ghoudarzi, A. (2005). Analytical review of the relationship between financial ratios and stock returns of companies listed on the Tehran Stock Exchange. Master Thesis. Islamic Azad University, Science and Research Branch, Tehran.

[23] Ghrobani Zadeh, V. A., & Hassan Nanghir, S. T. (2013). Practical guide of meta-analysiswith CMA2 software. Tehran: Sociologists Publications.

[24] Graham, J. R., & Harvey, C. R. (2001). The theory and practice of corporate finance: Evidence from the field. Journal of Financial Economics 60: 187-243.

[25] Habib, A. (2008). The role of accruals and cash flows in explaining security returns. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 17: 51-66.

[26] Hirshleifer, D., Kewei, H.. & Siew, H. T. (2009). Accruals, cash flows, and aggregate stock returns. Journal of Financial Economics, 91 (3): 389-406.

[27] Hsieh, S. (2014). The causal relationships between stock returns, trading volume, and volatility. International Journal of Managerial Finance. 10(2): 218 – 240.

[28] Hunter, J., & Schmidt, F. (2004), Methods of meta-analysis: Correcting error and bias in research findings. Beverly Hills CA: Sage.

[29] Inaam, Z. & Khamoussi, H. (2016). Audit committee effectiveness, audit quality and earnings management: a meta-analysis. International Journal of Law and Management, 58 (2): 179 – 196.

[30] Khodadad Hosseini, S. H., Fathi. S., & Elahi, S. (2006). Explaining a model of information technology effect on financial performance criteria with meta-analysis approach. Journal of The Accounting and Auditing Review. 46: 61-70.

[31] Lam, K. S. K. (2002). The relationship between size, book-to-market equity ratio. Journal of Banking & Finance, 31 (2): 455-475.

[32] Li, G. (2016). Growth options, dividend payout ratios and stock returns. Studies in Economics and Finance. 33(4): 638 – 659.

[33] Lonkani, R., & Firth, M. (2005). The accuracy of IPO earnings forecasts in Thailand and their relationships with stock market valuation. Journal of Accounting and Business Research, 35: 269-286.

[34] Mazuruse, P. (2014). Canonical correlation analysis. Journal of Financial Economic Policy, 6 (2): 179-196.

[35] Mehrani, S., Mehrani, K., & Karami, G. R. (2004). Using of historical financial and nonfinancial information to distinguish successful and unsuccessful firms. Journal of The Accounting and Auditing Review. 38: 77-92.

[36] Mosavi Zadeh, M. (2014). Factors affecting stock returns after the initial release in Tehran Stock Exchange by aggregate looking to variables and emphasis on Fama and French Three-Factor Model. Master Thesis. Shahrood University of Technology. Semnan.

[37] Reza Zadeh, J., & Ashtab, A. (2010). The relationship between the accuracy of earnings forecasts and stock returns of newly listed firms in Tehran Stock Exchange. Journal of Economics Science. 9(1): 55-76.

[38] Rosenberg, B., Reid, K., & Lanstein, R. (1985). Persuasive evidence of market inefficiency. Journal of Portfolio Management, 11: 9-17.

[39] Rosenthal, R., & Dematteo, M. R. (2001). Meta-analysis: Recent developments in quantitative cumulation methods. Advances in Measurement and Data Analysis, San Francisco: Jossey-Bass.

[40] Safdar, R. & Yan, C. (2016). Information risk, stock returns, and the cost of capital in China. China Finance Review International. 6(1): 77 - 95.

[41] Shawn, M. F., Phillip, D., & Rumrill, J. R. (2003). Meta-analysis as a tool for understanding existing research literature. Journal: Work, 21 (1): 97–103.

[42] Souissi, M., & Khlif , H. (2012). Meta-analytic review of disclosure level and cost of equity capital. International Journal of Accounting & Information Management, 20(1), 49 – 62.

[43] Zamari, R., (2007). The relationship between financial ratios based on cash flows and stock returns in Tehran Stock Exchange. Master Thesis. Faculty of Accounting and Management, University of Allameh Tabatabaei, Tehran.