نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی کارشناسی ارشد،گروه حسابداری، دانشکدۀ مدیریت و حسابداری، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.
2 استادیار گروه حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Conventionally, it is thought that stocks with a high risk should yield higher returns. However, this notion is empirically incorrect. The reason for such a contradiction can be investors' feelings. Therefore, the purpose of this study was to investigate the relationship between investors` sentiments, business credit, and stock returns. For this purpose, the data of 130 companies were collected monthly for the period 2013-2019 (10,920 months-companies). The results supported the view that credit risk has a negative relationship with future stock returns. In the same way, it was observed that the investors' sentiments in speculative stocks are were on average higher than the investment stocks. Also, the results of univariate analysis based on quantile regression showed that there was a negative relationship between credit rating and the investors' sentiments in all the quantiles. Crowdfunding has become a modern and favorite financing channel worldwide. Crowdfunding is a new financing method that helps entrepreneurs acquire the financial resources needed for their projects. This study aimed to investigate the factors affecting individuals' interest in participating and investing in crowdfunding projects. Using the Structural Equations Modeling (SEM) technique, the developed model was tested with the help of Amos software via the data obtained from 318 individuals. This paper examined the direct and indirect contextual variables: awareness of need, altruism, reputation, psychological benefits, efficacy, funder’s trust, and institution-based trust in the investment intention. Finally, it was observed that awareness of need, altruism, values, reputation, psychological benefits, efficacy, funder’s trust, and institution-based trust were the factors influencing people's intention to invest in crowdfunding projects.
Keywords: Investors, Credit Rating, Equity Returns, Financial Distress, Cash.
Introduction
The relationship between credit rating and stock returns is a complex one that has been the subject of much research and debate in the field of finance. Credit ratings are is an important indicator of the credit worthiness of a company or entity, and can have a significant impact on its ability to borrow money and issue debt securities. At the same time, stock returns represent the performance of a company's equity, and are closely watched by investors as a key indicator of its financial health.
Investor’s sentiment one is a factor that plays a significant role in the relationship between credit rating and stock returns is investor sentiment. Investor sentiment refers to the overall mood or attitude of an investor towards the markets, which can be influenced by a wide range of factors, including economic indicators, political events, and news headlines. When the investors` sentiment is positive, investors tend to be more willing to take risks and invest in stocks with lower credit ratings. This can lead to higher stock returns for companies with weaker credit ratings, as the demand for their shares increases.
Conversely, when an investor’s sentiment turns negative, he may become more risk-averse and focus on investing in companies with stronger credit ratings. This can result in lower stock returns for companies with weaker credit ratings, as the demand for their shares decreases.
Overall, while credit ratings play an important role in determining a company's ability to raise capital and issue debt, their impact on stock returns is often mediated by investor’s sentiment. Understanding this complex relationship is essential for investors that looking to make informed investment decisions in today's dynamic financial markets.
Method and Data
The dependent and independent variables were spending on the stock risk and company’s credit rating, respectively. Investors' sentiment was also a moderating variable. The first hypothesis stated that credit rating had a positive and significant effect on excess stock returns. The second hypothesis stated that investor’s sentiment had a moderating role in the relationship between credit rating and excess stock returns. To collect the data based on the systematic elimination method, 130 companies (10,920 company-month observations) for the time period of 2013-2019 were selected from among the companies admitted to the Tehran Stock Exchange. Also, to test the research hypotheses, the multivariate regression model with panel data, and Ordinary Least Squares (OLS) approach and robust standard errors were used.
Research Findings:
The results of the univariate quantile regression analysis showed that there was a negative relationship between credit rating and the investors' sentiments in all the quantiles. Also, the results of the first hypothesis revealed that increasing the credit ratings of companies led to an increase in future returns. Also, the second hypothesis demonstrated that stocks with positive sentiments in the past tended to underperform in the next month. In line with investigating the interactive effects of company’s credit rating and investor’s sentiments, it was observed that the investors' sentiments strengthened the effect of credit ratings of the companies' on future returns. In fact, the estimates showed that optimistic sentiments formed by individual investors helped explain the positive relationship between excess returns and credit rating.
Discussion of Results and Conclusion:
The results of the present research revealed that increasing the credit ratings of the companies led to an increase in future stock returns. These results were against the theoretical background of the view that "higher risk is associated with higher returns". In fact, it could be argued that stocks with low credit ratings were traded because retail investors favored stocks that were speculative in nature, i.e., stocks that had the potential for extraordinary excess returns. Since retail investors bought these stocks for speculative purposes, they overpriced them. However, after increasing the yield over the coming years, the yield decreased and the prices returned to their real values. Therefore, the reason for such a relationship had to be sought in the retail investors’ feelings. Also, it was observed that the investors' sentiments strengthened the effect of the credit ratings of the companies on future returns. In fact, the estimates showed that optimistic sentiments formed by individual investors helped explain the positive relationship between excess returns and credit rating. These results were also confirmed by examining each dimension of the investors' feelings. Therefore, we could confirm the hypothesis that the investors' feelings were the reason for the positive/negative relationship between the credit rating (credit risk) and future stock returns.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
در باور عموم، سرمایه‌گذاران از سرمایه‌گذاری‌هایی که دارای ریسک بیشتری هستند، انتظار بازدۀ بیشتری دارند (Shahrzadi & Foroghi, 2021). سرمایه‌گذاری در شرکتی با رتبۀ اعتباری پایین به‌عنوان «سرمایه‌گذاری ریسکی» تلقی می‌شود و باید بازدۀ مازاد بیشتری را به سرمایه‌گذار بدهد؛ از این رو، گفته می‌شود: «ریسک بیشتر برابر با بازدۀ بیشتر است». با این حال، یافته‌های بسیاری از مطالعات تجربی شواهدی برخلاف آن ارائه می‌دهد. کمبلت و همکاران[1] (2005) و دا و گائو[2] (2010) نشان دادند که ریسک اعتباری با بازدۀ آتی سهام رابطۀ منفی دارد. از آنجایی که نظریه و شواهد تجربی با یکدیگر تناقض دارند، بسیاری از مطالعات این معما را به‌عنوان ناهنجاری پریشانی مالی یا پازل ریسک پریشانی مالی[3] می‌دانند. درنهایت، این مسئله باید موردتوجه قرار گیرد که چرا واقعیت با نظریه سازگاری ندارد. در این راستا شاید دلیل چنین تناقض‌هایی احساسات سرمایه‌گذاران باشد؛ درنتیجه این پژوهش با در نظر گرفتن احساسات سرمایه‌گذاران خرد به‌عنوان یکی از کانال‌های بین ریسک اعتباری و بازدۀ سهام اقدام به پاسخ‌گویی در رابطه با چنین ابهاماتی کرده است.
فرض بر این است که احساسات سرمایه‌گذاران خرد و گزارش‌های رتبۀ اعتباری به‌طور مشترک بازدۀ مازاد سهام یا صرف بازده را توضیح می‌دهند. در رابطه با این سؤال که «چگونه احساسات سرمایه‌گذاران ممکن است بر ناهنجاری ریسک پریشانی تأثیر بگذارد؟» باید گفت که سرمایه‌گذاران فردی در مقایسه با سرمایه‌گذاران نهادی فاقد تجربه و دارای اطلاعات کمتری هستند. سرمایه‌گذاران خرد اغلب از منابعی که ارزش شرکت‌ها و ریسک ورشکستگی را تعیین می‌کنند (یعنی رتبۀ اعتباری)، غفلت می‌کنند(Avramov et al., 2009) ؛ درنتیجه سرمایه‌گذاران خرد به‌احتمال فقط به دلیل انتظارات مثبت سفته‌بازی در سهام سرمایه‌گذاری می‌کنند.
علاوه بر این، سرمایه‌گذاران خرد به‌دنبال سهامی با ماهیت قرعه‌کشی هستند. برنده‌شدن در قرعه‌کشی همانند سهام با ریسک اعتباری زیاد شانس بازدۀ پایینی دارد؛ ولی گاهی اوقات به‌سرعت بازدۀ بسیار زیادی ایجاد می‌کند (Coelho et al., 2009)؛ به‌عنوان مثال، سهام شرکت «معدنی دماوند» طی ده ماهۀ اول سال ۱۳۹۹ حدود ۳۰ برابر شده است؛ در حالی که پیش از آن بازدۀ چندانی نداشته است. سرمایه‌گذاران خرد با این نوع سهام سفته‌بازی می‌کنند که باعث می‌شود، قیمت سهام بیشازحد ارزش‌گذاری شود. رفتار احساسی مثبت و ریسک‌پذیر قیمت سهام را با رتبۀ اعتباری پایین افزایش می‌دهد و بازدۀ آتی پایین‌تری را برای سهام پرریسک ایجاد می‌کند (با اینکه سهام شرکت معدنی دماوند پس از رشد بسیار زیاد به یک ششم قیمت کاهش پیدا کرده است). سرمایه‌گذاران نهادی نبودِ تمایل خود را نسبت‌به سهام سفته‌بازی براساس سطح احساسات تنظیم می‌کنند .(Alldredge, 2020)
در سال‌های گذشته شرکت‌ها الزامی برای دریافت رتبۀ اعتباری نداشته‌اند؛ اما در سال‌های اخیر سازمان بورس و اوراق بهادار به اهمیت این موضوع واقف شده است. دستورالعمل‌های ارائه‌شده توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تا حدودی مشکل نبودِ ساختار قانونی و حقوقی مناسب را در این حوزه حل می‌کند؛ اما یافتن روش و الگوی مناسب برای ارائۀ رتبۀ اعتباری و شاخص‌هایی که باید مدنظر قرار بگیرد تا بتوان کیفیت اعتباری شرکت‌ها را ارزیابی کرد، نیازمند انجام پژوهش‌های گسترده است که این پژوهش به این مهم توجه می‌کند. گفتنی است، پژوهش‌هایی که تأثیر رتبۀ اعتباری را بر عوامل مختلف بررسی کرده باشند، محدود هستند. از طرفی، در سال‌های اخیر سرمایه‌گذاران زیادی وارد بورس اوراق بهادار در ایران شده‌اند؛ بنابراین نیاز به بررسی عوامل مؤثر بر بازدۀ سهام، بیشتر از گذشته موردتوجه سرمایه‌گذاران قرار گرفته است. علاوه بر این، به‌تازگی شاخص بازار سرمایه دارای نوسان‌های زیادی بوده است که اغلب نشان‌دهندۀ رفتار احساسی سرمایه‌گذاران در بورس اوراق بهادار بوده و باعث شده است، اعتماد مردم به این بازار کمرنگ شود؛ بنابراین بررسی اثرات احساسات سرمایه‌گذاران بر عوامل مختلف دارای اهمیت است و جای خالی چنین پژوهشی در این برهه از زمان به‌خوبی حس می‌شود. از طرفی، به دلیل وجود تعداد بسیار زیادی سهام با چنین ویژگی‌هایی در بازار سرمایه، بازار بورس و اوراق بهادار تهران محیطی ایدئال برای آزمون چنین مسئله‌ای است. داده‌های این پژوهش همۀ معاملات ماهانه را از سال ۱۳۹۳ تا ۱۳۹۹ پوشش می‌دهد. این داده‌ها این امکان را فراهم می‌کنند تا اثرات احساسات مختلف شکل‌گرفته از سوی سرمایه‌گذاران را شناسایی کنند و بر نفوذ سرمایه‌گذاران خرد متمرکز شوند. مطالعاتی مانند یو و یوان[4] (2011)، یونگ و همکاران[5] (2023)، وانگ[6] (2018) و وانگ و داکسبری[7] (2021) بیان می‌کنند که احساسات سرمایه‌گذاران بر میزان بازده و رابطۀ ریسک و بازده اهمیت زیادی دارد؛ درنتیجه در این پژوهش با تأکید بر احساسات سرمایه‌گذاران، از الگو‌های مختلفی برای بررسی نتایج در ایران استفاده شده است.
در ادامه، ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش ارائه و فرضیه‌ها تدوین شده است. سپس روش پژوهش شامل نمونه و الگو‌ها طراحی شده است؛ همچنین یافته‌های پژوهش شامل آمار توصیفی و برازش الگو‌های پژوهش گزارش شده است. بخش نهایی نیز به نتیجه‌گیری اختصاص یافته است.
مبانی نظری
رتبۀ اعتباری و بازدۀ سهام
آوراموف و همکاران (2009) از رتبۀ اعتباری [8]S&P برای یافتن رابطۀ معکوس بین ریسک اعتباری و بازدۀ سهام استفاده کردند. آنها بیان می‌کنند که نبودِ نقدشوندگی و محدودیت‌های فروش کوتاه‌مدت سهام سفته‌بازی (دارای رتبۀ اعتباری پایین) باعث ایجاد سهام با ارزش‌گذاری به‌نسبت بیشازحد شده است. میلر[9] (1977) استدلال می‌کند که محدودیت‌های فروش کوتاه‌مدت فرصت‌های در دسترس سرمایه‌گذاران منطقی را برای اصلاح ارزش‌گذاری‌های بیشازحد کاهش می‌دهد. دیچف و پیوتروسکی[10] (2001) از رتبۀ اعتباری مودی[11] به‌جای S&P استفاده کردند. با وجود این، پژوهش‌های آنها نشان‌دهندۀ آن است که بازدۀ سهام برای شرکت‌هایی با اعتبار پایدار به‌نسبت ثابت است؛ اما نرخ بازدۀ سهام شرکت‌ها با رتبۀ اعتباری پایین‌تر به‌طور چشمگیری کمتر است.
کوئلیو و همکاران (2014) بر شرکت‌هایی تمرکز می‌کنند که به‌طور فعال در بازارهای مالی پرریسک معامله می‌شوند. آنها استدلال می‌کنند که چنین سهامی به این دلیل معامله می‌شوند که سرمایه‌گذاران خرد طرفدار سهام با ماهیت سفته‌بازی هستند (یعنی سهامی که شانس بازدۀ مازاد فوق‌العاده‌ای دارند). سرمایه‌گذاران خرد به دلیل آنکه این سهام را برای اهداف سفته‌بازی خریداری می‌کنند، آنها را بیشازحد قیمت‌گذاری کرده و با وجود کاهش رتبۀ آنها بازدۀ کمتری را ایجاد می‌کنند.
کنراد و همکاران[12] (2014) نیز دریافتند که سرمایه‌گذاران فردی سهام با ریسک زیاد را به انتظار بازدۀ زیاد نگه می‌دارند. نیاپور و مسعودی (2016) نیز بیان کردند که بین بازدۀ سهام و اعتبار تجاری تحت سیاست‌های پولی رابطۀ مثبت و معنادار وجود دارد. حاجیان نژاد و همکاران (2014) بیان کردند، در شرکت‌هایی که رتبۀ اعتباری پایینی دارند، رابطۀ محدودیت مالی و نوسان پایین به بالای بازدۀ سهام شدیدتر است. لی و همکاران (2022) نیز بیان کردند که رتبۀ اعتباری بالا بازدۀ سهام آتی را افزایش می‌دهد. با توجه به تفاسیر بیان‌شده فرضیۀ اول به‌صورت زیر بیان می‌شود:
فرضیۀ ۱: رتبۀ اعتباری اثر مثبت و معنادار بر بازدۀ مازاد سهام دارد.
احساسات سرمایه‌گذار و بازدۀ سهام
با ظهور دیدگاه‌های مالی رفتاری و پذیرش آن از چند دهۀ گذشته توسط جامعۀ دانشگاهی و متخصصان، احساسات سرمایه‌گذاران به‌عنوان پدیده‌ای مهم در بازارهای مالی بینالمللی در نظر گرفته می‌شود (Rehman et al., 2021). از زمان کینز[13] (1937) چندین نویسنده این احتمال را در نظر گرفتند که سرمایه‌گذاران براساس احساسات قیمت‌ها را از ارزش واقعی خود دور می‌کنند؛ درنتیجه سعی کردند، این فرضیه را از طریق پژوهش‌های مختلف نظری و تجربی بررسی کنند. استدلال کلاسیک دربارۀ احساس سرمایه‌گذاران این است که معامله‌گران منطقی هرگونه قیمت‌گذاری نادرست را در راستای استفاده از فرصت‌های کسب سود حذف می‌کنند؛ با این حال، اگر آنها از چنین فرصت‌هایی به دلیل محدودیت آربیتراژ (به‌عنوان مثال، به دلیل شوک غیرمنتظرۀ تقاضا) به‌طور کامل استفاده نکنند، تأثیرات احساسی بیشتری محتمل می‌شوند. دی لانگ و همکاران[14] (1990) گزارش می‌دهند که در دیدگاه نظری محدودیت‌های آربیتراژ و تغییرات در حساسیت‌های معامله‌گران به انحراف در قیمت‌گذاری حقوق صاحبان سهام از مبانی و درنتیجه رفتار ناپایدار آنها منجر می‌شود. باربریس و همکاران[15] (0998) در پژوهشی دیگر تأکید کردند که احساسات سرمایه‌گذاران قادر به واکنش ضعیف و واکنش بیشازحد به اخبار است. مجموعه‌ای از ادبیات موجود گزارش می‌دهد که احساسات سرمایه‌گذاران سطح قیمت دارایی‌های مختلف را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد (Renault, 2017). اسدی و همکاران (2018) بیان کردند که عوامل احساسی مبانی تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران را برای خریدوفروش سهام و سایر اوراق بهادار بازدۀ سهام تحت‌تأثیر قرار می‌دهد. محمدزاده و همکاران (2021) نیز نشان دادند که رابطۀ معنادار بین گرایش احساسی سرمایه‌گذاران و بازدۀ سهام بوده است.
بسیاری از مطالعات مربوط به کینز[16] (2018) دربارۀ تأثیر احساسات سرمایه‌گذار بر بازدۀ سهام اشاره می‌کنند. مشکلات تجربی در یافتن معیار مناسب برای احساسات سرمایه‌گذاران یکی از عوامل اصلی در بررسی چنین ارتباطی است. کومار و لی[17] (2006) بر نقش سرمایه‌گذاران خرد در بازار تأکید و شاخص تمایل سرمایه‌گذار را براساس نبودِ تعادل خریدوفروش سرمایه‌گذاران فردی پیشنهاد می‌کنند. آنها دریافتند که احساسات سرمایه‌گذاران خرد به توضیح حرکت مشترک بازدۀ سهام کمک می‌کند. احساسات سرمایه‌گذار بازدۀ سهام را برای «سهام‌های کوچک، سهام ارزشی، سهام با مالکیت نهادی پایین و سهام با قیمت‌های پایین‌تر» توجیه می‌کند. آنها گزارش می‌دهند که وقتی سرمایه‌گذاران خرد خوش‌بین هستند، خرید خالص کل بازار افزایش می‌یابد. شاخص آنها براساس «نبودِ تعادل خریدوفروش[18]» است.
با استفاده از شاخص‌های ذکرشده، بسیاری از پژوهش‌ها شواهدی مبنی بر تأثیر احساسات بر بازدۀ سهام ارائه می‌کنند؛ با این حال، با توسعۀ الگو‌های گذشته در چندین پژوهش تلاش شد تا به معرفی الگو‌های قیمت‌گذاری دارایی‌ها برای ایفای نقش احساسات سرمایه‌گذاران توجه شود. یانگ و ژانگ[19] (2013) الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های احساسی را معرفی می‌کنند که نشان‌دهندۀ آن است که قیمت سهام دارای ساختار متوسط وزنی ثروت است و نسبت ثروت سرمایه‌گذاران شوک‌های احساسی را در قیمت دارایی‌ها تقویت می‌کند. در پژوهشی دیگر یانگ و همکاران (2013) الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های پویا را با احساسات متنوع پیشنهاد می‌کنند و گزارش می‌دهند که تعادل در قیمت‌گذاری حقوق صاحبان سهام از میانگین وزنی دارایی سهام با فرض اقتصاد متشکل از احساسات سرمایه‌گذاران حاصل می‌شود. استامباو و همکاران[20] (2012) دریافتند که احساسات سرمایه‌گذار ناهنجاری‌های مالی را توضیح می‌دهد. آنها نشان می‌دهند که اهمیت احساسات زمانی بزرگ‌تر می‌شود که احساسات زیاد است؛ اما در طول رکود محو می‌شود. یو و یوان[21] (2011) نیز با استفاده از واریانس برای اندازه‌گیری ریسک تأیید می‌کنند که احساسات سرمایه‌گذار بر رابطۀ ریسک و بازده تأثیر می‌گذارد. از آنجایی که سرمایه‌گذاران خرد به‌طور کامل از خطرات آگاه نیستند، با تقاضای بازدۀ بیشتر آن را به‌طور کامل آربیتراژ نمی‌کنند و از آن خارج نمی‌شوند؛ بنابراین این مشارکت سفته‌بازی فعال سرمایه‌گذاران خرد در بازارهای سهام بر پازل ریسک تأثیر می‌گذارد و به کاهش بازدۀ آتی منجر می‌شود. در ایران نیز کشاورز و همکاران (2021) بیان می‌کنند، سیگنال‌هایی که سه شاخص بازدۀ میانگین متحرک، متحرک نمایی و توان نسبی در بازۀ زمانی مختلف (کوتاه‌مدت و میان‌مدت) برای خرید یا فروش سهام (به‌عنوان یک راهبرد) می‌دهد، بیشتر نشان‌دهندۀ واکنش‌های رفتاری سرمایه‌گذاران است. مطالعات حیدرپور و همکاران (2013) نیز حاکی از وجود رابطۀ مثبت و معنی‌دار گرایش‌های احساسی سرمایه‌گذاران با بازدۀ سهام شرکت‌های دارای کمترین اندازه نسبت ارزش دفتری به بازار و مالکیت نهادی است. به‌تازگی آپرگیس و رحمان[22] (2018) نقش احساسات سرمایه‌گذاران را در قیمت‌گذاری دارایی‌ها بررسی کرده و بیان می‌کنند که احساس سرمایه‌گذاران یک عامل قیمت‌گذاری است که نادیده‌گرفتن آن ممکن است به تصویر ناقص قیمت‌گذاری دارایی‌ها منجر شود. بی و ژو[23] (2020) نیز دریافتند که رابطۀ بین ریسک و بازده در دوره‌های احساسات زیاد قوی‌تر است.
اثرات تعاملی احساسات سرمایه‌گذار و اعتبار تجاری بر بازدۀ سهام
در باور عموم، سرمایه‌گذاران از سرمایه‌گذاری‌هایی که ریسک بیشتری دارند، انتظار بازدۀ بیشتری دارند؛ با این حال، یافته‌های بسیاری از مطالعات تجربی شواهدی برخلاف آن ارائه می‌دهد. شهرزادی و همکاران[24] (2022) نشان دادند که ریسک اعتباری با بازدۀ آتی سهام رابطۀ منفی دارد. از آنجایی که نظریه و شواهد تجربی با یکدیگر تناقض دارند، افراد زیادی از این معما به‌عنوان ناهنجاری پریشانی مالی یا پازل ریسک پریشانی مالی یاد می‌کنند. لی و همکاران (2022) نیز بر همین مسئله تأکید کرده‌اند و بیان می‌کنند که علت چنین تناقض‌هایی براساس احساسات سرمایه‌گذاران قابل‌توجیه است و باید اثرات تعاملی احساسات سرمایه‌گذار و رتبۀ اعتباری بر بازدۀ سهام بررسی شود.
در رابطه با اینکه چگونه احساسات سرمایه‌گذاران ممکن است بر ناهنجاری ریسک پریشانی تأثیر بگذارد، آورامو و همکاران (2009) بیان کردند که سرمایه‌گذاران فردی در مقایسه با سرمایه‌گذاران نهادی فاقد تجربه و اطلاعات هستند. سرمایه‌گذاران خرد اغلب از منابعی که ارزش شرکت‌ها و ریسک ورشکستگی را تعیین می‌کنند (یعنی رتبه اعتباری)، غافل می‌شوند؛ بنابراین براساس این مطالعات اذعان می‌شود که سرمایه‌گذاران خرد به‌احتمال فقط به دلیل انتظارات مثبت سفته‌بازی در سهام سرمایه‌گذاری می‌کنند.
همان‌طور که بیان شد، سهام با ماهیت سفته‌بازی برای سرمایه‌گذاران خرد دارای جذابیت زیادی است. این نوع سهام به‌طور متوسط بازدۀ پایینی دارد؛ ولی در برخی مواقع در زمانی کوتاه بازدۀ به‌نسبت زیادی را ایجاد می‌کند (Coelho et al., 2014). درواقع، این نوع سهام به برنده‌شدن در قرعه‌کشی تشبیه می‌شود. پس سهام با ریسک اعتباری زیاد شانس بازدۀ پایینی دارد؛ ولی گاهی اوقات به‌سرعت بازدۀ بسیار زیادی ایجاد می‌کند. آلدرج (2020) یکی از عواملی را که باعث می‌شود، قیمت سهام بیشازحد ارزش‌گذاری شود، سفته‌بازی سرمایه‌گذاران خرد با این نوع سهام معرفی می‌کند؛ بنابراین رفتار احساساتی مثبت و ریسک دوست، قیمت سهام را با رتبۀ اعتباری پایین افزایش می‌دهد و بازدۀ سهام آتی پایین‌تری را برای سهام پرریسک ایجاد می‌کند. لی و همکاران (2022) بیان کردند که به‌طور متعارف سهام با ریسک پریشانی زیاد باید بازدۀ بیشتری داشته باشد؛ با این حال، این تصور ازنظر تجربی نادرست است. آنها یک معیار با عنوان احساس سرمایه‌گذار در سطح سهام ایجاد کردند و نشان دادند که رفتارهای سرمایه‌گذاران منفرد بر بازدۀ اضافی آتی سهام با وجود ریسک پریشانی تأثیر می‌گذارد. یافته‌های آنها نشان‌دهندۀ آن بود که خرید خالص توسط سرمایه‌گذاران انفرادی درک رابطۀ منفی بین ریسک اعتباری و بازدۀ سهام آتی را افزایش می‌دهد. در این راستا، یو و یوان (2011) نشان دادند، تنها در غیاب خوش‌بینی غیرمنطقی قوی که رفتار سرمایه‌گذاران را هدایت می‌کند، رابطۀ ریسک و بازده مثبت است. یونگ و همکاران (2023) بیان می‌کنند که وقتی احساسات غیرمنطقی سرمایه‌گذار کم است، سهام به‌طور منطقی قیمت‌گذاری می‌شود و رابطۀ ریسک و بازدۀ مثبت حاکم است؛ در حالی که اگر احساسات زیاد باشد، معاملات با انگیزۀ غیرمنطقی باعث انحراف قیمت‌ها از مبانی خود و شکست رابطۀ ریسک و بازده می‌شود. وانگ (2018) و وانگ و داکسبری (2021) نتیجه گرفتند که احساسات زیاد باعث می‌شود که رابطۀ مثبت ریسک و بازده از بین برود. با توجه به تفاسیر بیان‌شده فرضیۀ دوم به شرح زیر بیان می‌شود:
فرضیۀ ۲: احساسات سرمایه‌گذار نقش تعدیلگر بر رابطۀ رتبۀ اعتباری و بازدۀ مازاد سهام دارد
روش پژوهش
جامعۀ آماری شامل تمامی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی بازۀ زمانی ۱۳۹9-۱۳۹3 است که پس از اعمال محدودیت‌های ذیل، ۱۳۰ شرکت (۱۰۹۲۰ مشاهدۀ ماه-شرکت) باقی ماند که برای جامعۀ در دسترس موردپژوهش قرار گرفتند. گفتنی است، داده‌ها از روی صورت‌های مالی حسابرسی‌شدۀ شرکت‌های بورسی انتشاریافته در سایت‌های کدال و داده‌های مربوط به بازدۀ سهام، قیمت سهام شرکت‌ها و حجم معاملات که داده‌های ماهانه هستند، از پایگاه اطلاع‌رسانی بورس اوراق بهادار و رهاورد نوین جمع‌آوری شده است. همین‌طور تجزیه‌و‌تحلیل نهایی داده‌ها به کمک نرم‌افزار ایویوز انجام شده است؛ با این حال، جمع‌آوری داده‌ها همراه با محدودیت‌هایی است. از آنجا که گزارش‌ها و هدف شرکت‌های هلدینگ، لیزینگ و مؤسسات اعتباری و بانک‌ها متفاوت از شرکت‌های تولیدی بورس است، از در نظر گرفتن این شرکت‌ها صرف‌نظر شد. به‌علاوه، هدف این پژوهش، بررسی شرایط در شرکت‌های بورسی در حال عملیات است و از در نظر گرفتن شرکت‌های لغو عضویت‌شده چشم‌پوشی شد؛ همچنین از آنجا که برای آزمون فرضیه‌ها نیاز به داده‌های ماهانه است، وجود وقفۀ معاملاتی بیش از سه ماه مانع از انجام چنین بررسی‌هایی می‌شود. درنهایت، در دسترس بودن داده‌ها از مهم‌ترین موارد جمع‌آوری داده به شمار می‌رود.
چن و ژانگ[25] (1998) بیان کردند که شرکت‌های کوچک یا شرکت‌هایی با نسبت ارزش بازاری به دفتری زیاد دارای ریسک اعتباری زیادی هستند. این مشخصات تجربی شبیه به پژوهش لی و همکاران (2022) است. جایی که آنها از اندازه، نسبت ارزش بازاری به دفتری و صرف بازدۀ بازار به‌عنوان متغیرهای کنترل استفاده می‌کنند؛ بنابراین نسبت ارزش دفتری به بازاری (BTM)، اندازۀ شرکت (Size) و بازدۀ مازاد بازار (ExMktRtrn) به‌عنوان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شد.
آرتمن و همکاران[26] (2011) پیرامون عوامل تعیین‌کنندة بازدۀ سهام در آلمان نشان دادند که الگوی فاما و فرنچ قابلیت تبیین کمی در تعیین میانگین بازدۀ سهام دارد و الگوی کارهارت قدرت تبیین بیشتری دارد. فاما و فرنچ[27] (2012) نیز رابطة عوامل سه‌گانة فاما و فرنچ (1993) الگوی چهار عاملی کارهارت[28] (1997) و الگوی تک عاملی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای را با بازدۀ سهام در چهار منطقة جغرافیایی شامل آمریکای شمالی، اروپا، آسیای جنوب شرقی و ژاپن بررسی کردند. نتایج آنان مبین توان توضیح‌دهندگی زیاد الگوی چهار عاملی نسبت‌به سایر الگو‌ها ازجمله الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای و فاما و فرنچ بود؛ بنابراین همانند لی و همکاران (2022) از الگوی چهار عاملی کارهارت استفاده می‌شود تا قابلیت تکیه به نتایج آن افزایش یابد. درنهایت، نتایج در یک الگو با وجود بازدۀ مازاد بازار، HML، SMB و Momentum به‌عنوان متغیرهای کنترلی نیز برآورد شد. برای آزمون فرضیه‌های این پژوهش از الگوی رگرسیونی (۱) و (۲) استفاده شده است.
الگوی ۱:
الگوی ۲:
که در آن ، صرف ریسک سهام و ، رتبۀ اعتباری شرکت‌ها و ، احساسات سرمایه‌گذاران است. چنانچه در هر دو الگوی ضریب مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ اول رد نمی‌شود؛ همچنین اگر ضریب منفی و معنادار باشد، فرضیۀ دوم پژوهش رد نمی‌شود. بازدۀ ماهانۀ اضافی سهام به‌عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است که از رابطۀ ۱ محاسبه می‌شود.
رابطۀ ۱:
E)R(=Ri- Rf
در رابطۀ ۱، E(R)، Ri و Rf به‌ترتیب نشان‌دهندۀ بازدۀ ماهانۀ اضافی سهام، میانگین بازدۀ ماهانة سهام شرکت‌ها و نرخ بازدۀ بدون ریسک است. گفتنی است که در این پژوهش نرخ سود سپردة بانکی به‌عنوان معیار نرخ بازدۀ بدون ریسک ماهانه در نظر گرفته شده است. همین‌طور به‌منظور ارزیابی نرخ بازدۀ سهام شرکت‌ها از معادلۀ مبنای بازدۀ سهام (ترکیبی از تغییرات قیمت سهام و عایدات دریافتی) استفاده شده است. به‌عبارتی، بازدۀ سهام براساس فرمول اولیة بازدۀ سهام یعنی مجموع تغییرات قیمت سهام و سود تقسیمی تقسیم بر قیمت ابتدای دورة سهام محاسبه شده است. در صورتی که در شرکت افزایش سرمایه از محل مطالبات، آوردة نقدی یا سود انباشته وجود داشت، در محاسبة بازده لحاظ شد.
رتبۀ اعتباری، بررسی شاخص احتمال پرداخت به هنگام تعهدات مالی ناشر است. به عبارت دیگر، رتبۀ اعتباری بیان دیدگاهی دربارۀ پیش‌بینی صلاحیت اعتباری یک نهاد، تعهد اعتباری، ورقۀ بدهی، اوراق بهادار یا ناشر چنین تعهداتی است. در کشورهای توسعه‌یافته مؤسسات رتبه‌بندی با بررسی و تحلیل اطلاعات دریافت‌شده از منابع مختلف دربارۀ ناشر، صنعت، اوضاع کلی اقتصاد و چیستی اوراق بهادار رتبۀ اوراق را تعیین می‌کند. درواقع، رتبۀ اعتباری به بررسی میزان اعتبار یک قرض‌گیرنده به‌طور عمومی یا با توجه به میزان بدهی یا تعهد مالی خاص او اشاره می‌کند. این فعالیت در ایران نوپا بوده و توسط شرکت‌های معدودی در راستای اهداف خاص مانند تخصیص رتبۀ اعتباری به‌عنوان جایگزین ضمانت انتشار اوراق بدهی است. شرایط فعلی بازار مالی به‌ویژه بازار سرمایۀ ایران به‌گونه‌ای است که نیاز به بررسی تأثیر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها بر عوامل احساس می‌شود. در این راستا، ژیونگ و همکاران (2019) بیان می‌کنند، به‌جز رتبۀ اعتباری گزارش‌شدۀ مؤسسات رتبه‌بندی برای ارزیابی رتبۀ اعتباری از رابطۀ ۲ استفاده می‌شود.
رابطۀ ۲:
X1 نسبت سرمایه در گردش به کل دارایی، X2 نسبت سود انباشته به مجموع دارایی، X3 نسبت سود قبل از بهره و مالیات به مجموع دارایی و X4 نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به مجموع بدهی‌هاست.
از آنجا که رتبۀ اعتباری شرکت‌ها به‌صورت سالانه تغییر می‌کند، رتبۀ اعتباری سالانۀ به‌دست‌آمده برای هر ماه همان سال استفاده می‌شود؛ بنابراین اطلاعات به‌صورت ماهانه استفاده می‌شود.
برای محاسبۀ شاخص احساسات سرمایه‌گذاران مشابه با پژوهش کیم و ها[29] (2010) و یانگ و ژو[30] (2015) در گام نخست چهار شاخص ازجمله قدرت نسبی، خط روان‌شناسی، حجم معاملات و نرخ تعدیل‌شدۀ گردش سهام محاسبه می‌شود.
کیم و ها (2010) شاخص قدرت نسبی را به‌عنوان یک پراکسی برای اندازه‌گیری شاخص ترکیبی تمایلات سرمایه‌گذار در نظر گرفته‌اند که نشان‌دهندۀ خرید یا فروش افراطی در بازار است.
رابطۀ3:
رابطۀ ۴:
قیمت پایانی سهام i پایان ماه t و نشان‌دهندۀ قیمت پایانی سهام i در پایان ماه t-1 است.
یانگ و گائو [31](2014) شاخص خط روان‌شناسی را به‌عنوان معیاری برای اندازه‌گیری احساسات سرمایه‌گذاران معرفی کردند. برای محاسبۀ شاخص خط روان‌شناسی از رابطۀ ۵ استفاده شده است.
رابطۀ ۵:
تعداد روزهایی را که طی ماه قیمت پایانی سهام شرکت نسبت‌به روز قبل افزایش داشته باشد و
تعداد روزهای معاملاتی طی ماه را نشان می‌دهد.
برای محاسبۀ شاخص حجم معاملات از لگاریتم طبیعی تعداد سهام معامله‌شدۀ شرکت طی ماه استفاده می‌شود.
یانگ و گائو (2014) از نرخ تعدیل‌شدۀ گردش سهام نیز بهره بردند که برای محاسبۀ آن از رابطۀ ۶ استفاده می‌شود:
رابطۀ ۶:
بازدۀ ماهانۀ سهام شرکت، تعداد سهام معامله‌شدۀ شرکت در ماه و C تعداد سهام منتشرۀ شرکت است.
درنهایت، برای برآورد شاخص احساسات سرمایه‌گذار مشابه با براون و کلیف [32](2014) و یانگ و ژو (2015) با استفاده از روش تجزیه‌و‌تحلیل مؤلفه‌های اساسی (PCA) اقدام به ترکیب شاخص‌ها شده است. روش تجزیه‌و‌تحلیل مؤلفه‌های اساسی همان‌طور که از نامش پیداست، مؤلفه‌های اصلی را شناسایی و کمک می‌کند تا به‌جای اینکه تمامی ویژگی‌ها به‌صورت یکسان در نظر گرفته شود، به یکسری ویژگی‌ها که ارزش بیشتری دارند، وزن بیشتری بدهد. درواقع، روش تجزیه‌و‌تحلیل مؤلفه‌های اساسی آن ویژگی‌هایی را استخراج می‌کند که ارزش بیشتری فراهم می‌کنند.
درنهایت، با تجزیه‌و‌تحلیل مؤلفه‌های اساسی مقادیر زیر به دست آمد:
رابطۀ ۷:
متغیرهای کنترلی برای الگوی ۱ عبارت‌اند از اندازۀ شرکت ( )، لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های شرکت، رشد شرکت ( ) و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام.
با توجه به اینکه اطلاعات مربوط به دارایی‌های شرکت و ارزش دفتری سهام از صورت‌های مالی جمع‌آوری شده است و این صورت‌های مالی سالانه ارائه می‌شود، اطلاعات آن برای هر ماه یک سال تکرار می‌شود.
صرف بازدۀ بازار ( )، بازدۀ بازار ماهانه منهای نرخ بازدۀ ماهانه بدون ریسک است.
متغیرهای کنترلی برای الگوی ۲ به شرح زیر است:
شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار برای اندازه‌گیری نرخ بازدۀ بازار ماهانه در نظر گرفته شده و نرخ بازدۀ بازار برابر با حاصل تقسیم تفاضل شاخص قیمت ماهانۀ پایان دوره و شاخص قیمت ماهانۀ اول دوره بر شاخص قیمت ماهانۀ اول دوره است. همان‌گونه تمایل به عملکرد گذشته (MOM) از تفاضل بازدۀ تجمعی سهام در یک دورة قبل (ماه گذشته) و بازدۀ تجمعی سهام در نُه دورة قبل (نه ماه گذشته) به دست آمده است.
در مرحلة بعد باید متغیرهای اندازه، ارزش و کشش به عملکرد گذشته (مومنتوم) از مقادیر کوچک به بزرگ مرتب شوند. شرکت‌ها براساس متغیر اندازه به دو گروه کوچک (S) و بزرگ (B) و براساس عامل ارزش به سه گروه طبقه‌بندی می‌شوند. ۳۰ درصد مقادیر زیاد آن به‌عنوان شرکت‌های با ارزش زیاد (H)، ۴۰ درصد وسط آن به‌عنوان شرکت‌های با ارزش متوسط (M) و ۳۰ درصد مقادیر پایین آن به‌عنوان شرکت‌های با ارزش کم (L) در نظر گرفته می‌شوند. شرکت‌ها براساس عامل تمایل به عملکرد گذشته (مومنتوم) به سه دسته شرکت‌های برنده (۳۰ درصد مقادیر زیاد (W))، شرکت‌های بازنده (۳۰ درصد مقادیر پایین(L)) و شرکت‌های بی‌تفاوت (۴۰ درصد مقادیر وسط(N)) تقسیم می‌شوند .(Izadinia et al., 2014)
در مرحلة سوم، متغیرهای پژوهش به‌صورت زیر به دست می‌آیند:
تفاوت میان میانگین بازدۀ مجموع، سهام شرکت‌های کوچک و بزرگ با SMB نمایش داده شده است (ایزدی نیا و همکاران، 1393).
راابطۀ ۸:
که در آن، نشان‌دهندۀ شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها پایین است. ، نشان‌دهندۀ شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها متوسط است. ، حاکی از شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها بالاست. B نیز شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه بزرگ هستند.
عامل ارزش (HML) عبارت است از تفاوت بین میانگین بازده‌های مجموعة سهام شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و مجموعة سهام شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین که با HML نشان داده شده است.
رابطۀ ۹:
که متغیرهای آن در رابطۀ 8 تعریف شده است.
عامل تمایل به عملکرد گذشته (MOM) شامل تفاوت میان میانگین بازده‌های مجموعة سهام شرکت‌های برنده (شرکت‌هایی که تمایل به عملکرد گذشتة بالا دارند) و مجموعة سهام شرکت‌های بازنده (شرکت‌هایی که تمایل به عملکرد گذشتة پایین دارند) که با MOM نمایش داده می‌شود.
رابطۀ ۱۰:
که در آن ، نشان‌دهندۀ شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه کوچک هستند و مقدار تمایل به عملکرد گذشتة آنها زیاد است. ، حاکی از شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه بزرگ هستند و مقدار تمایل به عملکرد گذشتة آنها زیاد است. نیز نشان‌دهندۀ شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه کوچک هستند و مقدار تمایل به عملکرد گذشتة آنها پایین است و ، حاکی از شرکت‌هایی است که ازنظر اندازه بزرگ هستند و مقدار تمایل به عملکرد گذشته آنها پایین است.
یافته‌ها
در جدول (1) آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش ارائه شده است. این جدول حاوی شاخص‌هایی برای توصیف متغیرهای پژوهش است.
جدول (۱) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش (تعداد مشاهدات: ۱۰۹۲۰)
Table (1) Descriptive statistics of research variables (number of observations: 10920)
|
متغیر |
نماد |
میانگین |
میانه |
بیشینه |
کمینه |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
|
بازدۀ مازاد سهام |
E(R) |
040/0 |
012/0- |
474/0 |
190/0- |
170/0 |
079/1 |
584/3 |
|
رتبۀ اعتباری شرکت |
EMS |
256/7 |
807/6 |
994/14 |
158/2 |
396/3 |
601/0 |
744/2 |
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
192/2 |
181/2 |
985/2 |
519/1 |
414/0 |
156/0 |
120/2 |
|
صرف بازدۀ بازار |
EXMKT RTRN |
021/0 |
007/0 |
246/0 |
096/0- |
087/0 |
011/1 |
519/3 |
|
رشد شرکت |
BTM |
428/0 |
371/0 |
094/1 |
053/0 |
287/0 |
775/0 |
797/2 |
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
627/14 |
526/14 |
275/17 |
457/12 |
239/1 |
346/0 |
643/2 |
|
عامل اندازه |
SMB |
007/0 |
003/0 |
097/0 |
063/0- |
041/0 |
455/0 |
861/2 |
|
عامل ارزش |
HML |
050/0- |
040/0- |
071/0 |
187/0- |
069/0 |
309/0- |
484/2 |
|
عامل تمایل به عملکرد گذشته |
MOM |
027/0 |
024/0 |
171/0 |
072/0- |
067/0 |
408/0 |
611/2 |
براساس آنچه در جدول (1) مشاهده می‌شود، میانگین بازدۀ مازاد سهام ۴ درصد است. درواقع، بازدۀ ماهانۀ سهام ۴ درصد بیشتر از بازدۀ بدون ریسک بانکی است. به همین ترتیب صرف ریسک بازار نیز ۱/۲ درصد است. میانگین شاخص رتبۀ اعتباری شرکت‌ها که ارزیابی احتمال پرداخت به موقع تعهدات مالی ناشر است، ۲۵۶/۷ است. بیشتربودن آن نشان‌دهندۀ افزایش رتبۀ اعتباری شرکت است. احساسات سرمایه‌گذاران نیز به‌طور میانگین ۱۹۲/۲ بوده و از تجمیع چهار شاخص قدرت نسبی، خط روان‌شناسی، حجم معاملات و نرخ تعدیل‌شدۀ گردش سهام محاسبه شده است. ارزش دفتری به بازاری شرکت‌ها ۸/۴۲ بوده و اندازۀ شرکت‌ها ۶۲۷/۱۴ است. در بررسی متغیرهای الگوی چهار عاملی کارهارت نیز میانگین عامل اندازۀ ۰۰۷/۰ است. این عدد از تفاوت بین میانگین بازدۀ مجموعۀ سهام شرکت‌های کوچک و بزرگ محاسبه شده است. به همین ترتیب میانگین عامل ارزش و تمایل به عملکرد گذشته ۰۵/۰- و ۰۲۷/۰ است. سایر پارامترهای توصیفی نیز به همین ترتیب در جدول دیده می‌شود.
در ادامه، میانگین سالانۀ متغیر بازدۀ مازاد سهام به‌صورت درصد و متغیر رتبۀ اعتباری شرکت گرفته شده و سپس شکل (1) روند آنها را نشان داده شده است. مطابق با شکل (1) با افزایش متغیر رتبۀ اعتباری بازدۀ مازاد نیز افزایش پیدا می‌کند.
شکل (1) همبستگی خطی متغیر مستقل و وابسته پژوهش
Figure (1) Linear correlation between independent and dependent variables
برای ارزیابی تفاوت در نوسان‌های بین سهام سفته‌بازی و پایدار از نوسان‌های سادۀ بازدۀ سهام براساس الگوی GARCH نامتقارن (1/1) استفاده شده است. الگوی GARCH نامتقارن (1/1) اثر نامتقارن بین بازدۀ مثبت و منفی را به حساب می‌آورد. به عبارت دیگر، این نسخۀ اصلاح‌شده GARCH منعکس‌کنندۀ نوسان‌های نامتقارن در بازارها در طول فرازونشیب آنهاست. از سنجه‌های نوسان‌های فوق برای مشاهده و مقایسۀ نوسان‌های سهام سرمایه‌گذاری و سفته‌بازی استفاده شده است. براساس توان دوم جزء خطای الگوی گارچ در صورتی که این متغیر منفی باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر خواهد بود. گنجاندن این عبارت اضافی اجازه می‌دهد تا اثرات نامتقارن مثبت و منفی بر نوسان‌های بازده توضیح داده شود. درواقع، جزء خطای الگوی گارچ بیانگر ریسک است؛ بنابراین واکنش بازدۀ مازاد سهام و حساسیت سرمایه‌گذاران نقش چنین ریسکی را نمایان می‌کند. در جدول (2) تفاوت‌های آماری نوسان‌ها در صرف ریسک و احساسات سرمایه‌گذار گزارش شده است.
جدول (۲) تفاوت‌های آماری نوسان‌ها در صرف بازده و احساسات سرمایه‌گذار
Table (2) Statistical differences of fluctuations in returns and investor sentiments
|
متغیر |
نماد |
میانگین |
میانه |
بیشینه |
کمینه |
انحراف معیار |
|
سهام سرمایه‌گذاری (تعداد مشاهدات: 5087) |
||||||
|
بازدۀ مازاد سهام |
E(R) (t+1) |
068/0 |
019/0 |
474/0 |
190/0- |
188/0 |
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
974/1 |
923/1 |
985/2 |
519/1 |
351/0 |
|
سهام سفته‌بازی (تعداد مشاهدات: 5833) |
||||||
|
بازدۀ مازاد سهام |
E(R) |
015/0 |
017/0- |
474/0 |
190/0- |
147/0 |
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
382/2 |
371/2 |
985/2 |
519/1 |
368/0 |
|
تفاوت در میانگین (آزمون t) |
||||||
|
متغیر |
نماد |
میانگین سهام سرمایه‌گذاری |
میانگین سهام سفته‌بازی |
اختلاف میانگین |
آماره t |
|
|
بازدۀ مازاد سهام |
E(R) |
068/0 |
015/0 |
052/0 |
*256/42 |
|
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
974/1 |
382/2 |
408/0- |
*986/58- |
|
** معناداری در سطح احتمال ۹۵ درصد و * معناداری در سطح احتمال ۹۰ درصد
براساس نتایج میانگین بازدۀ مازاد سهام سرمایه‌گذاری ۸/۶ درصد و میانگین بازدۀ مازاد سهام سفته‌بازی ۵/۱ درصد است که نشان‌دهندۀ تفاوت دو گروه براساس ریسک است. درواقع، این نتایج از این دیدگاه حمایت می‌کند که ریسک اعتباری با بازدۀ آتی سهام رابطۀ منفی دارد. براساس نتایج آزمون t نیز مشاهده می‌شود که تفاوت در اختلاف میانگین ازنظر آماری بسیار معنادار است. به همین ترتیب مشاهده می‌شود که احساسات سرمایه‌گذاران در سهام سفته‌بازی به‌طور میانگین بیشتر از سهام سرمایه‌گذاری است. این دو میانگین نیز براساس نتایج آزمون t در سطح احتمال ۹۵ درصد معنادار است.
در جدول (3) ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش ارائه شده است. این جدول حاوی شاخص‌هایی برای مشخص‌شدن ارتباط بین متغیرهای پژوهش است.
جدول (۳) ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش
Table (3) Correlation matrix
|
پنل الف) همبستگی بین متغیرهای رابطۀ ۱ |
|||||||
|
E(R) |
EMS |
BSID |
EXMKT RTRN |
BTM |
SIZE |
MOM |
|
|
EMS |
097/0 |
000/1 |
|||||
|
احتمال |
000/0 |
----- |
|||||
|
BSID |
463/0- |
109/0- |
000/1 |
||||
|
احتمال |
000/0 |
000/0 |
----- |
||||
|
EXMKTRTRN |
406/0 |
069/0 |
285/0- |
000/1 |
|||
|
احتمال |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
----- |
|||
|
BTM |
146/0- |
018/0- |
187/0 |
130/0- |
000/1 |
||
|
احتمال |
000/0 |
055/0 |
000/0 |
000/0 |
----- |
||
|
SIZE |
055/0 |
013/0 |
158/0- |
114/0 |
051/0- |
000/1 |
|
|
احتمال |
000/0 |
170/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
----- |
|
|
پنل ب) همبستگی بین متغیرهای کنترلی با مستقل و وابسته رابطۀ ۲ |
|||||||
|
E(R) |
EMS |
BSID |
EXMK TRTRN |
SMB |
HML |
MOM |
|
|
SMB |
009/0- |
016/0 |
001/0 |
350/0- |
000/1 |
||
|
احتمال |
337/0 |
091/0 |
898/0 |
000/0 |
----- |
||
|
HML |
128/0 |
063/0- |
027/0 |
229/0 |
235/0- |
000/1 |
|
|
احتمال |
000/0 |
000/0 |
004/0 |
000/0 |
000/0 |
----- |
|
|
MOM |
011/0 |
024/0 |
008/0- |
050/0 |
183/0- |
218/0 |
000/1 |
|
احتمال |
257/0 |
011/0 |
392/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
----- |
بررسی بیشتر نتایج در جدول (4) نشان‌دهندۀ نتایج حاصل از تحلیل تک متغیره است. در این جدول رگرسیون کوانتایل گزارش شده است. درواقع، این الگو رگرسیون OLS را برای چارک‌های مختلف اندازه‌گیری احساسات سرمایه‌گذاران نشان می‌دهد. بخش اول شامل سهام با احساسات سرمایه‌گذار پایین است؛ در حالی که بخش سوم نشان‌دهندۀ سهام با احساسات سرمایه‌گذار فردی زیاد است.
جدول (۴) نتایج حاصل از تحلیل تک متغیره براساس رگرسیون کوانتایل
Table (4) Results of univariate analysis based on quantile regression
|
متغیر |
نماد |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
احتمال آمارۀ t |
|
متغیر وابسته: کمترین احساسات سرمایه‌گذار (کوانتایل اول) |
|||||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
011/0- |
001/0 |
300/10- |
000/0 |
|
ضریب ثابت |
C |
940/1 |
010/0 |
818/188 |
000/0 |
|
متغیر وابسته: احساسات سرمایه‌گذار (کوانتایل دوم) |
|||||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
012/0- |
001/0 |
888/8- |
000/0 |
|
ضریب ثابت |
C |
269/2 |
012/0 |
576/193 |
000/0 |
|
متغیر وابسته: بیشترین احساسات سرمایه‌گذار (کوانتایل سوم) |
|||||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
012/0- |
002/0 |
094/7- |
000/0 |
|
ضریب ثابت |
C |
582/2 |
014/0 |
588/183 |
000/0 |
|
|
|
|
|
|
|
برآوردها در جدول (4) نشان‌دهندۀ آن است که بین رتبۀ اعتباری و احساسات سرمایه‌گذاران رابطۀ منفی در تمامی کوانتایل‌ها وجود دارد. درواقع، در الگو با داده‌های احساسات سرمایه‌گذاران که ۲۵ درصد کوچک‌ترین مشاهدات را دارند، ضریب رتبۀ اعتباری شرکت‌ها ۰۱۱/۰- بوده و در سطح احتمال ۹۵ درصد معنادار است. در کوانتایل دوم و سوم نیز نتایج مشابه کوانتایل اول است؛ بنابراین گفته می‌شود که افزایش رتبۀ اعتباری شرکت در هر شرایطی به کاهش احساسات سرمایه‌گذاران منجر خواهد شد.
پس از انجام آزمون‌های ابتدایی و بررسی اولیۀ نتایج در جدول (5) نتایج برآورد الگو‌های رگرسیون در دو بخش و براساس دو الگوی رگرسیون گزارش شده است.
جدول(۵) نتایج برآورد الگو‌های پژوهش (تعداد مشاهدات: ۱۰۷۹۰)
Table (5) Estimation results of research models (number of observations: 10790)
|
متغیر |
نماد |
الگوی فرضیۀ اول (متغیر وابسته E(R)t+1) |
الگوی فرضیۀ دوم (متغیر وابسته E(R)t+1) |
|||
|
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
|||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
**003/0 |
526/6 |
0002/0 |
233/0 |
|
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
|
|
**051/0- |
301/9- |
|
|
رتبۀ اعتباری* احساسات |
EMS*BSID |
|
|
**001/0 |
424/2 |
|
|
صرف بازدۀ بازار |
EXMKTRTRN |
**475/0 |
685/21 |
**423/0 |
436/18 |
|
|
رشد شرکت |
BTM |
**026/0 |
397/4 |
**035/0 |
890/5 |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
**003/0 |
202/2 |
001/0 |
647/0 |
|
|
ضریب ثابت |
C |
**041/0- |
194/2- |
**093/0 |
957/3 |
|
|
نوع الگو |
الگوی دادۀ ترکیبی با اثرات تصادفی |
الگوی دادۀ ترکیبی با اثرات تصادفی |
||||
|
آمارۀ F |
613/197 |
014/152 |
||||
|
احتمال آمارۀ F |
000/0 |
000/0 |
||||
|
ضریب تعیین |
068/0 |
078/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
068/0 |
077/0 |
||||
|
متغیر |
نماد |
الگوی فرضیۀ اول (متغیر وابسته E(R)t+1) |
الگوی فرضیۀ دوم (متغیر وابسته E(R)t+1) |
|||
|
ضریب |
آمارۀ t |
ضریب |
آمارۀ t |
|||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
**002/0 |
978/5 |
0005/0 |
486/0 |
|
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
|
|
**044/0- |
168/8- |
|
|
رتبۀ اعتباری* احساسات |
EMS*BSID |
|
|
*001/0 |
940/1 |
|
|
صرف بازدۀ بازار |
EXMKTRTRN |
**505/0 |
958/22 |
**444/0 |
888/18 |
|
|
عامل اندازه |
SMB |
**149/0 |
318/3 |
**097/0 |
148/2 |
|
|
عامل ارزش |
HML |
**122/0- |
450/4- |
**112/0- |
156/4- |
|
|
عامل تمایل به عملکرد گذشته |
MOM |
*048/0- |
920/1- |
**052/0- |
103/2- |
|
|
ضریب ثابت |
C |
004/0 |
318/1 |
**101/0 |
440/8 |
|
|
نوع الگو |
دادۀ تلفیقی |
دادۀ تلفیقی |
||||
|
آمارۀ F |
136/177 |
418/140 |
||||
|
احتمال آمارۀ F |
000/0 |
000/0 |
||||
|
ضریب تعیین |
076/0 |
084/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
075/0 |
083/0 |
||||
** و * به‌ترتیب معناداری در سطح اطمینان ۹۵ درصد و ۹۰ درصد.
در جدول (5) بخش اول نتایج الگوی (۱) را براساس متغیرهای اندازۀ شرکت، ارزش دفتری به بازاری و بازدۀ مازاد بازار ارائه می‌دهد و بخش دوم نتایج الگوی (۲) براساس الگوی چهار عاملی کارهارت ارائه شده است. براساس نتایج آمارۀ F، تمامی الگو‌ها در حالت کلی معنادار هستند؛ همچنین در دو الگو رگرسیون اول دادهای ترکیبی با اثرات تصادفی و در دو الگو رگرسیون دوم داده‌های تلفیقی تأیید شد. گفتنی است، به‌منظور رفع خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی احتمالی موجود در الگو‌های پژوهش از رگرسیون خطای استاندارد مقاوم بهره گرفته شده است تا اثرات چنین مشکلاتی رفع شود. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز نشان‌دهندۀ آن است که حدود ۷ تا ۸ درصد تغییرات بازدۀ مازاد آتی توسط متغیرهای تعریف‌شده در الگو توضیح داده می‌شود.
نتایج بخش اول جدول (5) حاکی از آن است که ضریب رتبۀ اعتباری شرکت‌ها در الگوی اول 003/0 بوده و در سطح احتمال 95 درصد معنادار است. بدین ترتیب گفته می‌شود که افزایش رتبۀ اعتباری شرکت‌ها به افزایش بازدۀ آتی منجر خواهد شد. در بخش دوم و در الگوی اول ضریب رتبۀ اعتباری شرکت‌ها 002/0 بوده و این ضریب نیز در سطح احتمال 95 درصد معنادار است. بدین ترتیب اظهار می‌شود که رتبۀ اعتباری شرکت‌ها با بازدۀ آتی سهام رابطۀ مثبت و معنادار دارد و فرضیۀ اول رد نمی‌شود. علت آنکه برای بررسی تأثیر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها الگوی جداگانه برآورد شده است، به این دلیل است که در الگو با اثرات تعاملی ضریب رتبۀ اعتباری به‌تنهایی قابل‌تفسیر نیست و باید اثرات نهایی محاسبه شود.
منفی و معنادار بودن ضریب احساسات سرمایه‌گذاران در هر دو الگو نشان‌دهندۀ آن است که سهام با احساسات مثبت در گذشته تمایل به عملکرد ضعیف در ماه آینده دارند. این نتایج با سهام سفته‌بازی مطابقت دارد که به دلیل رفتار غیرمنطقی سرمایه‌گذاران فردی تمایل به عملکرد ضعیف دارند. البته همان‌طور که اشاره شد، نتایج چندان قابل‌اتکا نیست و باید اثرات نهایی محاسبه شود.
در راستای بررسی اثرات تعاملی رتبۀ اعتباری شرکت‌ها و احساسات سرمایه‌گذاران مشاهده می‌شود که ضریب مدنظر در هر دو الگو 001/0 و در سطح احتمال 95 درصد هر دو ضریب معنادار است. به این ترتیب اذعان می‌شود که احساسات سرمایه‌گذاران تأثیر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها را بر بازدۀ آتی تقویت می‌کند. درواقع، برآوردها نشان‌دهندۀ آن است که احساسات خوش‌بینانۀ شکل‌گرفته توسط سرمایه‌گذاران فردی به توضیح رابطۀ مثبت بین بازده مازاد و رتبه اعتباری کمک می‌کند.
در جدول (6) نتایج الگو‌های پژوهش براساس هر یک از ابعاد احساسات سرمایه‌گذاران به‌صورت جداگانه برآورد شده است.
جدول (۶) نتایج برآورد الگو‌های پژوهش براساس ابعاد احساسات سرمایه‌گذار (تعداد مشاهدات: 10790)
Table (6) Estimation results of research models based on dimensions of investor sentiments (number of observations: 10790)
|
متغیر |
نماد |
احساسات سرمایه‌گذار: شاخص قدرت نسبی (RSI) |
احساسات سرمایه‌گذار: شاخص خط روان‌شناسی (PSY) |
احساسات سرمایه‌گذار: شاخص حجم معاملات (VOL) |
احساسات سرمایه‌گذار: نرخ تعدیل‌شدۀ گردش سهام (ATR) |
|||||
|
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
|||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
**002/0 |
302/2 |
0003/0 |
259/0 |
0003/0 |
303/0 |
0002/0 |
154/0 |
|
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
**055/0- |
055/5- |
**187/0- |
410/11- |
**130/0- |
358/5- |
**246/0- |
348/4- |
|
|
رتبۀ اعتباری* احساسات |
EMS*BSID |
*002/0- |
686/1 |
**004/0 |
206/2 |
**009/0 |
251/3 |
**007/0 |
707/2 |
|
|
صرف بازدۀ بازار |
EXMKTRTRN |
**458/0 |
656/20 |
**400/0 |
291/17 |
**457/0 |
242/20 |
**451/0 |
655/19 |
|
|
رشد شرکت |
BTM |
**034/0 |
668/5 |
**029/0 |
920/4 |
**024/0 |
105/4 |
**028/0 |
821/4 |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
*002/0 |
940/1 |
002/0 |
472/1 |
001/0 |
455/0 |
**003/0 |
380/2 |
|
|
ضریب ثابت |
C |
011/0- |
571/0- |
**104/0 |
670/4 |
035/0 |
442/1 |
**090/0 |
458/2 |
|
|
نوع الگو |
الگوی دادۀ ترکیبی با اثرات تصادفی |
الگوی دادۀ ترکیبی با اثرات تصادفی |
الگوی دادۀ ترکیبی با اثرات تصادفی |
الگوی دادۀ ترکیبی با اثرات تصادفی |
||||||
|
آمارۀ F |
661/141 |
639/158 |
554/136 |
636/136 |
||||||
|
احتمال آمارۀ F |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
||||||
|
ضریب تعیین |
073/0 |
081/0 |
071/0 |
071/0 |
||||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
073/0 |
081/0 |
070/0 |
070/0 |
||||||
|
متغیر |
نماد |
احساسات سرمایه‌گذار: شاخص قدرت نسبی (RSI) |
احساسات سرمایه‌گذار: شاخص خط روان‌شناسی (PSY) |
احساسات سرمایه‌گذار: شاخص حجم معاملات (VOL) |
احساسات سرمایه‌گذار: نرخ تعدیل‌شدۀ گردش سهام (ATR) |
|||||
|
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
|
|
|
|
|||
|
رتبۀ اعتباری شرکت‌ها |
EMS |
**002/0 |
832/2 |
001/0 |
935/0 |
0003/0 |
352/0 |
**025/0 |
218/3 |
|
|
احساسات سرمایه‌گذاران |
BSID |
**044/0- |
268/4- |
**177/0- |
647/12- |
**119/0- |
123/5- |
090/0 |
877/0 |
|
|
رتبۀ اعتباری* احساسات |
EMS*BSID |
002/0 |
613/1 |
**003/0 |
325/2 |
**008/0 |
883/2 |
**038/0- |
799/2- |
|
|
صرف بازدۀ بازار |
EXMKTRTRN |
**485/0 |
049/24 |
**416/0 |
270/20 |
**485/0 |
019/21 |
**475/0 |
929/22 |
|
|
عامل اندازه |
SMB |
**133/0 |
340/3 |
*074/0 |
882/1 |
**129/0 |
853/2 |
**123/0 |
062/3 |
|
|
عامل ارزش |
HML |
**116/0- |
426/5- |
**128/0- |
789/5- |
**112/0- |
154/4- |
**125/0- |
777/5- |
|
|
عامل تمایل به عملکرد گذشته |
MOM |
**047/0- |
037/2- |
**060/ |
630/2- |
**052/0- |
105/2- |
**046/0- |
012/2- |
|
|
ضریب ثابت |
C |
**027/0 |
159/5 |
**133/0 |
591/13 |
**046/0 |
111/5 |
053/0- |
899/0- |
|
|
نوع الگو |
دادۀ تلفیقی |
دادۀ تلفیقی |
دادۀ تلفیقی |
دادۀ تلفیقی |
||||||
|
آمارۀ F |
007/132 |
346/150 |
508/130 |
467/131 |
||||||
|
احتمال آمارۀ F |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
||||||
|
ضریب تعیین |
079/0 |
089/0 |
078/0 |
079/0 |
||||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
078/0 |
088/0 |
078/0 |
078/0 |
||||||
** و * به‌ترتیب معناداری در سطح اطمینان ۹۵ درصد و ۹۰ درصد. BSID در هر یک از الگو‌ها براساس هر یک از ابعاد برآورد شده است
براساس نتایج جدول (۶) مشاهده می‌شود که در هر دو الگو و در تمامی ابعاد مختلف احساسات سرمایه‌گذاران، الگو‌ها در حالت کلی معنادار هستند. با بررسی اثرات تعاملی احساسات سرمایه‌گذاران و رتبۀ اعتباری شرکت‌ها مشاهده می‌شود که ضریب مدنظر در بخش اول در تمامی الگو‌ها مثبت و معنادار است که نشان‌دهندۀ آن است که احساسات خوش‌بینانۀ شکل‌گرفته توسط سرمایه‌گذاران فردی به توضیح رابطۀ مثبت بین بازدۀ مازاد و رتبۀ اعتباری کمک می‌کند. به همین ترتیب در بخش دوم جدول (6) نتایج اثرات تعاملی احساسات سرمایه‌گذاران و رتبۀ اعتباری شرکت‌ها به‌جز شاخص قدرت نسبی براساس سه شاخص دیگر معنادار بوده و تأیید‌کنندۀ نتایج است؛ بنابراین اظهار می‌شود که احساسات سرمایه‌گذاران نقش تعدیلگر در رابطۀ رتبۀ اعتباری شرکت‌ها و بازدۀ مازاد آتی سهام دارد.
نتیجه‌گیری و پیشنهادها
سرمایه‌گذاران از سرمایه‌گذاری‌هایی که ریسک بیشتری دارند، انتظار بازدۀ بیشتری دارند؛ با این حال، شواهد تجربی برخلاف این فرضیه است. از آنجایی که نظریه و شواهد تجربی با یکدیگر تناقض دارند، بسیاری از این معما به‌عنوان پازل ریسک پریشانی مالی یاد می‌کنند. علت چنین تناقض‌هایی براساس احساسات سرمایه‌گذاران قابل‌توجیه است و باید اثرات تعاملی احساسات سرمایه‌گذار و رتبۀ اعتباری بر بازدۀ سهام بررسی شود؛ بنابراین این پژوهش به‌دنبال بررسی چنین مسئله‌ای بوده است.
نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که افزایش رتبۀ اعتباری شرکت‌ها به افزایش بازدۀ آتی سهام منجر خواهد شد. این نتایج با زمینۀ نظری «ریسک بیشتر همراه با بازدۀ بیشتر است» مخالف است. درواقع، این‌طور استدلال می‌شود که سهام با رتبۀ اعتباری پایین به این دلیل معامله می‌شوند که سرمایه‌گذاران خرد طرفدار سهام با ماهیت سفته‌بازی هستند (یعنی سهامی که شانس بازدۀ مازاد فوق‌العاده‌ای دارند). سرمایه‌گذاران خرد به دلیل آنکه این سهام را برای اهداف سفته‌بازی خریداری می‌کنند، آنها را بیشازحد قیمت‌گذاری می‌کنند؛ اما پس از افزایش بازده، طی سال‌های آتی بازده کاهش خواهد یافت و قیمت‌ها به ارزش واقعی خود باز می‌گردند؛ بنابراین دلیل چنین ارتباطی باید در احساسات سرمایه‌گذاران خرد جستجو شود. در این راستا، کوئلیو و همکاران (2014)، آلدرج (2020) و نیاپور و مسعودی (2016) نیز نتایج به‌نسبت مشابهی به دست آوردند.
در راستای بخش اول نتایج و با بررسی اثرات تعاملی رتبۀ اعتباری شرکت‌ها و احساسات سرمایه‌گذاران مشاهده شد که احساسات سرمایه‌گذاران تأثیر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها را بر بازدۀ آتی تقویت می‌کند. درواقع، برآوردها نشان‌دهندۀ آن است که احساسات خوش‌بینانۀ شکل‌گرفته توسط سرمایه‌گذاران فردی به توضیح رابطۀ مثبت بین بازدۀ مازاد و رتبۀ اعتباری کمک می‌کند. این نتایج با بررسی هر یک از ابعاد احساسات سرمایه‌گذاران نیز تأیید شد؛ بنابراین این فرضیه که احساسات سرمایه‌گذاران دلیل رابطۀ مثبت (منفی) رتبۀ اعتباری (ریسک اعتباری) و بازدۀ آتی سهام است، تأیید می‌شود. در این راستا، لی و همکاران (2022) نیز بر همین مسئله تأکید کردند.
با بررسی فرضیۀ اول براساس نتایج به‌دست‌آمده، یکی از جنبه‌های مجهول ارتباط رتبۀ اعتباری و بازدۀ آتی مازاد سهام شناسایی شد؛ درنتیجه سرمایه‌گذاران باید به چنین مسائلی توجه داشته باشند و این نکته را بدانند که سهام با ریسک اعتباری زیاد به بازدۀ پایین‌تر طی دوره‌های آتی منتج خواهد شد. در این راستا، به دلیل آنکه سرمایه‌گذاران خرد فاقد اطلاعات و مهارت‌های لازم برای پوشش صحیح ریسک اعتباری هر شرکت هستند، پیشنهاد می‌شود که سازمان بورس اوراق بهادار رتبۀ اعتباری شرکت‌ها را در سطح شرکتی تعیین کند (همانندی رنگ‌بندی بازار پایه).
علاوه بر این، مطابق با فرضیۀ دوم، تحلیلگران باید به نقش احساسات سرمایه‌گذاران بر رابطۀ رتبۀ اعتباری شرکت و بازدۀ آتی مازاد سهام توجه کنند؛ زیرا نتایج در تمامی سطوح احساسات پایین تا بالا همچنان پابرجاست. می‌توان به رسانه‌های عمومی به‌خصوص رسانه‌هایی که عموم مردم با آنها بیشتر ارتباط دارند، مانند تلوزیون، اینستاگرام و تلگرام پیشنهاد کرد که مطالب آموزشی بیشتری درخصوص سرمایه‌گذاری در بورس ارائه دهند و افراد را از نحوۀ بهره‌برداری اطلاعات بنیادین و خاص شرکت‌ها به‌صورت شفاف آگاه کنند تا رفتار احساسی در بورس کمتر اتفاق افتد.
به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود، تأثیر شاخص‌های احساسات سرمایه‌گذاران را در دوره‌های ریزش بورس اوراق بهادار مانند سال ۱۳۹3 و ۱۳۹9 بررسی و مشابهت و تفاوت‌های هر دوره را تشریح کنند تا با آگاه‌کردن سرمایه‌گذاران مانع تکرار زیان ناشی از رفتار احساسی سرمایه‌گذاران شوند و شاخص احساسات سرمایه‌گذاران را در دورۀ صعود و نزول نرخ ارز و طلا نیز بررسی کنند.
گفتنی است، دادهای مورد آزمایش این پژوهش، ماهانه بوده است. این در حالی است که دسترسی و جمع‌آوری اطلاعات ماهانۀ شرکت‌ها دشوار است. به‌علاوه، در شرکت‌های اروپایی رتبۀ اعتباری سهام شرکت‌ها سالانه مشخص می‌شود؛ اما در ایران این رتبۀ اعتباری وجود ندارد؛ بنابراین این امر یک محدودیت برای گردآوری داده‌ها به شمار می‌رود؛ با این حال، این پژوهش با محدودیت زیادی مواجه نبوده است.
[1]. Campbell et al
[2]. Da & Gao
[3]. financial distress risk puzzle
[4]. Yu & Yuan
[5]. Ung et al
[6]. Wang
[7]. Wang, W., & Duxbury
[8]. Standard and Poor’s credit ratings
[9]. Miller
[10]. Dichev and Piotroski
[11]. Moody’s credit ratings
[12]. Conrad et al
[13]. Keynes
[14]. De Long et al.
[15]. Barberis
[16]. Keynes
[17]. Kumar & Lee
[18]. buy–sell imbalance (BSI)
[19]. Yang and Zhang
[20]. Stambaugh et al
[21]. Yu and Yuan
[22]. Apergis and Rehman
[23]. Bi and Zhu
[24]. Garlappi et al.
[25]. Chen & Zhang
[26]. Artmann
[27]. Fama & French
[28]. Carhart
[29]. kim & Ha
[30]. Yang & Zhou
[31]. Yang & Gao
[32]. Brown & Cliff
)