قدرت بازار محصول و نقد شوندگی بازار سهام

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشیار گروه حسابداری، دانشکده علوم اجتماعی و اقتصادی، دانشگاه الزهراء"س"

2 دانشجوی دکترای حسابداری، دانشکده علوم اجتماعی و اقتصادی دانشگاه الزهراء"س"

چکیده

براساس پیش‌بینی‌های موجود در نوشتار،قیمت سهام شرکتیکهقدرتبازار محصول بیشتری دارد، حساسیت کمتری به جریان سفارش معاملات سهام نشان میدهد که این امر به نوبۀخود به نقدشوندگی بیشتر در بازار سهام منجر می­شود. در این مقاله پیش‌بینی فوق در یک نمونه از 75 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ 1388 تا 1391 و با استفاده از سه معیار مختلف نقدناشوندگی (معیار آمیهود، شکاف قیمت نسبی و شکاف قیمت مؤثر) آزموده شد. نتایج حاصل از رگرسیون­های ترکیبی (پنل) نشان داد نقدشوندگی سهام به تناسب سهم بازار (شاخص اول قدرت بازار محصول) افزایش می­یابد. یافته­ها همچنین نشان می‌دهد نسبت سود عملیاتی (شاخص دوم قدرت بازار محصول)، رابطۀ معنادار و منطبق با نظریه با نقدشوندگی بازار سهام ندارد. به­ نظر می­رسد نام­آوری شرکت­ها در بازار محصول (به‌لحاظ سهم بازار) بیش از سودآوری،  موجب افزایش  نقدشوندگی سهام آن‌ها می­شود. سایر نتایج نشان می‌دهد تبلیغات در بازار محصول تأثیری مستقیم در نقدشوندگی در بازار سهام ندارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

ProductMarket Power and Stock Market Liquidity

نویسندگان [English]

  • Ali Rahmani 1
  • Hadise Haji Moradkhani 2
1 Associate Professor, Accounting Department,Faculty of Social Sciences & Economics, AlZahra University
2 PhD Student, Accounting Department, Faculty of Social Sciences & Economics, AlZahra University
چکیده [English]

According topredictionsin the literature, sock price offirms with greater product market power is less sensitive to order flows which results in greater stock liquidity. This prediction was examined in a sample of 75 listed companies in Tehran Stock Exchange during 1388 to 1391 using three illiquidity measures (Amihud Ratio, Quoted Spread, Effective Spread) and two proxies for market power. The results of panel regressions showed that stock liquidity increases with market share (the first proxy of market power). Findings also showed the relationship between operational income ratio (second proxy of market power) and stock liquidity is not meaningful and consistent with theory. It seems that the reputation of firms in product market (respect to market share) results in higher stock market liquidity than their profitability. Other results confirmed that advertising in product market doesn’t influence stock market liquidity, directly.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Stock Liquidity
  • Product Market Power
  • Amihud Ratio
  • Quoted Spread
  • Effective Spread

مقدمه

 

نقدشوندگی سهام یکی از مهم­ترین معیارهای مدّنظر سرمایه­گذاران است. منظور از نقدشوندگی، سهولت خرید و فروش سهام بدون تغییر در قیمت یا به­ عبارت ­دیگر، قابلیت خرید و فروش مقادیر در خور توجهی از اوراق بهادار بسرعت و با تأثیر اندک در قیمت است]20[. با­توجه به اهمیت روزافزون نقدشوندگی، پژوهشگران به شناخت عوامل مؤثر در آن، به‌طور وسیعی توجه کرده‌اند. در این پژوهش براساس نظریه­ها و پژوهش‌های موجود، به این پرسش پاسخ داده می­شود که آیا توانایی شرکت­ها در بازار محصول، می­تواند نقدشوندگی سهام آن‌ها را در بورس اوراق بهادار تهران توجیه کند.

آنچه این پژوهش به نوشتار موجود اضافه می­کند، مرتبط‌کردن بازارهای مالی و محصول است. در این پژوهش برای اولین بار در پژوهش­های داخلی، معیارهای شکاف قیمت مؤثر و نسبی از پردازش کلیّۀ قیمت­های پیشنهادی خرید و فروش سهام در تمام روزهای معاملاتی و تمام ساعات روز، با استفاده از برنامه‌نویسی در محیط سی شارپ[1] استخراج شده است. همچنین برای اولین بار اثر تبلیغات بر نقدشوندگی سهام بررسی شد. در ادامه به‌ترتیب، مبانی نظری، پیشینه و روش پژوهش که شامل طرح فرضیه، معرفی متغیرها و الگو است، به‌طور جامع تشریح می­شود. بخش بعدی به تحلیل یافته­ها و نتیجه­گیری اختصاص می­یابد و در پایان، پیشنهادها، محدودیت­ها و منابع استفاده‌شده بیان خواهند شد.

 

 

 

مبانی نظری

دو نظریه وجود دارد که رابطه‌ای مثبت را بین رقابت بازار محصول و نقدشوندگی سهام پیش بینی می­کنند، هر­چند به لحاظ ساز و کار اثرگذاری متفاوت هستند. پرس[2] (2010) پیش­بینی می­کند افزایش قدرت بازار محصول[3]، نقدشوندگی سهام را بهبود می­بخشد؛ زیرا شرکتی با قدرت بازار محصول بیشتر، توانایی بیشتری برای تثبیت قیمت­ها و منتقل‌کردن شوک‌های سودآوری به مشتریان دارد که این امر به نوبۀ‌ خود تغییرپذیری جریان­های نقدی و بازده سهام را کاهش می‌دهد. تغییرپذیری کمتر جریان­های نقدی و بازده­ها، به سرمایه­گذاران اطلاعات دقیق­تری دربارۀ قیمت سهم می‌دهد؛ بنابراین قیمت­ها نسبت به جریان سفارش معاملات[4] حساسیت کمتری خواهند داشت؛ درنتیجه شرکت­های با قدرت بازار محصول بیشتر، اثر قیمتی کمتر و نقدشوندگی سهام بیشتری دارند.

چارچوب نظری توکس[5] (2008) نیز رابطۀ مثبتی بین قدرت بازار محصول و نقدشوندگی سهام پیش بینی می­کند. معامله‌گران آگاه[6] ریسک خنثی و با ثروت محدود ترجیح می­دهند سهام شرکت­های رقیب با قدرت بازار محصول ضعیف­تر را معامله کنند؛ زیرا ارزش چنین سهامی نسبت به اطلاعات خصوصی حساس است؛بنابراین هنگامی ­که قدرت بازار محصول کاهش می­یابد، معاملات آگاهانه افزایش خواهد یافت که این امر نقدشوندگی سهام را به­دلیل گزینش معکوس کاهش می­دهد. درواقع توکس (2008) در مقالۀ خود ضمن ارائۀ یک الگوی ساده مبتنی بر معاملات آگاهانه و اطلاعات خصوصی چنین استدلال می­کند که هرچه سهم بازار یک شرکت که ناشی از مزیت رقابتی آن شرکت در بازار کالا است، افزایش یابد، احتمال وقوع این نوع معاملات بر سهام شرکت کاهش پیدا می­کند. این در ­حالی است که سهام شرکت­های با سهم بازار کمتر به­­دلیل حساسیت بیشتری که قیمت آن‌ها به شوک­ها نشان می­دهد، موقعیت جذابی برای معاملات آگاهانه و کسب بازده­های مازاد (غیر عادی) فراهم می‌کنند.

علاوه بر پژوهش حاضر شاید اثر­گذاری قدرت بازار محصول بر نقدشوندگی سهام را از مجرای مدیریت سود نیز بتوان مطرح کرد. داتا[7] و همکاران (2013) ثابت کردند قدرت بازار محصول، اثر منفی بر مدیریت سود دارد؛ یعنی هر­چه شرکت در بازار محصول ضعیف­تر باشد، احتمال درگیری بیشتر مدیران در مدیریت اقلام تعهدی اختیاری بیشتر است و برعکس. از سوی دیگر پژوهش­های زیادی نیز وجود دارد که نشان می‌دهند مدیریت سود، اثر منفی بر نقدشوندگی سهام دارد؛ زیرا با افزایش مدیریت سود، کیفیت اطلاعات، کاهش و عدم تقارن اطلاعاتی، افزایش می­یابد و این امر موجب کاهش تمایل سرمایه­گذاران آگاه به معامله و کاهش نقد­شوندگی سهام می­شود و برعکس (برای مثال ]22،31[ را ببینید). این‌گونه می‌توان ثابت کرد افزایش قدرت بازار محصول باعث کاهش مدیریت سود و درنتیجه افزایش نقدشوندگی سهام می­شود.

 

مبانی نظری

هر­چند مطالعات وسیعی در­بارۀ رابطۀ نقد­شوندگی سهام با متغیرهای مختلف نظیر نقدشوندگی دارایی­ها، بازده سهام، ساختار سرمایه، حاکمیت شرکتی، کیفیت افشاء، مدیریت سود و بسیاری موارد دیگر انجام شده است، در­بارۀ بررسی رابطه بازار محصول و نقدشوندگی سهام همچنان جای بررسی وجود دارد (برای مثال منابع ]17،18،12،9،14،7و16[ را ببینید). در پژوهش­های خارج از ایران، مبانی نظری وسیعی در­بارۀ بررسی رابطه بین رقابت بازار محصول و جنبه­های گوناگون تأمین مالی شرکتی نظیر ساختار سرمایه، مدیریت ریسک، ساختار مالکیت، سیاست تقسیم سود، ادغام­ها و تحصیل­ها، پرهیز مالیاتی و غیره وجود دارد؛ به­عنوان مثال مطالعات تجربی گاسپر و ماسا[8] (2006)، چان، مورک و یینگ[9] (2008) و اروین و پانتیف[10] (2008) رابطۀ معکوسی  بین قدرت بازار محصول و تغییرپذیری بازده سهام اثبات کرده­اند. به­عنوان مثالی دیگر، کوبیک[11] و همکاران (2014) رابطۀ قدرت بازار محصول و پرهیز مالیاتی را مطالعه کردند. مطالعات بسیاری نیز درخصوص رابطۀ تصمیم‌های ساختار سرمایه، ادغام و تحصیل، تجزیۀ سهم، عرضه­های اولیه، معاملات داخلی، ساختار مالکیت، آگهی و تبلیغات، رتبه‌بندی اعتباری، بازده سهام و غیره با نقدشوندگی سهام وجود دارد(برای مثال آمیهود رابطۀ بازده­های سهام و نقدشوندگی را مطالعه کرده  ­است ]20[) که در اینجا اشاره نمی‌شود. در این قسمت صرفاً بر مطالعاتی تمرکز می‌شود که رابطۀ بین شاخص­های قدرت بازار محصول و نقدشوندگی سهام را بررسی کرده‌اند.

پرس (2010) الگویی ارائه داده و پیش­بینی کرده است که شرکت­های دارای قدرت بازار محصول بیشتر، حجم معاملات سهام بیشتری دارند، قیمت سهم آنها آگاهانه­تر است، نقدشوندگی سهام بهتری دارند و هرچه عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر باشد، این روابط تقویت می‌شود. در مقالۀ پرس، نتایج حاصل از رگرسیون­های پنل بر مجموعه­ای از 28172 مشاهده (سال-شرکت) در دورۀ زمانی 1996 تا 2005 نشان می­دهد قدرت بازار محصول به­طور مثبت و با اهمیتی با حجم معاملات، فعالیت­های معاملاتی افراد درون­سازمانی و آگاهی­دهندگی قیمت مرتبط است. وی همچنین نشان می­دهد این روابط برای شرکت­های کوچک مسلّم­تر است؛ زیرا درآن‌ها عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر است؛ اما پرس به­صورت تجربی رابطۀ قدرت بازار محصول و نقدشوندگی سهام را نمی‌آزماید و صرفاً یک پیش‌بینی نظری ارائه می‌کند.

کیل و لون[12](2011) بر مبنای پیشبینی فوق با استفاده از رگرسیون­های فاما و مکبث روی 12695 مشاهدۀ سال-شرکت در سال­های 1984 تا 2003، رابطۀ فوق را در بازار سهام امریکا آزمودند. شاخص­های مدّنظر آن‌ها برای قدرت بازار محصول، دو معیار نسبت سود عملیاتی و سهم بازار و معیارهای نقدشوندگی مدّنظر آن‌ها شکاف قیمت نسبی[13]، شکاف قیمت مؤثر[14]، معیار آمیهود و شاخص گیبز است. نتایج آن‌ها نشان می‌دهد رابطۀ مثبت و معناداری بین شاخص­های قدرت بازار محصول و نقدشوندگی سهام وجود دارد و این رابطه از مجرای تأثیر در تغییرپذیری بازده سهام و جریان­های نقدی است. همچنین عدم تقارن اطلاعاتی (اندازۀ شرکت، پوشش تحلیل‌گران و مخارج پژوهش و توسعه) بر شدت این رابطه اثرگذار است. یون[15](2011) اشاره می­کند با استفادۀ حجم داده­هایی هفت برابر پژوهش کیل و لون (2011) برای سال­های 1994 تا 2008 و با روش رگرسیون­های تلفیقی به نتایجی سازگار با نظریۀ پرس دست یافته­ است. وی در مقالۀ خود ذکر می­کند که پرس (2010) و توکس (2008) هر دو رابطۀ مثبتی را بین نقدشوندگی سهام و قدرت بازار محصول پیش بینی می­کنند؛ اما با دو ساز و کار اثرگذاری متفاوت. طبق مقالۀ پرس، قدرت بیشتر بازار محصول، اطمینان از بازده­های سهام را افزایش می­دهد؛ بنابراین سرمایه‌گذاران آگاه ریسک­گریز را مشتاق معامله با معامله­گران هنجاری می­کند که این امر باعث افزایش حجم معاملات، تثبیت قیمت­ها و بهبود نقدشوندگی سهام می­شود. در الگو پیشنهادی توکس، معامله­گران آگاه، ریسک خنثی و رفاه محدودی دارند و ترجیح می­دهند سهام شرکت­های با قدرت بازار محصول پایین­تر را معامله کنند؛ زیرا  بازده‌های حاصل از اطلاعات برای این شرکت­ها بیشتر است؛ بنابراین وقتی قدرت بازار محصول کاهش می­یابد، معاملات آگاهانه و حجم معاملات افزایش ولی نقدشوندگی سهام کاهش می­یابد. نتایج یون (2011) به لحاظ رابطۀ مثبت بین حجم معاملات و نقدشوندگی سهام با پژوهش پرس (2010) منطبق است. بر مبنای این پژوهش‌ها، در مطالعۀ حاضر اثر قدرت بازار محصول (نسبت سود عملیاتی و سهم بازار) بر معیارهای مختلف نقدشوندگی سهام، در بورس اوراق بهادار تهران  بررسی می‌شود.

 

روش پژوهش

در این بخش، فرضیۀ پژوهش، نمونۀ پژوهش، روش جمع‌آوری داده­ها، تعریف متغیر­ها و روش تجزیه و تحلیل آن‌ها بیان می‌شود.در راستای دست­یابی به هدف پژوهش، فرضیۀ زیر تدوین شده است:

"قدرت شرکت­ها در بازار محصول، اثر مثبت و معناداری بر نقدشوندگی سهام آنها در بورس اوراق بهادار تهران دارد."

جامعۀ آماری، شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است و نمونۀ مطالعه‌شده از بین شرکت‌های فعال در پنج صنعت سیمان، مواد دارویی، شیمیایی، خودرو و فلزات اساسی که بیشترین تعداد شرکت­ها را در بر دارند، انتخاب شده است. کلیّۀ شرکت­های موجود در این پنج صنعت پس از حذف سرمایه­گذاری­ها و هلدینگ­ها، شرکت‌های در مرحلۀ قبل از بهره­برداری و شرکت­هایی که صورت‌های مالی آن‌ها برای سال­های مذکور به­طور­کامل در دسترس نبود، برای محاسبۀ سهم بازار محصول در نظر گرفته شد (درمجموع 135 شرکت از 160 شرکت بررسی‌شده). در مرحلۀ بعد برای انجام تحلیل­های آماری، 75 شرکت با مشخصات زیر انتخاب شد (درمجموع300 سال-شرکت): 1) سال مالی آن‌ها منتهی به  پایان اسفند باشد، 2) در سال­های 1388 تا 1391 در بورس اوراق بهادار حضور داشته باشند، 3) تعداد روزهای معاملاتی آن‌ها در دورۀ پژوهش از 528 روز {2/(4سال*12ماه*22روز)}کمتر نباشد و در هیچ سالی کمتر از 50 روز معاملاتی نداشته باشند (20 درصد روزهای معاملاتی یک سال).

متوسط درصد سهم بازار شرکت­های نمونۀ منتخب از کل صنعت مربوط در جدول (1) ارائه شده ­است. این نسبت، حاصل تقسیم خالص فروش شرکت بر فروش کل صنعت مربوط است. گفتنی است در این مطالعه داده‌های ترازنامه­ای و سود و زیانی از صورت‌های مالی موجود در شبکۀ کدال و داده­های روزانۀ ارزش بازار، بازده، قیمت و حجم معاملات سهام از نرم­افزار رهاورد نوین استخراج شده است. داده­های مربوط به قیمت­های پیشنهادی روزانۀ خرید و فروش سهام از نرم­افزار موجود درکتابخانه سازمان بورس و اوراق بهادار استخراج و با استفاده از برنامه­نویسی در محیط سی‌شارپ پردازش شده است.  


 

جدول(1) آمار شرکت‌های نمونۀ انتخابی

نام   صنعت

درصد   سهم بازار

تعداد   شرکت‌ها

سیمان

55

16

مواد دارویی

69

16

شیمیایی

51

12

خودرو

97

18

فلزات اساسی

72

13

جمع کل نمونه

 

75

 

 

در این مقاله سه معیار رایج نقدناشوندگی استفاده می‌شود: 1- معیارآمیهود(AM): که اثر قیمتی یعنی تغییر قیمت ایجادشده به­واسطۀ جریان سفارش معاملات را اندازه‌گیریمی­کند.

                       

 

در این فرمولVoli,t,yوri,t,yبه‌ترتیب حجم معاملۀ ریالی سهم i و بازده سادۀ آن سهم در روز t در سال yاست. مجموع روزها برابرTy  است؛ یعنی تعداد روزهای سال y که برای آن نسبت محاسبهمی­شود. معیار آمیهود یک معیار نقدناشوندگی است؛بنابراین برای سهام نقدشونده، کوچک­تر و برای سهام کمتر نقدشونده، بزرگ­تر است. دو معیار نقدناشوندگی دیگر استفاده ‌شده در این پژوهش عبارتند از: شکاف قیمت نسبی و شکاف قیمت مؤثر که هر دو به­عنوان نسبتی از قیمت متوسط[16]تعریف می­شوند؛ یعنی اگر  AskوBid به­ترتیب بهترین پیشنهادهای خرید و فروش سهام باشند، M یا همان قیمت متوسط به­صورت(Ask+Bid)/2 محاسبه می­شود و خواهیم داشت:

1- شکاف قیمت نسبی (QS): اختلاف پایین­ترین قیمت پیشنهادی فروش و بالاترین قیمت پیشنهادی خرید سهم تقسیم بر قیمت متوسط. این شاخص به­صورت روزانه برای هر شرکت محاسبه  می‌شود و سپس برای هر سال از میانگین مقادیر روزانه به­ دست می­آید. 

 

2- شکاف قیمت مؤثر (ES): دو برابر قدر مطلق اختلاف آخرین قیمت معامله روز و قیمت متوسط تقسیم بر قیمت متوسط. این شاخص به­صورت روزانه برای هر شرکت محاسبه می‌شود و سپس برای هر سال از میانگین شاخص روزانه به­ دست می­آید.

 

از دو معیار نیز برای سنجش قدرت بازارمحصول استفاده می­شود: یکی نسبت سود عملیاتی به فروش و دیگری سهم بازار. نسبت سود عملیاتی به فروش (OIR) در مقالات گاسپر و ماسا (2006)، پرس (2010) وکیل و لون (2011) نیز به­عنوان شاخص قدرت بازار محصول به­کار­ رفته­است. همۀ تحلیل‌هابا استفاده از سهم بازار (MS) نیز تکرار می‌شوند. سهم بازار همانند مقالۀ کیل و لون (2011) از تقسیم فروش هر شرکت به کل فروش صنعت به­ دست می‌آید. کلیّۀ متغیرهای کنترلی این پژوهش به شرح زیر، براساس مقالۀ کیل و لون (2011) انتخاب شده­اند. گفتنی است بجز هزینۀ آگهی، تبلیغات و بازاریابی، سایر متغیرها درگذشته نیز در پژوهش­های داخلی حوزه نقدشوندگی سهام استفاده شده‌اند که در بخش بررسی تطبیقی یافته­ها به آن‌ها اشاره خواهد شد.

1- اندازۀ شرکت (SIZE): معیار عدم تقارن اطلاعاتی است. عدم تقارن اطلاعات با اندازۀ شرکت کاهش می‌یابد. از دیدگاه نظری، رابطۀ مثبتی بین اندازه و نقدشوندگی وجود دارد. در این پژوهش، متغیر مذکور نظیر کیل و لون (2011) با لگاریتم طبیعی جمع ارزش دفتری کل دارایی­ها نشان داده می‌شود.

2- اهرم (LEV): عبارت است از کل بدهی شرکت تقسیم بر ارزش بازار سرمایه به­علاوۀ ارزش دفتری کل بدهی (نحوۀ محاسبۀ کیل و لون (2011)). پرس (2010) از نظر نظری و تجربی نشان می­دهد اهرم بیشتر، درجۀ ریسک‌پذیربودن شرکت را افزایش می‌دهد و سرمایه­گذاران ریسک­گریز را از معامله باز می­دارد؛ بنابراین نقد شوندگی سهام را کاهش  می­دهد.

3- هزینۀ آگهی، تبلیغات و بازاریابی (ADV)[17] و متغیر مجازی آن (ADVD): گرولان، کاناتاز و وستن[18](2004) نشان می­دهند شرکت­های دارای هزینۀ تبلیغات بیشتر، سهام نقدشونده­تری دارند. در این پژوهش، این اثر با واردکردن متغیر آگهی، تبلیغات و بازاریابی کنترل می­شود که از یاداشت­های همراه صورت‌های مالی، استخراج و بر جمع کل دارایی­ها تقسیم می­شود. برای حفظ تعداد سال- شرکت در مجموعۀ داده­ها، در­صورتی ­که هزینۀ مذکور به­صورت آیتمی جدا در یادداشت­های همراه در دسترس نباشد، عدد صفر منظور و یک متغیر مجازی هزینۀ تبلیغات ناموجود تعریف. به ­این صورت که متغیر مجازی فوق برای شرکت­هایی که هزینۀ آگهی، تبلیغات و بازاریابی آن‌ها مشخص است، برابر صفر و در ­غیر ­این­ صورت برابر یک است. شیوۀ عمل فوق با مقالۀ کیل و لون (2011) منطبق است.

4- مالکیت نهادی(Instown)[19]را به­عنوان مجموع درصد سهام در جریان در اختیار سهامداران حقوقی دارای حداقل یک درصد سهام شرکت در پایان سال در نظر می­گیریم؛ زیرا این تعریف هم سهامداران آگاه نظیر شرکت­های سرمایه­گذاری، بانک­ها، شرکت­های بیمه و صندوق­ها را تا حد زیادی پوشش می­دهد و هم سهامداران دارای توان نظارت وکنترل را. دو دیدگاه متفاوت دربارۀ اثر سهامداران نهادی بر نقدشوندگی سهام وجود دارد. در دیدگاه اول، سهامی که سطح بالاتری از مالکیت نهادی دارد، قاعدتاً باید نقدشونده­تر باشد؛ زیرا سهامداران نهادی موجب کاهش هزینه­های انتخاب معکوس برای بازارسازها می­شوند ]33[. در دیدگاه دوم، مالکان نهادی از صرفۀ اقتصادی در جمع­آوری اطلاعات بهره­مند می­شوند و می­توانند معامله‌گران آگاهی در بازار باشند؛ یعنی مالکیت نهادی می­تواند اثر منفی بر نقدشوندگی سهام داشته  باشد. درخصوص سهامی که دارای سطوح بالاتری از مالکیت نهادی است، بازارساز­ها باید موجودی بیشتری نگهداری کنند؛ بنابراین هزینۀ نگهداری موجودی و شکاف قیمتی افزایش خواهد ­یافت ]25[.

5- معکوس قیمت سهام در پایان سال (INVP):  علامت مدّنظر برای رابطة بین معکوس قیمت سهام و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش (شکاف قیمت) نسبی و مؤثر سهام، مثبت است چون در متوسط قیمت سهام در مخرج این دو نسبت قرار دارد ]1[.

6- تغییرپذیری بازده سهام (LVR): لگاریتم طبیعی انحراف معیار، بازده­های روزانه سهام است؛ بنابراین تغییرپذیری بازده کل را اندازه‌گیری می­کند. گاسبرو ماسا (2006) و کیل و لون (2011) نیز در مقالات خود به ­همین شیوه عمل می­کنند. هرچه نوسان‌های بازده سهام شرکت بیشتر باشد، ریسک شرکت بیشتر و نقدشوندگی سهام آن کمتر خواهد بود.

7- و 8. دفعات گردش سهام (Tur)[20] و تعداد روزهای معاملاتی (TD)[21]: سطح بالای فعالیت­های معاملاتی ممکن است با کاهش هزینۀ نگهداری موجودی توسط بازارسازها و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام در نقدشوندگی سهام تأثیر بگذارد ]24[. در این پژوهش از متغیر دفعات گردش سهام (تعداد سهام معامله‌شده در سال تقسیم بر تعداد سهام شرکت در پایان سال) و تعداد روزهای معاملاتیبه­عنوان نمایندۀ فعالیت‌های معاملاتی استفاده می­شود.

دربارۀ تبیین الگو و روش تجزیه و تحلیل گفتنی است با­ توجه به متغیرهای تعریف‌شده، برای آزمون فرضیۀ پژوهشاز الگوی پیشنهادی کیل و لون (2011) به­شرح زیراستفاده می­شود، با این تفاوت که متغیر تعداد روزهای معاملاتی نیز به الگوی مذکور افزوده شده است. تمام متغیرها بتفصیل در بخش قبلی تعریف و در جدول (2) ارائه شد. باتوجه به اینکه دو متغیر مستقل به­عنوان شاخص­های قدرت بازار محصول (j=2) و سه متغیر وابسته به­عنوان شاخص­های عدم نقدشوندگی (i=3) تعریف شد، درمجموع شش رگرسیون چندمتغیره با استفاده از روش تحلیل داده­های ترکیبی (پنل) و نرم­افزار Eviews برازش و ناهمسانی واریانس نیز با استفاده از نرم‌افزار استتا آزمون می­شود.

 

 

 

 

جدول(2) خلاصۀ متغیرها و روش محاسبۀ آن‌ها

متغیر

مخفف

نروش  محاسبه

رفرنس

سهم بازار محصول

MS

فروش شرکت تقسیم  بر فروش کل صنعت

29

نسبت سود عملیاتی

OIR

سود عملیاتی تقسیم بر   فروش

29،32،26

اندازۀ شرکت

SIZE

لگاریتم   طبیعی جمع ارزش دفتری کل دارایی‌ها

29

اهرم

LEV

کل   بدهی شرکت تقسیم بر ارزش بازار سرمایه به‌علاوۀ ارزش دفتری کل بدهی

29،32

هزینۀ آگهی و تبلیغات

ADV

هزینۀ   آگهی و تبلیغات  تقسیم بر جمع کل دارایی‌ها

29

متغیر مجازی آگهی و   تبلیغات

ADVD

اگر   این هزینه مشخص باشد، برابر صفر و در غیر این صورت، برابر یک است.

29

مالکیت نهادی

INSTOWN

مجموع   درصد سهام  در اختیار سهامداران حقوقی   دارای حداقل یک درصد سهام

29

معکوس قیمت سهام

INVP

معکوس   قیمت سهام در پایان سال

29،1،6،9

تغییرپذیری بازده سهم

LVR

لگاریتم   طبیعی انحراف معیار بازده­های روزانه سهام

26،29،6

دفعات گردش سهم

TUR

تعداد   سهام معامله شده طی سال تقسیم بر تعداد سهام شرکت در پایان سال

29،32،34،19

روزهای معاملاتی

TD

تعداد روزهایی که سهام   شرکت در بورس اوراق بهادار معامله شده است.

1

معیار آمیهود

AM

میانگین  نسبت روزانه    ( بازده  سهم تقسیم برحجم معاملۀ   ریالی سهم ) در سال

29،29،20،7،6

شکاف قیمت نسبی

QS

میانگین   مقادیر روزانه (اختلاف پایین­ترین قیمت Ask و بالاترین Bid سهم تقسیم بر قیمت   متوسط)

29،4

شکاف قیمت مؤثر

ES

میانگین   مقادیر روزانه (دو برابر قدر مطلق اختلاف آخرین قیمت معامله روز و قیمت متوسط   تقسیم بر قیمت متوسط)

29

یافته­ها

 

نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اثر مثبت شاخص­های قدرت بازار محصول بر نقدشوندگی سهام در جدول (3) ارائه شده است. با­ توجه به اینکه در این پژوهش از معیارهای نقدناشوندگی سهام استفاده­ شده­­است، بنابراین برای تفسیر نتایج، علایم به­صورت معکوس تفسیر می‌شوند.پیش از هر چیز فرضیه‌های کلاسیک بررسی شدند. همان­طور­که در جدول (3) ملاحظه می­شود، سطح معناداری[22] آمارۀ بریوش پاگان(کای-دو) کمتر از پنج درصد و نشانۀ وجود ناهمسانی واریانس است؛ بنابراین این مشکل با استفاده از روش GLS برطرف شد. آمارۀ دوربین واتسون حاکی از نبود مشکل خود­همبستگی در اجزای اخلال الگوها است. آمارۀ F در هر شش رگرسیون برازش‌شده نشان‌دهندۀ معناداری کلی الگو است. کمترازپنجدرصدبودنسطح معناداری آمارۀ F لیمر در همۀ موارد نشان‌دهندۀ مناسب‌بودن روش پنل در مقایسه با پول (تلفیقی) است و با­توجه به سطح معناداری آمارۀ هاسمن که کمتر از پنج درصد است، الگوی آثار ثابت در مقابل آثار تصادفی استفاده می‌شود.

نتایج حاصل از آزمون اثر مثبت سهم بازار (MS) به­عنوان شاخص قدرت بازار محصول بر نقدشوندگی بازار سهام در پنل (الف) و نتایج حاصل از آزمون اثر نسبت سود عملیاتی (OIR) به­عنوان شاخص قدرت بازار محصول بر نقدشوندگی سهام در پنل (ب) ارائه شده است. اعداد ارائه‌شده در جدول (3)، آماره­های T هستند که سطح معناداری آن‌ها در داخل پرانتز درج شده است. براساس نتایج پنل (الف) رابطۀ منفی و معناداری بین سهم بازار محصول (MS) به­ترتیب با معیار آمیهود (در سطح اطمینان  99درصد)، شکاف قیمت نسبی (در سطح اطمینان 95 درصد) و شکاف قیمت مؤثر (در سطح اطمینان 90 درصد) وجود دارد؛ بنابراین درکل می­توان نتیجه گرفت سهم بازار محصول، اثر مثبت و معناداری بر نقدشوندگی سهام در بورس اوراق بهادار تهران دارد؛ بنابراین در صورت استفاده از سهم بازار به­عنوان شاخص قدرت بازار محصول، فرضیۀ پژوهش تأیید می­شود. نتیجۀ حاصل با پیش‌بینی پرس (2010) و نتایج کیل و لون (2011) هماهنگی دارد. براساس نتایج حاصل از پنل (ب) نسبت سود عملیاتی اثر معناداری بر معیار آمیهود ندارد. اثر آن بر شکاف قیمت نسبی و مؤثر نیز تنها در سطح 90 درصد و ضعیف است؛ بنابراین می­توان در کل نتیجه گرفت نسبت سود عملیاتی (OIR) اثر معناداری بر نقدشوندگی سهام ندارد. ضمن ­اینکه علاوه­ بر معناداری، برای رابطه نیز در هر سه رگرسیون با انتظارات نظری پرس (2010) و کیل و لون (2011) منطبق نیست؛ بنابراین در صورت استفاده از نسبت سود عملیاتی به­عنوان شاخصی از قدرت بازار محصول،  فرضیۀ پژوهش رد می­شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ پژوهش

 
 

پنل ب

   

پنل الف

 

 

معیار آمیهود (AM)

شکاف قیمت نسبی (QS)

شکاف قیمت مؤثر (ES)

معیار آمیهود (AM)

شکاف قیمت نسبی (QS)

شکاف قیمت مؤثر (ES)

 

3/13

0/41

0/38

48/14

79/0

77/0

عرض از مبداء

(00/0)

(0/68)

(0/70)

(00/0)

(43/0)

(44/0)

C

     

-3/60

-2/09

-1/80

سهم   بازار محصول

     

(0/00)

(0/03)

(0/07)

MS

1/21

(0/23)

1/95

(0/05)

1/84

(0/07)

     

نسبت سود عملیاتی

OIR

-2/75

-0/50

-0/63

-15/73

-0/68

-1/03

اندۀزه   شرکت

(01/0)

(0/62)

(0/53)

(00/0)

(0/49)

(0/30)

SIZE

2/61

3/25

4/11

9/17

3/06

3/24

اهرم

(01/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

LEV

0/79

-0/14

0/18

-0/47

-0/67

0/08

هزینۀ آگهی و تبلیغات

(0/43)

(0/89)

(0/86)

(0/63)

(0/50)

(0/94)

ADV

2/31

-0/96

0/22

10/67

-0/56

0/10

مجازی   آگهی و تبلیغات

(02/0)

(0/34)

(0/83)

(00/0)

(0/58)

(0/92)

ADVD

-1/40

0/96

0/55

-1/51

0/87

0/62

مالکیت   نهادی

(0/16)

(0/34)

(0/58)

(0/13)

(0/38)

(0/54)

INSTOWN

2/06

-2/18

-3/22

2/52

-1/6

-2/99

معکوس   قیمت سهام

(04/0)

(03/0)

(00/0)

(01/0)

(0/11)

(00/0)

INVP

5/79

5/22

3/61

11/36

7/19

4/95

تغییرپذیری   بازده سهم

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

LVR

-0/89

0/89

0/34

-0/97

2/08

1/24

دفعات   گردش سهم

(0/37)

(0/37)

(0/73)

(0/33)

(0/04)

(0/22)

TUR

-58/6

-56/4

-17/2

-92/11

-67/3

-41/2

روزهای   معاملاتی

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(00/0)

(01/0)

TD

0/61

0/54

0/39

0/63

0/54

0/39

(R2)ضریب   تعیین

0/37

0/35

0/16

0/40

0/35

0/14

R2تعدیل‌شده

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

Prob(آمارۀ   F )

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

Prob(آمارۀ   کای دو)

1/85

2/36

1/99

2/29

2/30

1/96

آمارۀ   دوربین-واتسون

00/0

00/0

03/0

00/0

00/0

04/0

) Prob   آمارۀF  لیمر(

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

) Probآمارۀ   هاسمن(

 

 

 

 

در خصوص تحلیل معناداری متغیرهای کنترلی الگو، موارد زیر  ذکرکردنی است:

1- اندازۀ شرکت (SIZE): در چهار رگرسیون از شش رگرسیون برازش‌شده، رابطۀ معناداری بین اندازۀ شرکت و نقدشوندگی سهام به­ دست نیامده است. نتیجۀ حاصل (به‌لحاظ معناداری) با پژوهش یعقوب‌نژاد و همکاران (1390) منطبق و با ستایش و همکاران (1390)، ثقفی و مرفوع (1390)، ایزدی‌نیا و رسائیان (1389) و رحمانی و همکاران (1389) نامنطبق است. تفاوت احتمالاً به این دلیل است که در مطالعات  مذکور از ارزش بازار به‌عنوان معیار اندازۀ شرکت استفاده شده است، در­ حالی ­که در این مقاله به پیروی از کیل و لون (2011) از جمع ارزش دفتری دارایی­ها استفاده شد که به نظر می­رسد برای شرایط ایران مناسب نیست.

2- اهرم (LEV): نتایج حاصل از هر شش رگرسیون نشان می­دهد رابطۀ منفی و معناداری بین اهرم و نقدشوندگی سهام وجود دارد. این نتیجه با انتظارات نظری و نیز با نتایج دریایی و همکاران (1390)، یعقوب‌نژاد و همکاران (1390) و پرس (2010) منطبق است.

3- آگهی، تبلیغات و بازاریابی (ADV و ADVD): نتایج حاصل از هر شش رگرسیون نشان می­دهد این هزینه، اثر مهمی بر نقدشوندگی سهام در بورس اوراق بهادار تهران ندارد. این نتیجه با پژوهش گرولان و همکاران (2004) و کیل و لون (2011) منطبق نیست. یک دلیل احتمالی برای این نتیجه این است که شدت رقابتی‌بودن بازار محصول در ایران با بازار سهام آمریکا مقایسه‌شدنی نیست. نکتۀ بعدی اینکه نبود رابطۀ مستقیم بین هزینۀ آگهی، تبلیغات و بازاریابی و نقدشوندگی سهام به این معنا نیست که به­طور غیرمستقیم نیز با اثرگذاری بر فروش شرکت و افزایش سهم بازار محصول در نقدشوندگی سهام تأثیری ندارد.

4- مالکیت نهادی (INSTOWN): در هر شش رگرسیون برازش‌شده، رابطۀ معناداری بین مالکیت نهادی و نقدشوندگی سهام به­ دست نیامده است. نتیجۀ حاصل (به‌لحاظ معناداری) با پژوهش نمازی و همکاران (1388)، اعتمادی و همکاران (1389) و ثقفی و مرفوع (1390) منطبق و با نتیجۀ رحمانی و همکاران (1389)،  دنیس و وستون (2000) و روبین (2007) نا­منطبق است. هرچند معناداری در پژوهش رحمانی و همکاران (1389) نیز در سطح 90 درصد بوده است.

5- معکوس قیمت سهم (INVP): براساس نتایج به­دست‌آمده، رابطۀ معناداری بین معکوس قیمت سهم و نقدشوندگی سهام وجود دارد؛ اما فقط در دو رگرسیون از شش رگرسیون برازش‌شده علامت رابطه طبق انتظارات نظری است و از این لحاظ با پژوهش کیل و لون منطبق نیست. نتایج بررسی­های تطبیقی دربارۀ پژوهش­های داخلی که از قیمت سهام استفاده کرده­اند؛ نظیر ایزدی نیا و رامشه (1390)، ایزدی نیا و رسائیان (1389)، رحمانی و همکاران (1389) و احمد پور و رسائیان (1385) نیز نتایج متناقض و مختلطی را از بی‌معنی تا معنادار و با علایم متفاوت نشان می­دهد.

6- تغییرپذیری بازده سهام (LVR): یافته­ها نشان‌دهندۀ رابطه­ای منفی و معنادار بین تغییرپذیری بازده و نقدشوندگی سهام است که با انتظارات نظری منطبق است. در بیشتر مطالعات داخلی که از این متغیر استفاده کرده­اند رابطۀ معناداری حاصل شده است، هرچند جهت رابطه در بیشتر این پژوهش­ها با انتظارات نظری و نتایج این مطالعه منطبق نیست؛ نظیر ایزدی نیا و رسائیان (1389)، ثقفی و مرفوع (1390)، ایزدی نیا و رامشه (1390) و یعقوب نژاد و همکاران (1390).

7- دفعات گردش سهام (Tur): در این مطالعه رابطۀ معناداری بین دفعات گردش سهام و نقدشوندگی به ­دست نیامده است. این نتیجه با مقالۀ توکس (2008) و پرس (2010) که رابطۀ منفی و معناداری بین دفعات گردش سهام و نقدشوندگی نشان دادند، همسو نیست و همچنین با نتیجۀ پژوهش کیل و لون (2011) که به رابطۀ مثبت و معناداری بین این دو متغیر دست یافتند. بررسی تطبیقی پژوهش­های داخلی نشان می‌دهد این نتیجه(به‌لحاظ معناداری رابطه) با مقالۀ دریایی و همکاران (1390) منطبق و با نتایج یعقوب نژاد و همکاران (1390) و احمد پور و رسائیان (1385) نامنطبق است.

8- تعداد روزهای معاملاتی (TD): رابطۀ مثبت و معنادار بین نقدشوندگی سهام و روزهای معاملاتی منطبق با نظریه و پژوهش احمدپور و رسائیان (1385) است که از درصد روزهای معاملاتی استفاده کرده­اند.

 

نتیجه‌گیری

در این پژوهش دو شاخص برای سنجش قدرت شرکت­ها در بازار محصول معرفی شد که در مطالعات خارج از ایران مرسوم هستند: یکی نسبت سود عملیاتی و دیگری سهم بازار محصول(فروش شرکت تقسیم بر فروش صنعت).  هدف این مطالعه و نوآوری آن ایجاد ارتباط بین بازارهای محصول و سهام است؛ بنابراین اثر این دو شاخص بر نقدشوندگی بازار سهام بررسی شد. سه معیار نقدناشوندگی استفاده‌شده در این پژوهش عبارتند از: معیارآمیهود، شکاف قیمت نسبی و شکاف قیمت مؤثر. مقایسۀ نتایج این مطالعه با یافته­های دیگر پژوهشگران در بخش قبل به‌تفصیل بیان شده است؛ بنابراین از تکرار بررسی تطبیقی در این قسمت خودداری می‌شود.

مطابق نتایج حاصل از رگرسیون­های ترکیبی (جدول (3)) سهم بازار به‌عنوان شاخص قدرت بازار محصول، اثر مثبت، معنادار و منطبق با نظریه بر نقدشوندگی سهام دارد. به ­عبارت ­دیگر هرچه سهم یک شرکت در بازار محصول صنعت مربوط بیشتر باشد، سهام آن شرکت در بورس اوراق بهادار نقدشونده­تر است و برعکس؛ اما نسبت سود عملیاتی، اثر معنادار و منطبق با نظریه بر نقدشوندگی سهام نداشت. یک دلیل احتمالی می­تواند نامناسب بودن نسبت سود عملیاتی برای سنجش قدرت بازار محصول در ایران باشد. بررسی­ها نشان می­دهد در ایران این دو متغیر همسو با هم حرکت نمی­کنند و برخی شرکت­های بزرگ، نسبت سود عملیاتی کوچکی گزارش کرده بودند و برعکس. علاوه­ بر­ این به­ نظر می­رسد نام­آوری شرکت­ها در بازار محصول (به‌لحاظ سهم بازار) بیش از سودآوری آن‌ها موجب افزایش نقدشوندگی سهام در بورس اوراق بهادار تهران است که دلایل آن در مباحث مربوط به ریسک‌گریزی و مالی رفتاری، بیشتر بررسی‌شدنی است.

الگویی که پرس (2010) ارائه و بر آن اساس رابطۀ مثبت بین نسبت سود عملیاتی به‌عنوان شاخص قدرت بازار محصول و نقدشوندگی سهام را پیش­بینی می­کند مبتنی بر سه پیش فرض است: 1. انتظارات عقلایی، 2. بازار سهام کارا و 3. بازار محصول رقابت ناقص. تفاوت در پیش فرض­ها می­تواند در نتایج حاصل تأثیرگذار باشد. اینکه چقدر سرمایه­گذاران در بازار سهام ایران عقلایی عمل می­کنند، بازار سهام چقدر کارا است و بازار محصول تا چه حد رقابتی است و به پیش‌فرض­های ذکرشده نزدیک است، موضوعی است که باید به آن توجه شود. نتایج گزارش‌شده در این خصوص متناقض هستند، در­ حالی ­که لشکری و مرتاضی (1390) نشان می­دهند سرمایه‌گذاران، عقلایی عمل نمی­کنند. ایزدی‌نیا و حاجیان‌نژاد (1388) عکس این مطلب را ثابت کرده­اند. در­بارۀ پژوهش­های کارایی بازار نیز همین روند مشاهده می­شود؛ برای مثال نتایج سلیمی فر و شیرزور (1389) و اسلامی بیدگلی و صادقی (1383) با نتایج اله‌یاری (1387) و صمدی و همکاران (1386) در تضاد هستند. گفتنی است درجۀ رقابتی‌بودن بازار محصول نیز ممکن است بر شدت ارتباط بین بازارهای محصول و سهام مؤثر باشد. نتایج این مطالعه همچنین نشان داد تبلیغات و بازاریابی در بازار محصول به‌طور مستقیم بر نقدشوندگی بازار سهام در ایران تأثیری ندارد.

براساس نتایج حاصل از این پژوهش، شرکت­هایی که تمایل دارند نقدشوندگی سهام خود را در بورس اوراق بهادار افزایش دهند، می­توانند در جستجوی راهکارهایی برای افزایش فروش خود در صنعت مربوط و به­دست‌آوردن سهم بازار بیشتر برآیند. در این پژوهش رابطۀ مستقیمی بین نسبت هزینۀ آگهی و تبلیغات با نقدشوندگی سهام حاصل نشد؛ اما به­عنوان یک آزمون فرعی، رابطۀ مثبت و معناداری بین فروش و هزینۀ آگهی و تبلیغات به ­دست آمد؛ بنابراین شرکت­ها با تبلیغات بیشتر در بازار محصول می­توانند بر فروش خود و درنتیجه به‌طور غیرمستقیم بر نقدشوندگی سهام خود با کسب قدرت بیشتر در بازار محصول بیفزایند.در صورت امکان دست‌یابی پژوهشگران به قیمت‌های پیشنهادی خرید و فروش سهام برای بازه­های طولانی­تر که برای نویسندگان این مقاله مقدور نشد، تکرار همین مطالعه با استفاده از روش رگرسیون­های فاما و مکبث و نیز سایر معیارها برای قدرت بازار محصول و نقدشوندگی سهام توصیه می­شود. رابطۀ رقابت بازار محصول با سایر جنبه­های تأمین مالی شرکتی نظیر قیمت گذاری دارایی­ها نیز می‌تواند در پژوهش‌های آینده بررسی شود.

در این مطالعه، محدودیت‌هایی نیز وجود داشته است. نخست قیمت­های پیشنهادی خرید و فروش سهام روزانه برای سال 1387 و قبل از آن با فرمت اکسس و پس از آن با فرمت اکسل در دسترس بود. ضمن اینکه منبع ارائه و ماهیت آن‌ها متفاوت بود. نرم‌افزاری که نویسندگان محاسبۀشاخص‌ها طراحی‌کردند، فقط فرم اکسلی را می‌خواند و امکان تبدیل فرم اکسسی به اکسل نیز حاصل نشد. همین امر دورۀ پژوهش را محدود کرد. و دوم اینکه نبود پایگاه‌های اطلاعاتی نظیر TAQ، CRSP، ABES، CDA و Compustat در داخل ایران کار جمع­آوری داده را بسیار سخت می‌کند و مانع انجام مطالعه برای دوره­های طولانی می­شود.

 



[1] C #

[2] Peress

[3]Product Market Power

[4]Order flow

[5] Tookes

[6]Informed Trader

[7] Datta

[8] Gaspar & Massa

[9] Chun, Morck & Yeung

[10] Irvine & Pontiff

[11]Kubick

[12]Kale & loon

[13]Quoted Spread

[14]Effective Spread

 

[15] Yoon

[16]Midpoint quote

[17]Advertizing

[18] Grullon, Kanatas & Weston

[19]Institutional ownership

[20]Turnover

[21]Trading Days

 

 

 

 

[22]Prob

[1]  احمدپور، احمد و امیر رسائیان. (1385)."رابطۀ برخی معیارهای ریسک و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام در بورس اوراق بهادار تهران". بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شمارۀ 46: 37- 60.

[2]  اسلامی بیدگلی، غلامرضا و عبدالحسین صادقی باطانی. (1383)."ارائۀ قواعد فیلتر و مقایسه بازده قواعد فیلتر با روش خرید و نگهداری". تحقیقات مالی، شمارۀ 18: 3-26.

[3]  اله یاری، اکبر.(1387). "بررسی شکل ضعیف کارایی بازار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران". فصلنامۀ بورس اوراق بهادار، سال 1، شمارۀ 4: 75-108.

[4]  ایزدی نیا، ناصر و امیر رسائیان.(1389)." پراکندگی مالکیت و نقدشوندگی سهام". بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دورۀ 17 ، شمارۀ 60 : 3 -22.

[5]  ایزدی نیا، ناصر و امین حاجیان نژاد.(1388)." بررسی و آزمون رفتار توده‌وار در صنایع منتخب بورس اوراق بهادار تهران".فصلنامۀ بورس اوراق بهادار تهران، سال 2، شمارۀ 7: 105-132.

[6]  ایزدی نیا، ناصر و منیژه رامشه.(1390)." نقش ویژگی­های معاملات سهام بر نقدشوندگی سهام در بورس اوراق بهادار تهران". مجلۀ پیشرفت­های حسابداری دانشگاه شیراز، دورۀ 3، شمارۀ 1، پیاپی 3/60 : 1-27.

[7]  ثقفی، علی و محمد مرفوع.(1390). "ریسک نقدشوندگی سهام و کیفیت سود". فصلنامۀ مطالعات حسابداری ، شمارۀ 29 : 1-37.

[8]  دریائی، عباسعلی؛ پاکدل، عبدالله و نرگس فلاح محمدی.(1390)." تبیین رابطۀ بین حاکمیت شرکتی و نقدشوندگی سهام با استفاده از سیستم معادلات همزمان"، تحقیقات حسابداری وحسابرسی، شمارۀ 10: 132-146.

[9]  رحمانی، علی؛ حسینی، سیدعلی و نرگس رضاپور. (1389). "رابطۀ مالکیت نهادی و نقدشوندگی سهام در ایران". بررسیۀهای حسابداری و حسابرسی ، دورۀ 17 ، شمارۀ 61 : 39-54.

[10]          ستایش، محمدحسین؛ کاظم نژاد، مصطفی و مهدی ذوالفقاری. (1390)." بررسی تأثیر کیفیت افشا بر نقدشوندگی سهام و هزینۀ سرمایۀ شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران". مجلۀ پژوهش­های حسابداری مالی ، سال 3 ، شمارۀ 3 ، شمارۀ پیاپی 9 : 55-74.

[11]         سلیمی فر، مصطفی و زهرا شیرزور.(1389)." بررسی کارایی اطلاعاتی بازار بورس به روش آزمون نسبت واریانس". مجلۀ دانش و توسعه، سال 18، شمارۀ 31: 29-58.

[12]         صلواتی، شاپور و امیر رسائیان.(1386). "بررسی رابطۀ بین ساختار سرمایه و نقدشوندگی سهام در ایران". نامۀ اقتصادی ، 63 ، جلد 3 ، شمارۀ 2 : 143-163.

[13]         صمدی، سعید؛ نصراللهی، زهرا و امین زاهد مهر. (1386)."آزمون کارایی و وجود حباب قیمت در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از قاعدۀ فیلتر و الگوی CAPM". فصلنامۀ بررسی­های اقتصادی، دورۀ 4، شمارۀ 4: 91-113.

[14]         فخاری، حسین و ابراهیم بذرافشان. (1390). "بررسی اثر نقدشوندگی بر عملکرد شرکت­ها در بورس اوراق بهادار تهران". تحقیقات حسابداری ، دورۀ 3، شمارۀ 9 : 116-129 .

[15]         لشکری، محمد و هما مرتاضی. (1390)." نظریۀ مالی رفتاری و تأثیر آن بر حجم سرمایه‌گذاری افراد در بورس اوراق بهادار تهران". راهبرد، شمارۀ 48:26-63.

[16]         مرادزاده، مهدی؛ رضاپور، نرگس و حجت اله فرزانی.(1389)." بررسی نقش مدیریت اقلام تعهدی در نقدشوندگی سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران". مجلۀ پژوهش­های حسابداری مالی، سال 2، شمارۀ 3 ، شمارۀ پیاپی 5 : 101- 116.

[17]             مهرانی، ساسان و امیر رساییان.(1388)." نقدشوندگی سهام و نقدشوندگی دارایی­ها". حسابرس، شمارۀ 46: 52-56.

[18]         یحیی زاده فر، محمود؛ شمس، شهاب الدین و سید جعفر لاریمی.(1389). "بررسی رابطۀ نقدشوندگی با بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران". تحقیقات مالی، دورۀ 12، شمارۀ 29: 111-128.

[19]         یعقوب‌نژاد، احمد؛ رهنمای رودپشتی، فریدون و علی ذبیحی. (1390)." بررسی تأثیر نظام راهبری شرکتی بر نقدشوندگی سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران". فصلنامۀ بورس اوراق بهادار، سال4 ، شمارۀ 13: 157-173.

[20]          Amihud, Y.)2002(."Illiquidity and stock returns: cross-section and time-series effects". Journal of Financial Markets 5: 31–56.

[21]          Chun, H., Kim, J.-W., Morck, R., Yeung, B. (2008)."Creative destruction and firm-specific performance heterogeneity”. Journal of Financial Economics 89: 109–135.

[22]          Chung H., Sheu H., and Wang J. (2009). “Do firms’ earnings management practices affect their equity liquidity?”,Finance Research Letters 6:152–158.

[23]          Datta ,Sudip. , Datta ,Mai Iskandar. & Vivek Singh. (2013). "Product market power, industry structure, and corporate earnings management". Journal of Banking & Finance 37: 3273–3285.

[24]          Demsetz, H. (1968). "The cost of transacting". Quarterly Journal of Economics 82: 33–53.

[25]          Dennis, P.J., Weston, J.P. (2002)." Who’s informed? An analysis of stock ownership and informed trading".AFA  Atlanta Meetings.

[26]          Gaspar, J.-M., Massa, M. (2006)."Idiosyncratic volatility and product market competition". Journal of Business 79: 3125–3152.

[27]          Grullon, G., Kanatas, G., Weston, J.P. (2004). “Advertising, breadth of ownership, and liquidity”. Review of Financial Studies 17: 439–461.

[28]          Irvine, P.J., Pontiff, J. (2008). "Idiosyncratic return volatility, cash flows, and product market competition". Review of Financial Studies 22: 1149–1177.

[29]          Kale, J.R., loon,Y.C.(2011)."Product market power and stock market liquidity".Journal of Financial Markets 14: 376–410.

[30]          Kubick, Thomas R., Lynch, Daniel P., Mayberry, Michael A., and Thomas C. Omer. (2014)."Product Market Power and Tax Avoidance: Market Leaders, Mimicking Strategies, and Stock Returns". The Accounting Review, In-Press.

[31]          LaFond, R., Lang, M., Skaife, H. (2007). "Earnings Smoothing, Governance and Liquidity: International Evidence", Working paper. Available at http://ssrn.com.

[32]          Peress, J. (2010). "Product market competition, insider trading and stock market efficiency". Journal of Finance 65: 1–43.

[33]          Rubin, A. (2007). "Ownership level, ownership concentration and liquidity”. Journal of Financial Markets 10: 219–248.

[34]          Tookes, H.E. (2008)."Information, trading, and product market interactions: cross-sectional implications of informed trading". Journal of Finance 63: 379–413.

[35]          Yoon, Seokhyun Aaron. (2011). A Mathematical Methods in the Social Sciences (MMSS) Program, Northwestern University, Evanston, IL 60201, USA.