Document Type : Research Paper
Authors
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
Abstract
Keywords
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
)