بررسی رابطۀ همزمانی قیمت سهام و توزیع بازده

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه گیلان، ایران

2 استادیار گروه حسابداری، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه گیلان، ایران

3 کارشناس ارشد حسابداری، گروه حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه آزاد واحد رشت، ایران

چکیده

هدف این پژوهش، بررسی رابطۀ همزمانی قیمت سهام با دنبالۀ توزیع بازده سهام است؛ از این‌رو، نمونۀ آماری پژوهش شامل 118 شرکت در 5 سال از ابتدای  1389 تا انتهای 1393 از بین شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده ­است. از رگرسیون چندگانه مبتنی بر داده­های تابلویی استفاده شده ­است. نتایج پژوهش نشان می­دهد همزمانی قیمت سهام زیاد، احتمال تولید دنبالۀ مثبت را نسبت به شرکت­های با همزمانی کم دارد. به علاوه بین همزمانی قیمت سهام و چولگی، رابطۀ مثبتی وجود دارد؛ درنتیجه، به نظر می­رسد سرمایه­گذاران در شرکت­های با همزمانی قیمت سهام زیاد نسبت به شرکت­های با همزمانی قیمت کم، کمتر به اخبار منفی واکنش شدید نشان می­دهند. همزمانی زیاد سهام نشان می‌دهد اطلاعات بازار منعکس‌شده بر بازده سهام، بیشتر است و ریسکی که سرمایه­گذاران متحمل می­شوند، ریسک سیستماتیک است؛ بنابراین به سرمایه­گذاران در بورس اوراق­ بهادار توصیه می­شود در شرکت­هایی سرمایه­گذاری کنند که همزمانی قیمت سهام بیشتر و شفافیت اطلاعاتی بیشتری دارند.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Investigating the Relationship between Stock Price Synchronicity and Return Distribution

نویسندگان [English]

  • Seyed Reza MirAskari 1
  • Gholamreza Mahfoozi 2
  • Matin Shabani nejad mousoleh 3
1 Assistant Professor, Department of Economics, Faculty of Management and Economics, University of Guilan, Iran
2 Assistant Professor, Department of Accounting, Faculty of Management and Economics, University of Guilan, Iran
3 Master of Accounting, Department of Accounting, Faculty of Management and Accounting, Azad University of Rasht, Iran
چکیده [English]

The purpose of this research is to study studying the relationship between stock price synchronicity and tails of return distribution at Tehran Stock Exchange. The sample consists of 118 companies that have been chosen from among compaines listed in Tehran Stock Exchange during the period of 2010-2014, and hypothesis testing has been done with multiple regression based on panel data. The results of hypothesis testing show that firms with high stock price synchronicity have higher probability of generating positive tails than firms with low synchronicity, and also there is positive relation between stock price synchronicity and skewness. Investors of stocks with hig price synchronicity have lower reaction to bad news in respect to stocks with low price synchronicity. High stock price synchronicity show that market information reflected on stock return is more, and investors suffer only systematic risk. Therefore, it is suggested that investors in Tehran Stock Exchange invest on stocks with higher stock price synchronicity and with higher information transparency.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Stock price synchronicity
  • tails of return distribution
  • Ownership concentration
  • Dividend payout ratio
  • Skewness

مقدمه

 

با گسترش بازار سهام در دنیا و گسترش اخیر آن در ایران، روزبه‌روز به تعداد علاقه­مندان برای ورود به این بازار افزوده می­شود. این سرمایه­گذاران که برای کسب بازده بیشتر وارد این بازار می­شوند، باید آگاهی کامل از ریسک‌های این بازار داشته ­باشند و بین این بازار و دیگر بازارهای موجود بتوانند مقایسه و موازنه کنند. سرمایه­گذاران بازار سرمایه در برابر ریسک­های متحمل‌شده در این بازار، انتظار سطح بازده متناسب با سطح ریسک را دارند؛ پس باید سطح ریسک و بازده مدّنظرشان را در بدو ورود به این بازار بدانند. بیشتر سرمایه­گذاران به موضوع ریسک و بازده از دیدگاه فردی نگاه می­کنند؛ به‌اصطلاح قضاوت آنان کاملاً ذهنی است. بازده سهام از دو قسمت تشکیل می­شود: 1- بازده جاری یا بازده ناشی از دریافت سود سهام؛ 2- بازده ناشی از افزایش قیمت سهام. اصطلاح نرخ بازده برای توصیف نرخ رشد سرمایه­گذاری در طول دورۀ نگهداری دارایی به کار می‌رود ]6[.

همزمانی قیمت سهام[1]، مقیاسی برای اندازه­گیری مقدار نسبی اطلاعات خاص شرکت  است که در قیمت انعکاس یافته است؛ به عبارتی، همزمانی قیمت سهام دامنه­ای است که در آن، بازده بازار و صنعت، تفاوت بازده سهام را در سطح شرکت توضیح می­دهد. اطلاعات و محیط حاکمیتی از یک شرکت، تعیین‌کنندۀ همزمانی قیمت سهام است؛ اما در پژوهش فاروق و احمد (2014) به­ جای توجه به اطلاعات و محیط حاکمیتی به­عنوان ساز وکار تولید و انتشار اطلاعات، ساز ­و کاری در نظر گرفته می­شود که نوع سرمایه­گذاران مؤثر در یک شرکت را نشان می­دهد. فاروق و احمد[2](2014)استدلال می­کنند که سرمایه‌گذاران نهادی به سمت شرکت­هایی جذب می‌شوند که ساز و­کار حاکمیت خوب دارند. مؤسساتی که تنوع سرمایه­گذاری دارند، ریسک قیمت آنها به ریسک بازار مربوز است و بسیاری از تغییرات در بازده سهام با بازده بازار توضیح داده می­شود؛ درنتیجه، باعث همزمانی زیاد بازده سهام و بازده بازار می­شود؛ بنابراین ساز و­کار حاکمیت شرکتی در افزایش مهارت پیش‌بینی به سرمایه­گذاران نهایی کمک می­کند و زمانی که وقایع اتفاق می­افتد بازار تا حد زیادی به آن واکنش نشان نمی­دهد. تنوع کم قیمت سهام در یک شرکت اساساً به همبستگی زیاد بازده سهام و بازار و درنتیجه، همزمانی زیاد منجر می­شود ]9[.

شرکت­های سرمایه­گذاری در معرض ریسک­های بسیاری قرار دارند. ریسک مالی را عموماً به‌عنوان درجۀ عدم قطعیت دربارۀ بازده­های خالص آینده می‌توان مطرح کرد. ارزیابی دقیق ریسک در بازارهای مالی برای سرمایه­گذاری به‌جا و درنتیجه، تخصیص بهینۀ سرمایه، اهمیت حیاتی دارد. افزایش فراریت بازارهای مالی در دهۀ گذشته، موجب پیشرفت ابزارهای پیچیدۀ مدیریت ریسک شده­است. از دیدگاه مدیریت ریسک، تحلیل رفتار دنبالۀ[3] بازده­های سهام، به فهم تغییرات زیاد در ارزش سرمایه­ها کمک می‌کند. شکل­های صریح دنباله­های توزیع[4]، اطلاعات مهمی را برای مدیران ریسک و‌سرمایه گذاران فراهم می­کند ]21[. چندین مطالعه دربارۀ همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع سهام به‌طور مستقل انجام شده­ است؛ اما تاکنون پژوهشی داخلی دربارۀ اثر همزمانی قیمت سهام در دنبالۀ توزیع سهام انجام نشده ­است. در این پژوهش، تأثیر همزمانی قیمت سهام در دنبالۀ توزیع بازده سهام در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تحلیل شده است. در این مقاله، پس از مقدمه، مبانی نظری بررسی می‌شود؛ سپس به‌ترتیب، روش پژوهش و یافته‌های پژوهش و درانتها، نتایج و پیشنهادهای پژوهش بیان می­شود.

 

مبانی نظری

تا قبل از دهۀ 70، فرایندها در اقتصاد و مالی با توزیع نرمال (حرکت برنولی) توصیف می­شدند. فاما و همکاران (1970) در مطالعات تجربی مشخص کردند توزیع نرمال برای برازش داده­ها در الگو­سازی مناسب نیست؛ زیرا توزیع­ها معمولاً دنباله‌پهن و نامتقارن بودند. به دنبال آنها توزیع‌های پایدار معرفی می­شود. قوانین پایدار یکی از راه حل­ها در الگوسازی ریاضی بازده سهام است؛ زیرا این توزیع­ها چولگی وکشیدگی داده‌ها را در نظر می­گیرد]24[. جین و مایر[5](2006) الگویی تحلیلی مطرح کردند که صاحبان منافع درون‌سازمانی (مدیران) بیشتر از صاحبان منافع ‌برون‌سازمانی (سرمایه گذاران) از اطلاعات آگاهی دارند. این امر موجب عدم تقارن اطلاعاتی بین آنان می­شود و عدم تقارن اطلاعاتی (عدم شفافیت) به صاحبان منافع درون‌سازمانی توانایی می‌دهد جریان‌های نقدی بیشتری دریافت کنند (اگر اطلاعات مخفی شود)؛ بنابراین صاحبان منافع درون‌سازمانی نیازمند کاهش ریسک شرکت هستند تا در‌نتیجۀ آن، سرمایه‌گذاران با ریسک کمتری روبه‌رو باشند. سهم ریسک کمتر سرمایه­گذاران ناشی از عدم شفافیت، نسبت ریسک بازار به کل ریسک (مجموع ریسک شرکت و ریسک بازار) را کاهش می­دهد و این امر باعث می­شود قیمت سهام با هماهنگی بیشتری به سمت قیمت بازار حرکت کند ]10[. داسگوپتا و همکاران[6] (2010) استدلال می­کنند محیط حاکمیتی بهتر به بیشتربودن همزمانی قیمت سهام منجر می­شود؛ زیرا توانایی پیش­بینی سرمایه­گذاران را بهبود می­بخشد. آنها توجه دارند که بهبود در محیط حاکمیتی به افزایش دقت پیش­بینی دربارۀ اتفاقات آیندۀ شرکت منجر می‌شود. در حضور ساز ­و­ کار حاکمیت ناکافی به سختی بر اختیارات مدیریت می‌توان نظارت کرد؛ بنابراین مدیران این شرکت­ها همیشه اطلاعات درست را دربارۀ شرکت­های خود فاش نمی­کنند ]14[. گزارشگری مالی جزء مهمی از حاکمیت شرکتی مناسب است. ابهام گزارشگری مالی مانع عملکرد مناسب سیستم­های حاکمیت شرکتی در چیره‌شدن بر عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه­های نمایندگی می­شود. افشای عمومی اطلاعات، شرایط نظارت عالی بر عملکرد را فراهم می‌آورد و شرکت­هایی که حاکمیت شرکتی ضعیف دارند، اغلب با ارا­ئۀ صورت­های مالی دارای ابهام و مدیریت سود، مشکلات نظارتی خود را پنهان می­کنند. از طرفی افشای ضعیف، اطلاعات نامتقارن را برای سرمایه­گذاران افزایش می­دهد. سرمایه‌گذاران به این افزایش عدم قطعیت، با واکنش نا­به‌جا به اخبار منفی و واکنش کم به اخبار مثبت پاسخ می­دهند. میتون[7] (2002) نشان می­دهد شرکت­های با ساز وکار حاکمیت ضعیف، واکنش شدیدتری به شوک­های منفی نسبت به شرکت­های با ساز و کار حاکمیت بهتر نشان می­دهند.

شرکت­های ارائه‌دهندۀ همزمانی زیاد، مالکیت نهادی بیشتری جذب می­کنند و  به­طور کلی، چون سرمایه­گذاران نهادی، سرمایه­گذاران بلندمدت هستند، با احتمال کمتری واکنش بیش از حد به اطلاعات نشان می­دهند ]15[. احتمال اینکه سرمایه­گذاران، سهام را با افق سرمایه­گذاری کوتاه‌مدت نسبت به دیگر شرکت‌کنندگان در بازار در زمان مواجهه با شوک­های منفی بفروشند، بیشتر است. از آنجا که یک افق سرمایه­گذاری کوتاه‌مدت نشان می­دهد سرمایه­گذاران در آیندۀ نزدیک و نه بلافاصله در زمان کاهش قیمت بازار، سهم خود را خواهند فروخت، استراتژی بهینه برای سرمایه­گذارن کوتاه­مدت این است که بلافاصله بعد از افول بازار، سهم خود را بفروشند؛ با وجود این، سرمایه­گذارن بلندمدت به اخبار منفی به اندازۀ سرمایه­گذاران کوتاه‌مدت واکنش زیاد از حد نشان نمی­دهند و این چنین واکنشی، احتمال به‌دست‌آوردن بازده مثبت را افزایش می­دهد]16[. داچ و همکاران[8] (2015) با استفاده از همزمانی قیمت سهام، تغییرات مقطعی در عدم تقارن بازده را برای شرکت­های فهرست‌شده در فنلاند، سوئد، نروژ و دانمارک، در طول دورۀ بین سال‌های 2000 و2012 توضیح دادند. شرکت­های با همزمانی بیشتر، احتمال تولید توزیع مثبت سنگین­تری نسبت به شرکت­های با همزمانی کم دارند و سرمایه‌گذاران در این شرکت­ها نسبت به شرکت­های با همزمانی کم، کمتر به اخبار منفی واکنش شدید نشان می‌دهند. فاروق و احمد (2014) تأثیر ساز و کار حاکمیت شرکتی را در همزمانی قیمت سهام با توجه به شواهدی از بازارهای در حال ظهور بررسی کردند. آنها رابطۀ متغیر مستقل حاکمیت شرکتی (تحلیلگران پیرو، تمرکز مالکیت و پیچیدگی عملیاتی) و متغیر وابستۀ همزمانی قیمت سهام را در دورۀ 2006 تا 2008 در هند بررسی کردند. نتایج نشان می­دهد در شرکت‌های با تمرکز مالکیت کمتر، تحلیلگری پیرو بیشتر و پیچیدگی­های عملیات کمتر با همزمانی قیمت سهام بیشتری همراه است و با شرکت­های با همزمانی بیشتر و با محیط حاکمیتی بهتری در ارتباط هستند و عملکرد شرکت­های با همزمانی بیشتر، بهتر از شرکت‌های با همزمانی کمتر است]9[. ابورا و چیوالیر (2016) نیز رابطۀ نوسان بازده و دنبالۀ ریسک را مطالعه کردند. آنها عامل عدم تقارن و آثار سرریز را در بررسی خود لحاظ کردند و نتیجه گرفتند اهرم پویا مهم­ترین عامل در تحرک بازارهای سهام است.

کرافورد و همکاران[9] (2012) چگونگی اطلاعات تولیدشدۀ تحلیلگران را تحلیل کردند. هنگامی سرمایه‌گذاران، پوششی را آغاز می­کنند که به ترکیب اطلاعات صنعت خاص شرکت و اطلاعات وسیع بازار در دسترس دربارۀ یک شرکت کمک ­کند. شروع پوشش شرکت­ها بدون پوشش تحلیلگر قبلی، همزمانی را افزایش می­دهد و پیشنهاد می­کند تحلیلگران، اطلاعات وسیع صنعت و بازار را تولید کنند. نتایج نشان داد نوع اطلاعاتی که تحلیلگران در ابتدا تولید می‌کنند، به اطلاعات تحلیلگران دیگر بستگی دارد. زینگ واندرسون[10] (2011) این موضوع را بررسی کردند که چگونه همزمانی قیمت سهام، اطلاعات خاص شرکت را منعکس می­کند. آنها فرض کردند همزمانی قیمت در هریک از محیط­های اطلاعات خوب خاص شرکت یا محیط­های اطلاعات بد خاص شرکت ممکن است کم باشد؛ زیرا قیمت‌های سهام، اطلاعات عمومی و خصوصی را به هم پیوند می­دهد. آنها با استفاده از سه نماینده برای انحراف‌های متقاطع در اطلاعات عمومی خاص شرکت و یک نمونۀ بزرگ، شواهدی را فراهم کردند که از رابطۀ U شکل معکوسی بین همزمانی و اطلاعات عمومی حمایت می­کرد. نتایج آنها به تطبیق یافته­های متضاد مطالعات قبلی کمک و بر همزمانی قیمت سهام به‌عنوان شاخص یکنواختی از کیفیت محیط اطلاعات یک شرکت شک ایجاد کرد.

کتیاراساکن و تیسی[11] (2011) این پرسش را بررسی کردند که آیا بازده سهام در بازارهای آسیایی با واریانس نامحدود مشخص می­شود یا فقط با واریانس زیاد. آنها با استفاده از نظریۀ ارزش بی‌نهایت (EVT) برای مشخص‌کردن توزیع­های بازده شاخص­های سهام آسیایی در دورۀ زمانی 1989 تا 2009 به این نتیجه رسیدند که توزیع‌های بازده شاخص­های بازار آسیایی دنباله‌چاق (پهن) با واریانس محدود است؛ اما پارامتر شکل توزیع­های بازده سهام در نشان‌دادن بازارها، تفاوت خیلی زیادی با بازارهای توسعه‌یافته ندارد. داسگوپتا و همکاران (2010) بررسی کردند که آیا همزمانی بازده سهام با بهبود شفافیت افزایش می‌یابد. آنها نشان دادند در محیط­های شفاف­تر، قیمت­های سهام باید اطلاعات مفیدتر دربارۀ حوادث آینده داشته باشد. درنهایت، دریافتند حمایت تجربی برای پیش‌بینی­های نظری آنها در سه زمینه که سن شرکت نامیده می­شد، بحث­های سرمایه را معتدل و ADR ها را لیست می‌کرد] 12[.

پرهیزکار (2014) رابطۀ بین سرمایه­گذاران نهادی و همزمای قیمت سهام را در شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرد. در این پژوهش، سرمایه­گذاران نهادی برحسب میزان انگیزه و تمایلشان برای کنترل و نظارت بر شرکت­ها به دو گروه سرمایه‌گذاران نهادی پایدار (بلندمدت) و ناپایدار (موقت) تقسیم شده­اند تا رابطۀ آنها با همزمانی قیمت سهام تحلیل شود. نتایج نشان داد ارتباط منفی و معناداری بین سرمایه­گذاری نهادی و همزمانی قیمت سهام وجود دارد. علاوه بر این یافته­ها نشان می­دهد رابطۀ منفی و معناداری بین پایداری سرمایه­گذاری نهادی و همزمانی قیمت سهام و ارتباط مثبت و معناداری نیز بین ناپایداری سرمایه­گذاران نهادی و همزمانی قیمت سهام وجود دارد ]22[. پرویزی (2014) رابطۀ همزمانی قیمت سهام (معیاری از میزان اطلاعات بازار که در قیمت سهام انعکاس­یافته است) را با نقدشوندگی سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق­ بهادار تهران بررسی کرد. در این پژوهش، همزمانی قیمت سهام، متغیر مستقل و نقدشوندگی سهام، متغیر وابسته است. از اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش نسبی سهام نیز به­عنوان معیار نقدشوندگی استفاده شده ­است. بین همزمانی قیمت سهام و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش نسبی سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد و از آنجا که اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش با نقدشوندگی سهام، رابطۀ معکوس دارد، همزمانی قیمت با نقدشوندگی سهام، رابطۀ مثبت و معناداری دارد. رابطۀ بتای سهام، نوسان‌های سیستماتیک بازده سهام و نوسان‌های غیرسیستماتیک بازده سهام (به­عنوان معیارهایی از میزان اطلاعات بازار) با نقدشوندگی سهام نیز بررسی شد. بین بتای سهام، نوسان‌های سیستماتیک و غیرسیستماتیک بازده سهام و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش نسبی، رابطۀ منفی و معنادار و درنتیجه، با نقدشوندگی سهام، رابطۀ مثبت و معنادار وجود دارد ]23[.

راعی و نبی‌زاده (2013) توزیع بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران را آزمودند. در سال­های گذشته، بسیاری از نظریه­های مالی (الگوی بهینه­سازی سبد سرمایه‌گذاری مارکویتز، الگوی قیمت‌گذاری دارایی­های سرمایه­ای شارپ-ترینر-جنسن و...) مبتنی بر فرضیۀ توزیع نرمال بوده است؛ اما اخیراً این فرضیه رد شده است. در این پژوهش به کمک روشR/S  برای تخمین هرس و معیار اندرسون- دارلینگ توزیع بازده سهام 22 شرکت فعال در بورس بین سال­های 1380 تا 1390 را آزمودند و نتایج نشان می­دهد 9 نماد معاملاتی، توزیع پایدار دارند ]24[.

هدف اصلی این مطالعه، بررسی همزمانی قیمت سهام بر دنبالۀ توزیع سهام در بورس اوراق بهادار تهران است. در این ارتباط به نقش ساز و کار حاکمیتی نیز توجه می‌شود. تأثیر همزمانی قیمت سهام در بازده سهام (عملکرد شرکت) و چولگی نیز بررسی می‌شود. برای بررسی رابطۀ همزمانی قیمت سهام و توزیع بازده سهام، پنج فرضیه در قالب الگوی رگرسیون مبتنی بر داده­های تابلویی آزمون می­شود.

فرضیۀ اول: همزمانی قیمت سهام بر دنبالۀ توزیع بازده سهام، تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ دوم: تمرکز مالکیت در رابطۀ بین همزمانی قیمت سهام و دنباله توزیع بازده سهام، تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ سوم: نسبت پرداخت سود سهام در رابطۀ بین همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع بازده سهام، تأثیر معناداری دارد. فرضیۀ چهارم: همزمانی قیمت سهام در بازده سهام، تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ پنجم: همزمانی قیمت سهام در چولگی، تأثیر معناداری دارد.

 

روش پژوهش

جامعۀ آماری شامل شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران از ابتدای سال 1389 تا پایان سال 1393 است. تعداد 118 شرکت از جامعه با استفاده از روش غربال و با توجه به معیارهای زیر انتخاب شد. شرکت‌هایی که در بورس اوراق بهادار تهران فعالیت دارند و داده‌های مربوط به آنها برای دوره‌های زمانی بین 1389 تا 1393 در دسترس باشد؛ شرکت‌هایی که سهام آنها در دوره‌های زمانی بین 1389 تا1393در بورس معامله شده باشد و تا پایان سال مالی 1393 نماد آنها از تابلوی بورس حذف نشده باشد؛ سال مالی شرکت‌ها منتهی به پایان اسفندماه هرسال باشد؛ شرکت‌ها به هیچ وجه در این سال‌ها زیان‌ده نباشند؛ شرکت‌هایی که نماد آنها بیشتر از 3 ماه وقفۀ معاملاتی نداشته باشد؛ بانک‌ها، مؤسسات مالی، شرکت‌های بیمه، هلدینگ، سرمایه‌گذار و نظایر این شرکت‌ها نباشد. برخی از دلایل حذف شرکت­ها و مؤسسات مالی عبارتند از: 1- وجود تفاوت در تفسیر ریسک مالی (نسبت‌های اهرمی بالا) در شرکت‌های مالی و غیرمالی؛ به‌گونه‌ای که این ریسک برای شرکت‌های مالی، عادی و برای شرکت‌های غیرمالی ممکن است غیرعادی به نظر برسد و به اتّخاذ تصمیم‌های ناصحیح منجر شود. 2- وجود تفاوت در روش‌ها و برآوردهای حسابداری در  شرکت‌های مالی و غیرمالی که تداخل آنها با یکدیگر ممکن است به بروز نتایج اشتباه منتج شود و 3- شفاف‌نبودن طبقه­بندی میان فعالیت­های عملیاتی و تأمین مالی شرکت­های مالی و غیرمالی. گردآوری داده­ها و اطلاعات لازم موجود در صورت­های مالی و ارزش بازار سهام نیز با سامانۀ الکترونیک کدال[12] و مدیریت فناوری بورس تهران[13] انجام ­شده است. برای تلخیص داده­ها، ابتدا نسبت­های مدّنظر با استفاده از داده­های جمع‌آوری‌شده برای تک‌تک شرکت­ها و هر یک از سال­های مدّنظر محاسبه شد. کلیّۀ فعالیت­های مربوط به عملیات تلخیص با استفاده از نرم­افزار Excel انجام و سپس فرضیه‌ها با استفاده از نرم­افزار ایویوز[14] آزمون شد. به­ جای استفاده از روش­هایی نظیر داده­های مقطعی، از روش داده­های تابلویی استفاده شده ­است. براساس این، فرضیه­های پژوهش با استفاده از الگوی رگرسیون خطی ارزیابی خواهد شد. الگوی اول پژوهش برای آزمون فرضیۀ اول به‌شرح رابطۀ (1) است که در آن، Taili,t دنبالۀ توزیع بازده سهام، SYNi,t  همزمانی قیمت سهام، Sizei,t اندازۀ شرکت، Levi,t اهرم مالی، Epsi,t سود هر سهم، Gri,t رشد شرکت، MBVi,t نسبت ارزش بازار سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، ها ضرایب رگرسیون، مقدار ثابت و  جمله اختلال الگوی رگرسیون را نشان می­دهد.

  (1)

 

 

الگوی دوم پژوهش برای آزمون فرضیۀ دوم به‌صورت رابطۀ (2) است که  در این رابطه، Owi,t تمرکز مالکیت را نشان می­دهد. تفاوت الگوی دوم با الگوی اول در آن است که متغیر تمرکز مالکیت به­ دو صورت مستقل و حاصل‌ضرب در متغیر همزمانی قیمت سهام به الگو اضافه شده است.

(2)

 

 

الگوی سوم پژوهش برای آزمون فرضیۀ سوم به­صورت رابطۀ (3) است که در آن DIVIDi,t نشان­دهندۀ نسبت پرداخت سود هر سهم است. تفاوت الگوی سوم با الگوی اول در آن است که متغیر نسبت پرداخت سود هر سهم به­ دو صورت مستقل و حاصل‌ضرب در متغیر همزمانی قیمت سهام به الگو اضافه شده است.  

(3)

 

 

الگوی پژوهش چهارم برای آزمون فرضیۀ چهارم به­صورت رابطۀ (4) است که در آن، RETi,t نشان­دهندۀ بازده سهام شرکت است. تفاوت الگوی چهارم با الگوی اول این است که متغیر وابستۀ بازده سهام شرکت به­ جای متغیر دنبالۀ توزیع بازده سهام قرار گرفته است.

(4)

 

 

الگوی پژوهش پنجم برای آزمون فرضیۀ پنجم به‌صورت رابطۀ (5) است که در آن SKEWi,t نشان‌دهندۀ چولگی است. تفاوت الگوی پنجم با الگوی اول این است که متغیر وابستۀ چولگی به­ جای متغیر دنبالۀ توزیع بازده سهام قرار گرفته است.

(5)

 

 

متغیرهای وابسته شامل دنبالۀ توزیع بازده سهام، بازده سهام و چولگی است. اولین متغیر وابسته، دنبالۀ توزیع بازده سهاماست.سرمایه­گذاران، سهام شرکت‌های با بازده کمتر از بازده مدّنظرشان را نمی‌خرند. یک روش برای اندازه­گیری ریسک­گریزی سرمایه­گذاران، محاسبۀ احتمال کمتربودن بازده از بازده مدّنظر سرمایه­گذاران (میانه) و محاسبۀ احتمال بیشتربودن بازده از بازده مدّنظر سرمایه­گذاران (میانه) است. دنباله به‌صورت نسبت احتمال کمتربودن بازده از میانه به احتمال بیشتربودن بازده از میانه تعریف می­شود. در رابطۀ (6)، L1 احتمال کمتربودن بازده از نما و L2 احتمال بیشتربودن بازده از نما را نشان می­دهد.

(6 )

 

 

دومین متغیر وابسته، بازده سهام است.برای محاسبۀ بازده سهام یک شرکت از سه عامل تفاوت ریالی قیمت در انتهای دورۀ نسبت به اول دوره، میزان تقسیم سود یا DPS در طول دوره و میزان افزایش سرمایۀ شرکت‌ها از محل اندوخته یا آورده در محدودۀ زمانی مدّنظر استفاده می­­شود ]8[.

(7)

 

 

Pi,tقیمت سهام در پایان دوره، Pi,t-1قیمت سهام در ابتدای دوره، Aدرصد افزایش سرمایه از محل آوردۀ نقدی مطالبات، Bدرصد افزایش سرمایه از محل انباشته و اندوخته وDPSi,tسود نقدی هر سهم را در دوره نشان می­دهد.

سومین متغیر وابسته، چولگی است.روابط ریاضی مختلفی برای اندازه­گیری چولگی وجود دارد. یکی از آنها ضریب چولگی اول پیرسون است.

 

(8)

            یا       

 

متغیرهای مستقل شامل همزمانی قیمت سهام، تمرکز مالکیت و نسبت پرداخت سود هر سهم است. اولین متغیر مستقل، همزمانی قیمت سهام است.همزمانی قیمت سهام، دامنه­ای است که در آن بازده بازار و صنعت، تفاوت بازده سهام را در سطح شرکت نشان می­دهد یا به عبارتی، قیمت سهام، نسبت زیادی از اطلاعات بازار را ترکیب کرده است و برعکس. با استفاده از الگوی مورک و همکاران (2000)، چان و حمید (2006) ، زینگ و اندرسون (2011) و نگوین و ترانگ (2013) از الگوی رگرسیون (9) استفاده می­شود که در آن بازده سهام "i" در طول ماه "t" متغیر وابسته و بازده شاخص بازار مربوط "m" متغیر مستقل است.

(9)

 

 

براساس الگوی رگرسیون (9) همزمانی قیمت سهام براساس رابطۀ زیر محاسبه می­شود.

(10)

 

 

در معادلۀ بالا، R2 ضریب تعیین برآورد معادلۀ (9) است. فرض نرمال‌بودن توزیع بازده ]11[ بسیار محدود است؛ بنابراین به جای فرض توزیع نرمال از خانوادۀ پارامتر انعطاف­پذیر از توزیع­هایی استفاده می­شود که شکل چوله دارند و چاق­تر یا نازک­تر از توزیع طبیعی است ]13[. دومین متغیر مستقل، تمرکز مالکیت است که عبارت است از چگونگی توزیع سهام بین سهامداران شرکت­های مختلف. هرچه تعداد سهامداران کمتر باشد، مالکیت متمرکزتر خواهد بود. برای محاسبۀ نسبت تمرکز مالکیت از شاخص هرفیندال- هیرشمن استفاده شده است. شاخص مزبور از مجموع مجذور درصد سهام متعلق به سهامداران شرکت­ها به دست می­آید. این شاخص به موازات افزایش میزان تمرکز مالکیت افزایش پیدا می‌کند و در شرایطی که کل سهام متعلق به یک نفر باشد، بیشترین ارزش را به خود اختصاص می‌دهد و معادل 10000 واحد محاسبه می­شود. در صورتی که ساختار مالکیت پراکنده باشد و کلیّۀ سهامداران، نسب­های مساوی داشته باشند، کمترین ارزش را پیدا می‌کند و معادل /N10000 محاسبه می­شود. شاخص هرفیندال به­شرح رابطۀ (11) محاسبه ­شده ­است ]17[.

(11)

 

 

سومین متغیر مستقل، نسبت سود هر سهم است. نسبت پرداخت سود هر سهم به درصدی از درآمداطلاق می‌شود که به‌عنوان سود سهامبه سهامدارانپرداخت می‌شود. نحوۀ محاسبۀ آن به این صورت است که سود تقسیمی هر سهم در سال را بر سود هر سهم یا سود تقسیمی را بر درآمد خالصتقسیم می‌کنند. این نسبت نشان می‌دهد چه اندازه سود سهام را از محل سود می‌توان پرداخت کرد. شرکت­هاییکه به مرحلۀ بلوغ رسیده‌اند، نسبت پرداخت زیادی دارند که با تقسیم سود پرداخت‌شدۀ هر سهم بر سود هر سهم به دست می­آید ]18[. متغیرهای کنترلی شامل اندازۀ شرکت، اهرم مالی، رشد، سود هر سهم و نسبت ارزش بازار سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است. برای محاسبۀ اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی مجموع دارایی­های شرکت در پایان دوره استفاده می­شود. اندازه با ابعاد مختلف محیط اطلاعات شرکت همراه است. اهرم مالیاز تقسیم کل بدهی‌ها  بر دارایی کل شرکت حاصل می‌شود. متغیر رشد،رشد کل دارایی‌های شرکت است و با اندازه­گیری درصد تغییرات در کل دارایی­ها در پایان دوره نسبت به سال قبل به دست می­آید.سود هر سهم، نشان‌دهندۀ سودی است که شرکت در یک دورۀ مشخص به‌ازای یک سهم عادی به دست آورده است که از تقسیم سود پس از کسر مالیات شرکت بر تعداد کل سهام محاسبه می‌شود.نسبت ارزش بازار سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، آخرین متغیر کنترلی است. سرمایه­گذاران نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری را معیار اندازه­گیری ریسک قرار می­دهند.

 

یافته‌ها

برای تجزیه و تحلیل اطلاعات، ابتدا آمار توصیفی داده­ها شامل شاخص­های مرکزی، شاخص­های پراکندگی و انحراف از قرینگی شامل میانگین، میانه، حداکثر، حداقل، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی محاسبه شد. تعداد شرکت­ها 114 و دورۀ زمانی 1393-1389 است؛ بنابراین تعداد کل مشاهدات 590 است. آزمون مانایی[15] و اعتبار محدودیت­های بیش­از حد مشخص[16] برای اطمینان از نتایج پژوهش و ساختگی‌نبودن روابط موجود در رگرسیون و معناداربودن متغیرهای پژوهش انجام شد. برای آزمون مانایی، روش آزمون لوین، لین و چو به کار رفت. نتایج آزمون مانایی متغیرها نشان می­دهد متغیرهای پژوهش مانا است؛ بنابراین فرضیۀ صفر مبنی بر ریشۀ واحد داشتن متغیرها رد می­شود؛ مثلاً، آمارۀ آزمون لوین، لین و چو برای متغیر Tail، مقدار 032/44- و سطح معنی‌داری آن صفر به­دست آمده است که نشان می‌دهد این متغیر در سطح مانا است.

آزمون چاو یا آزمون تغییرات ساختاری مربوط به فرضیه‌ها (اف لیمر) برای تشخیص تلفیقی یا تابلویی‌بودن ساختار داده­ها انجام شد. سطح معنی­داری آمارۀ اف فیشر کمتر از 05/0 به­دست آمد؛ درنتیجه، رگرسیون، عرض از مبدأ متفاوت دارد؛ یعنی عرض از مبدأها با یکدیگر برابر نیستند؛ بنابراین الگو با داده‌های تابلویی پذیرفته می‌شود. برای تشخیص نوع الگو از نظر آثار ثابت یا آثار تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شد. سطح معناداری آمارۀ آزمون هاسمن برای الگو­های اول تا پنجم زیر 05/0  به­ دست آمد. فرضیۀ مقابل پذیرفته و در این مرحله الگوی آثار ثابت به‌عنوان الگوی برتر برای فرضیه‌های پژوهش انتخاب می‌شود. برای آزمون فرضیه­های پژوهش از روش حداقل مربعات تعمیم­یافتۀ تخمیمی استفاده شده ­است.

فرضیۀ اول: همزمانی قیمت سهام در دنبالۀ توزیع بازده سهام، تأثیر معناداری دارد.

 

 

 

 


جدول (1) نتایج تخمین الگوی فرضیۀ اول

نام متغیر

ضریب ( )

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال آماره

C

005/7

1/264

5/544

0/000

 

-0/358

0/047

-7/602

0/000

 

-0/799

0/198

-4/027

0/000

 

-1/077

0/417

-2/58

0/0103

 

-6/21

1/5

-4/141

0/000

 

-0/265

0/046

-5/757

0/000

 

0./441

آمارۀ F

2/260

 – تعدیل‌شده

0/246

سطح معناداری F

0./000

دوربین واتسون

2/366

             

 

 

همانگونه که در جدول (1) ملاحظه می­شود، با توجه به آمارۀ F گفتنی است الگوی رگرسیون بالا معنی‌دار است. مقدار آمارۀ دوربین– واتسون، پس از خود بازگشت مرحلۀ اول برای رفع خودهمبستگی برابر 366/2 است. مقدار این آماره مناسب و نشان‌دهندۀ نبود خودهمبستگی بین اجزای الگو است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو نشان می‌دهد متغیرهای برآوردی الگو، توان توضیح‌دهندگی (25 درصد) برای توضیح متغیر وابسته را دارد. با توجه به احتمال آمارۀ همزمانی قیمت سهام که کمتر از 05/0 است، گفتنی است با سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ  قبول می‌شود؛ یعنی همزمانی قیمت سهام در دنبالۀ توزیع بازده سهام، تأثیر معنادار و منفی دارد؛ یعنی با افزایش همزمانی قیمت سهام، دنبالۀ توزیع بازده سهام کاهش می‌یابد.

فرضیۀ دوم: رابطۀ بین همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع بازده سهام با لحاظ‌کردن متغیر تمرکز مالکیت در الگوی پژوهش تعدیل می­شود. 

همانگونه که در جدول (2) ملاحظه می‌شود، با توجه به آمارۀ F  گفتنی است الگوی رگرسیون بالا معنی‌دار است. مقدار آمارۀ دوربین– واتسون پس از خودبازگشت مرحلۀ اول برای رفع خودهمبستگی برابر448/2 است که مقدار این آماره مناسب و نشان‌دهندۀ نبود خودهمبستگی بین اجزای الگو است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو، نشان می‌دهد متغیرهای برآوردی الگو، توان توضیح‌دهندگی (20 درصد) را برای توضیح متغیر وابسته دارد. با توجه به احتمال آمارۀ متغیر همزمانی قیمت سهام در تمرکز مالکیت که بیشتر از 05/0 است، گفتنی است در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ دوم پذیرفته نمی­شود؛ یعنی رابطۀ همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع سهام با ورود تمرکز مالکیت تعدیل نمی‌شود.

 

 

 

 

جدول (2) نتایج تخمین الگوی فرضیۀ دوم

نام متغیر

ضریب ( )

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال آماره

C

6/208

1/359

4/568

0/000

 

-0/141

0/117

-1/204

0/229

 

0/000

0/000

0/956

0/34

 

-3/02

3/02

-0/999

0/318

 

-0/.838

0/219

-3/827

0/000

 

0/278

0/125

2/228

0/0265

 

-7/052

1/36

-5/183

0/000

 

-0/238

0/042

-5/608

0/000

 -

0/406

آمارۀ F

1/919

 – تعدیل‌شده

0/194

سطح معناداری F

0/000

دوربین واتسون

2/448

             

 

 

فرضیۀ سوم: رابطۀ همزمانی قیمت سهام ودنبالۀ توزیع بازده سهام با لحاظ متغیر نسبت پرداخت سود سهام در الگوی پژوهش تعدیل می­شود.

نتایج آزمون فرضیۀ سوم در جدول (3) گزارش شده ­است. با توجه به آمارۀ F گفتنی است الگوی رگرسیون بالا معنی‌دار است. مقدار آمارۀ دوربین– واتسون، پس از خودبازگشت مرحلۀ اول برای رفع خودهمبستگی برابر 379/2 است که مقدار این آماره مناسب و نشان‌دهندۀ نبود خودهمبستگی بین اجزای الگو است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو، نشان می‌دهد متغیرهای برآوردی الگو، توان توضیح‌دهندگی (19درصد) برای توضیح متغیر وابسته دارد. با توجه به احتمال آمارۀ متغیر همزمانی قیمت سهام در نسبت پرداخت سود سهام  که بیشتر از 05/0  است، گفتنی است در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ سوم پذیرفته نمی­شود؛ یعنی رابطۀ همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع سهام با ورود نسبت پرداخت سود سهام تعدیل نمی‌شود.

 

 

 

 

جدول (3) نتایج تخمین الگوی فرضیۀ سوم

نام متغیر

ضریب ( )

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال آماره

C

6/681

1/481

4/512

0/000

 

-0/365

0/054

-6/727

0/000

 

0/101

0/054

1/878

0/0612

 

0/050

0/0277

1/818

0/0699

 

0.77-

0/234

-3/288

0/0011

 

-1/117

0/449

-2/488

0/013

 

0/35

0/148

2/366

0/019

 

-4/931

1/509

-3/268

0/0012

 

-0/259

0/046

-5/629

0.000

 

0/405

آمارۀ F

1/887

 – تعدیل‌شده

0/191

سطح معناداری F

0/000

آمارۀ دوربین-واتسون

2/379

             

فرضیۀ چهارم: همزمانی قیمت سهام در بازده سهام، تأثیر معناداری دارد.

 

 

 

جدول (4) نتایج تخمین الگوی فرضیۀ چهارم

نام متغیر

ضریب ( )

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال آماره

C

-4/85

0/785

-6/179

0/000

 

-0/031

0/029

-1/075

0/283

 

1/012

0/133

7/639

0/000

 

-2/356

0/343

-6/522

0/000

 

1/019

0/124

8/215

0/000

 

11/467

1/14

10/06

0/000

 

-0/525

0/047

-11/209

0/000

 

0/588

آمارۀ F

4/043

 – تعدیل‌شده

0/447

سطح معناداری F

0/000

آمارۀ دوربین-واتسون

2/376

             

 

 

 

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ چهارم در جدول (4) گزارش شده ­است. همانگونه که در جدول (4) ملاحظه می‌شود، با توجه به آمارۀ F گفتنی است الگوی رگرسیون بالا معنی‌دار است. مقدار آمارۀ دوربین– واتسون، پس از خودبازگشت مرحلۀ اول برای رفع خودهمبستگی برابر376/2 است که مقدار این آماره مناسب و نشان‌دهندۀ نبود خودهمبستگی بین اجزای الگو است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو نشان می‌دهد متغیرهای برآوردی الگو، توان توضیح­دهندگی (45 درصد)، برای توضیح متغیر وابسته دارند. با توجه به احتمال آمارۀ متغیر همزمانی قیمت سهام که بیشتر از 05/0 است، گفتنی است در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ چهارم پذیرفته نمی‌شود؛ یعنی همزمانی قیمت سهام در بازده سهام، تأثیر معناداری ندارد.

فرضیۀ پنجم: همزمانی قیمت سهام در چولگی، تأثیر معناداری دارد. نتایج آزمون فرضیۀ پنجم درجدول (5) گزارش شده ­است.

 

 

 

 

جدول (5) نتایج تخمین الگوی فرضیۀ پنجم

نام متغیر

ضریب ( )

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال آماره

C

0/2

0/038

5/278

0/000

 

0/167

0/016

10/533

0/000

 

-6/63

3/14

-2/113

0/0353

 

-5/97

1/188

5/024

0/000

 

-0/327

0/043

-7/6

0/000

 

0/601

آمارۀ F

4/366

 – تعدیل‌شده

0/463

سطح معناداری F

0/000

آمارۀ دوربین-واتسون

2/345

             

 

 

همانگونه که در جدول (5) ملاحظه می­شود، با توجه به آمارۀ F  گفتنی است الگوی رگرسیون بالا معنی‌دار است. مقدار آمارۀ دوربین– واتسون، پس از خودبازگشت مرحلۀ اول برای رفع خودهمبستگی برابر 345/2 است که مقدار این آماره مناسب و نشان‌دهندۀ نبود خودهمبستگی بین جملات خطای الگو است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو نشان می‌دهد متغیرهای برآوردی الگو، توان توضیح‌دهندگی (46 درصد) متغیر وابسته را دارد. با توجه به احتمال آمارۀ متغیر همزمانی قیمت سهام  که کمتر از 05/0  است، گفتنی است در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ پنجم رد نمی‌شود؛ یعنی همزمانی قیمت سهام در چولگی، تأثیر معناداری دارد.

 

نتایج و پیشنهادها

به­طور خلاصه از یافته­های پژوهش حاضر می­توان نتیجه گرفت با افزایش همزمانی قیمت سهام، دنبالۀ توزیع بازده سهام کاهش خواهد یافت. این نتیجه مطابق با نتیجۀ پژوهش داچ و همکاران (2015) است که محیط اطلاعاتی بهتر در ارتباط با این شرکت­ها را دلیل اصلی این نتیجه در نظر می­گیرد و استدلال می­کند سرمایه­گذاران نسبت به شرکت­های با همزمانی قیمت کم، کمتر به اخبار منفی واکنش شدید نشان می­دهند و شرکت­های با همزمانی زیاد، احتمال تولید دنبالۀ توزیع مثبت نسبت به شرکت­های با همزمانی کم دارند. نتایج فرضیه­های دوم، سوم وچهارم برخلاف نتیجۀ پژوهش داچ و همکاران (2015) است. رابطۀ همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع بازده سهام با ورود متغیر تمرکز مالکیت تعدیل نمی‌شود. به‌دلیل محدودیت در دسترس‌نبودن اطلاعات درصد سهام در دست افراد داخلی شرکت، نتیجۀ متفاوتی با نتیجۀ مقالۀ مرجع به­ دست آمده ­است. رابطۀ همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع بازده سهام با ورود نسبت پرداخت سود سهام تعدیل نمی­شود. این نتیجۀ متفاوت ممکن است به‌دلیل متفاوت‌بودن ساختار بازار سرمایۀ نمونه­های مدّنظر در دو پژوهش باشد. نمونۀ مدّنظر در مطالعۀ داچ و همکاران (2015) شامل کشورهای فنلاند، سوئد، نروژ و دانمارک با بازار سرمایۀ توسعه­یافته است. درواقع، مطالعۀ آنها، پژوهشی بین کشوری است و برای چند کشور مختلف بررسی شده و با بازار سرمایۀ ایران متفاوت بوده­ است. همزمانی قیمت سهام در بازده سهام نیز تأثیر معناداری ندارد. براساس فرضیۀ آخر، همزمانی قیمت سهام در چولگی سهام، تأثیر معناداری دارد. این نتیجه مطابق نتیجۀ پژوهش داچ و همکاران (2015) است. داچ نشان داده ­است همزمانی قیمت سهام، نقش تعیین­کننده­ای در تعیین چولگی دارد.

با توجه به نتایج  بالا، دستیابی به اطلاعات خاص شرکت نسبت به اطلاعات بازار برای معامله‌گران سخت­تر است و زمانی ­که یک سهم، همبستگی زیادی با بازار دارد، معامله­گران به اطلاعات مشاهده‌شده از حرکت بازار اتکای بیشتری می‌کنند که در این حالت، تعدیلات قیمت سهام، حساسیت کمتری به جریان سفارش خودشان دارند و بیشتر به حرکت بازار وابسته­اند و همزمانی زیاد سهام نشان می‌دهد اطلاعات بازار منعکس‌شده بر بازده سهام، بیشتر است و ریسکی که سرمایه­گذاران متحمل می­شوند، ریسک سیستماتیک است. همزمانی زیاد، نشان­دهندۀ محیط حاکمیتی بهتر در میان شرکت­ها است که ریسک مطلوب این شرکت­ها بیشتر از ریسک نامطلوب آنها است. برای سرمایه­گذاران، سرمایه­گذاری در شرکت­هایی با همزمانی زیاد، بهتر است؛ زیرا همزمانی کم، نشان­دهندۀ افزایش اطلاعات خاص شرکت است که در دست مدیران داخلی شرکت قرار دارد و سهامداران برای دسترسی به این اطلاعات به انجام هزینه نیازمند هستند که سرمایه­گذاران را دلسرد می­کند و هرچه دنبالۀ توزیع سهام به سمت نرمال‌بودن میل کند، نشان­دهندۀ بهتربودن آن ­است؛ بنابراین به سرمایه­گذاران در بورس اوراق ­بهادار توصیه می­شود در شرکت­هایی سرمایه‌گذاری کنند که همزمانی قیمت سهام بیشتر و شفافیت اطلاعاتی بیشتر دارند. به سازمان بورس اوراق بهادار پیشنهاد می­شود با توجه به تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی در همزمانی قیمت سهام، قوانین و مقرراتی را اتّخاذ کند که شرکت­ها ساختار کنترلی بهتری داشته باشند. دولت باید قوانین الزام­آوری را برای افشای صحیح اطلاعات شرکت­ها وضع کند. مدیران شرکت‌ها اطلاعات را به­درستی ارائه بدهند تا از عدم تقارن اطلاعات ناشی از افشای نامناسب پرهیز کنند؛ زیرا افشای نادرست اطلاعات باعث سقوط ناگهانی قیمت سهام و همچنین جذب‌نشدن سرمایه­گذاران می‌شود.

با توجه به شرایط متغیرهای پژوهش، امکان انجام پژوهش دربارۀ تمام شرکت­های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران میسر نیست؛ بنابراین، این امر به کاهش تعداد نمونه­های پژوهش منجر شده ­است و تعمیم نتایج پژوهش به سایر شرکت­ها باید با احتیاط انجام شود. به­دلیل تورم نسبتاً زیاد در ایران و با توجه به قانون جدید مالیاتی دربارۀ سهولت انجام تجدید ارزیابی، محاسبۀ متغیر کنترل اندازۀ شرکت با لگاریتم طبیعی مجموع دارایی­ها محاسبه شده و فرض شده ‌است بیشتر شرکت­های مدّنظر، دارایی­های خود را تجدید ارزیابی کرده­اند. به پژوهشگران توصیه می­شود پژوهش حاضر به تفکیک صنایع موجود در بورس اوراق بهادار تهران برای تعیین اثر صنعت آزمون و به‌صورت مقایسه­ای در صنایع متفاوت بررسی شود. این پژوهش را در شرکت­های بزرگ و کوچک می‌توان بررسی کرد. به علاوه توصیه می­شود پژوهش­های دیگری با لحاظ‌کردن متغیرهای دیگری انجام شود که اثر تعدیلگر در رابطۀ همزمانی قیمت سهام و دنبالۀ توزیع بازده سهام دارند؛ مانند اثر سرمایه­گذارن نهادی، پیچیدگی عملیات و غیره. برای محاسبۀ تمرکز مالکیت از الگوی هرفیندال- هریشمن استفاده شده است. از سایر مبانی ارزیابی تمرکز مالکیت نیز می‌توان استفاده کرد.



[1]. Stock Price Synchronicity

[2] Farooq and Ahmad

[3]. Tail

[4]. Tail distribution

[5]. Jin, L. And Mayers

[6]. Dasgupta, et al.

[7]. Mitton

[8]. Douch, et al.

[9]. Crawford, et al.

[10]. Xing & Anderson

[11]. Kittiakarasakun & Tse

[12]. www.codal.ir

[13]. www.tsetmc.com

[14]. Eviews

[15]. Stationary Test

[16]. Test the validity of over identifying restrictions

[1] Aboura, S., & Chevallier, J. (2016). Tail risk and the return-volatility relation. Research in International Business and Finance. (in Press), Available at:  http://dx.doi.org/10.1016/j.ribaf.2016.07.036, 1-14.
[2] Chan, K., & Hameed, A. (2006). Stock return synchronicity and analyst coverage in emerging markets. Journal of Financial Economics. 80 (1), 115–147.
[3] Crawford, S., Roulstone, D. T., & So, E. C. (2012). Analyst initiations of coverage and stock return synchronicity. Accounting Review. Forthcoming.  Available at SSRN.
[4] Dasgupta, S., Gan, J., & Gao, N. (2010). Transparency, price informativeness, and stock return synchronicity: Theory and evidence. Journal of Financial Quantitative Analysis, 45(5): 1189–1220.
[5] Dastgir, M. & Zafari, F. (2009). The role of accounting information in prediction of stock return rate. Bourse Magazine, 85: 48-55. (in Persian)
[6] Douch, M. Farooq, O. & Bouadii, M. (2015). Stock price synchronicity and tail of return distribution. Journal of International Financial Markets, Institutions & Money, (37): 1-11.
[7] Ebrahimi Kordlar, A., & Aerabi, M. J. (2010). Ownership concentration and earnings quality in the listed companies in Tehran stocks Exchange. 2(2). 95-110. (in Persian)
[8] Farooq, O., & Ahmed, S. (2014). Stock price synchronicity and corporate governance mechanisms: Evidence from an emerging market. International Journal of Accounting, Auditing and Performance Evaluation, 10 (4): 395–409.
[9] Jin L., Myers S. C. (2006). R2 around the word: Theory and new tests. Journal of Finacial Economics, 79: 257-292.
[10] Kelly, P. J. (2007). Information efficiency and firm-specific return variation. Working Paper. Arizona State University.
[11] Kittiakarasakun, J., & Tse, Y. (2011). Modeling the fat tails in Asian stock markets. International Review of Economics & Finance. 20(3): 430-440.‏
[12] Lambert, P., & Laurent, S. (2001). Modeling Financial Time Series Using GARCH-type Models and a Skewed Student Density. Universite de Liege. Mimeo.
[13] Leuz, C., Nanda, D., & Wysocki, P. D. (2003). Earnings management and investor protection: An international comparison. Journal of Financial Economics. 69(3), 505-527.‏
[14] Markowitz, H. (1991). Foundations of portfolio theory. Journal of Finance. 46: 469–477.
[15] Mitton, T. (2002). A cross-firm analysis of the impact of corporate governance on the East Asian financial crisis. Journal of Financial Economics. 64 (2), 215 244.
[16] Mohammadi, S., Ghalibaf asl, H,. & Meshki, M. (2010). The effects of ownership structure (mix and concentration) on firm's return and value in the Tehran Stock Exchange (TSE). Journal of Financial Research. 11 (28), 69-88. (in Persian).
[17] Moradzadeh Fard, M., & Attary Motlagh, P. (2012). A neural network of dividend payout ratio determinants. Quarterly Journal of Accounting and Auditing Researches. 5 (17). 91-130. (in Persian).
[18] Morck, R., Yeung, B., & Yu, W. (2000). The information content of stock markets: Why do emerging markets have synchronous stock price movements?. Journal of Financial Economics. 58 (1–2), 215–260.
[19] Nguyen, N. H., & Truong, C. (2013). The information content of stock markets around the World: A cultural explanation. Journal of International Financial Markets, Institutions & Money. 26. 1–29.
[20] Norouzzade, P. (2006). Modeling function distribution tails of TSE return. Conference of Futuristic, Technology and Development perspective. (in Persian).
[21] Parhizkar, B. (2014). Survey the relation between institutional investors and stock price synchronicity in companies listed at Tehran Stock Exchange. M. A. Thesis. University of Mazandaran. (in Persian)
[22] Parvizi, D. (2014). Survey between stock price synchronicity and stock liquidity in companies listed at Tehran Stock Exchange. M. A. Thesis. University of Mazandaran. (in Persian)
[23] Raei, R., & Nabizade, A. (2013). Testing stock return distribution in the Tehran Stock Exchange. Journal of Financial Management Strategy. 1(1). 1-18. (in Persian)
[24] Xing, X., & Anderson, R. (2011). Stock price synchronicity and public firm-specific information. Journal of Financial Markets. 14 (2), 259–276.