• صفحه اصلی
  • الگوی تبیین‌کننده کارایی اطلاعاتی قیمت سهام بر اساس انواع رویکردهای سرعت تعدیل قیمت سهام
کد مقاله : FAAR-2305-3658 (R1) بازدید : 142 PDF XML

نوع مقاله: پژوهشی

الگوی تبیین‌کننده کارایی اطلاعاتی قیمت سهام بر اساس انواع رویکردهای سرعت تعدیل قیمت سهام

محمد نقی زاده آیدنلو 1 (دانشجوی دکتری، گروه حسابداری، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران.) یونس باد آور نهندی 2 (دانشیار، گروه حسابداری، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران.)
رسول برادران حسن زاده 3 (دانشیار، گروه حسابداری، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران.) علی اصغر متقی 4 (استادیار، گروه حسابداری، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران.)

تاریخ ارسال : 1402/02/19 تاریخ تایید : 1402/11/15

کلید واژه: سرعت تعدیل قیمت سهام, همزمانی قیمت سهام, ارزش ذاتی سهام, کارایی اطلاعاتی قیمت سهام, اطلاعات خاص شرکتی,

چکیده مقاله :

آگاهی از کارایی اطلاعاتی در بازارهای سهام و سرعتی که بازارهای سهام با آن جریان اطلاعات را در قیمت دارایی‌ها ترکیب می‌کنند برای ذینفعان اهمیت فراوانی دارد. مطالعه حاضر با هدف شناسایی و تبیین عوامل مؤثر بر کارایی اطلاعاتی قیمت سهام به بررسی کارایی قیمت سهام و ارائه الگوی تبیین‌کننده برای آن در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1390 - 1400 انجام گرفته است. برای این منظور با مطالعه عمیق ادبیات خارجی و داخلی موجود و نظرخواهی از خبرگان، تعداد 65 متغیر شناسایی گردید و مطابق نظر خبرگان در 12 گروه (متغیرهای اقتصادی، صنعت، کیفیت اطلاعات مالی، ریسک، بازار، حاکمیت شرکتی، نظارتی، سیاسی، مدیریتی، عملکردی، محدودیت مالی و استراتژی‌های شرکت) طبقه‌بندی گردید. برای اندازه‌گیری کارایی اطلاعاتی قیمت سهام از سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی، واکنش به اطلاعات عمومی بازار و اطلاعات خاص شرکتی استفاده شده است. جهت شناسایی متغیرهای تأثیرگذار و ارائه الگوی تبیین‌کننده کارایی اطلاعاتی قیمت سهام از روش تحلیل مسیر در نرم‌افزار M_PLUS استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد، الگوهای مبتنی بر رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی به ترتیب از توان تبیین 64 و 52 درصد برخوردار هستند. الگوی مبتنی بر رویکرد سرعت تعدیل در واکنش به اطلاعات عمومی بازار و الگوی مبتنی بر رویکرد سرعت تعدیل به اطلاعات خاص شرکتی به ترتیب دارای توان تبیین 74 و 64 درصد می‌باشند. پژوهش حاضر با کسب شناخت از عوامل تبیین‌کننده ابعاد مختلف کارایی اطلاعاتی قیمت سهام، گام مهمی برای کمک به بهبود سطح کارایی بازار سهام کشور محسوب می‌شود.

چکیده انگلیسی :

Knowing the information efficiency in stock markets and the speed with which stock markets incorporate information flow into asset prices is very important for stakeholders. The present study tried identifying and explaining the factors affecting the information efficiency of stock prices, investigating the efficiency of stock prices and providing an explanatory model for it in the Tehran Stock Exchange since 2011 to 2021. So, by investigating the literature reviews and analyzing experts’ perspectives, 65 variables were identified, and classified into 12 groups (economic variables, industry, quality of financial information, risk, market, corporate governance, regulatory, political, managerial, functional, financial limitation and company strategies). To measure the information efficiency of the stock price, the speed of the stock price adjustment in reaching the intrinsic value, the reaction to the general market information and the specific company information have been used. To identify the influential variables and provide a model explaining the efficiency of stock price information, the path analysis method was used in M_PLUS software. The models based on the stock price adjustment speed approach in reaching the intrinsic value had the explanatory power of 64 and 52 percent. The model based on the adjustment speed approach in response to general market information and the model based on the adjustment speed approach to company-specific information have an explanatory power of 74 and 64 percent. The current research, is considered an important step to help improve the level of efficiency of the country's stock market.

منابع و مأخذ:
متن کامل:


الگوی تبیین‌کننده کارایی اطلاعاتی قیمت سهام
بر اساس انواع رویکردهای سرعت تعدیل قیمت سهام

 

چکیده

آگاهی از کارایی اطلاعاتی در بازارهای سهام و سرعتی که بازارهای سهام با آن جریان اطلاعات را در قیمت دارایی‌ها ترکیب می‌کنند برای ذینفعان اهمیت فراوانی دارد. مطالعه حاضر با هدف شناسایی و تبیین عوامل مؤثر بر کارایی اطلاعاتی قیمت سهام به بررسی کارایی قیمت سهام و ارائه الگوی تبیین‌کننده برای آن در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1390 - 1400 انجام گرفته است. برای این منظور با مطالعه عمیق ادبیات خارجی و داخلی موجود و نظرخواهی از خبرگان، تعداد 65 متغیر شناسایی گردید و مطابق نظر خبرگان در 12 گروه (متغیرهای اقتصادی، صنعت، کیفیت اطلاعات مالی، ریسک، بازار، حاکمیت شرکتی، نظارتی، سیاسی، مدیریتی، عملکردی، محدودیت مالی و استراتژی‌های شرکت) طبقه‌بندی گردید. برای اندازه‌گیری کارایی اطلاعاتی قیمت سهام از سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی، واکنش به اطلاعات عمومی بازار و اطلاعات خاص شرکتی استفاده شده است. جهت شناسایی متغیرهای تأثیرگذار و ارائه الگوی تبیین‌کننده کارایی اطلاعاتی قیمت سهام از روش تحلیل مسیر در نرم‌افزار M_PLUS استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد، الگوهای مبتنی بر رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی به ترتیب از توان تبیین 64 و 52 درصد برخوردار هستند. الگوی مبتنی بر رویکرد سرعت تعدیل در واکنش به اطلاعات عمومی بازار و الگوی مبتنی بر رویکرد سرعت تعدیل به اطلاعات خاص شرکتی به ترتیب دارای توان تبیین 74 و 64 درصد می‌باشند. پژوهش حاضر با کسب شناخت از عوامل تبیین‌کننده ابعاد مختلف کارایی اطلاعاتی قیمت سهام، گام مهمی برای کمک به بهبود سطح کارایی بازار سهام کشور محسوب می‌شود.

 

واژگان کلیدی: کارایی اطلاعاتی قیمت سهام، سرعت تعدیل قیمت سهام، ارزش ذاتی سهام، همزمانی قیمت سهام، اطلاعات خاص شرکتی.

 

1-       مقدمه1

آگاهی از کارایی بازار در بازارهای سهام و سرعتی که بازارهای سهام با آن جریان اطلاعات را در قیمت دارایی‌ها ترکیب می‌کنند برای سرمایه‌گذاران، تدوین‌کنندگان مقررات و سیاست‌گذاران اهمیت دارد. فرضیه کارایی بازار سرمایه به فرآیند تعدیل آنی قیمت و بی‌طرفانه در نتیجه جریان اطلاعاتی که بلافاصله در قیمت‌ها منعکس می‌شود اشاره دارد. در عمل زمان لازم است تا یک بازار اطلاعات جدید را در قیمت دارایی بگنجاند. از دیدگاه سرمایه‌گذاران، این زمان فرصتی را برای آن‌ها فراهم می‌کند تا از آن برای سود موقت استفاده کنند و در نتیجه بازار را به سمت کارایی سوق دهند. بنابراین سرعت تعدیل قیمت در بازارها به دلیل کاربردهای عملی آن، جای بحث دارد. تعدادی از مطالعات، سرعت تعدیل قیمت‌ها را به‌طورکلی و یا بدون اشاره به رویداد خاصی مورد بررسی قرار دادند. مطالعاتی که مختص رویدادها یا انتشار خبرهای هستند، مطالعات رویدادی نامیده می‌شوند که با مطالعات اولیه فاما و همکاران2 (1969) مطرح شدند و سپس در ادبیات مالی و حسابداری سرعت تعدیل قیمت‌ها با توجه به رویدادهای مختلف مورد بررسی قرار گرفتند (بوس و گرین3، 2002؛ چوردیه و همکاران4، 2005؛ روبریدو و همکاران5، 2013). مشکل روش مطالعه رویدادی در این است که به رویدادهای خاص مربوط می‌شود و بررسی نمی‌کند که آیا سرعت تعدیل قیمت مشابه آنچه پس از رسیدن سایر اطلاعات جدید اتفاق می‌افتد یا خیر (جنینگ و استارکس6، 1986؛ وودراف و سنچاک7، 1988). این احتمال وجود دارد که میزان و یا سرعت تعدیل قیمت با انواع مختلف اطلاعات در بازارهای مختلف مطابقت داشته باشد. همچنین تعدیل قیمت برای برخی اطلاعات مورد انتظار با اطلاعات غیرمنتظره متفاوت خواهد بود. سرعت تعدیل قیمت سهام یک موضوع ثابت نیست و باید در چارچوب پویا درک شود. در این پژوهش سرعت تعدیل قیمت سهام بدون ارجاع به رویدادهای خاصی مانند اخبار سود سهام، اعلان‌های سود، اطلاعات کلان اقتصادی و ... بررسی می‌شود. برای این منظور به تخمین گرهایی نیاز داشتیم که تمام جریان اطلاعات را به‌صورت گروهی منعکس کرده و حالت تصادفی به میزان تأثیر متغیرها ارائه نماید تا حالت ثابت. لذا با استفاده از فرا تحلیل مبتنی بر نتیجه، مطالعات صورت گرفته در داخل و خارج از کشور بررسی شد و ضمن بهره‌گیری از مطالعات قبلی، نظرات خبرگان تعیین کننده تحکیم مبانی نظری پژوهش می‌باشد. از طرفی متغیرهای تبیین شونده پژوهش همزمان در سه رویکرد سرعت تعدیل به ارزش ذاتی، به اطلاعات بازار و شرکت مورد آزمون قرار می‌گیرد تا با ارائه الگویی از ابعاد مختلف فرآیند اطلاعاتی، شرکت و بازار به این مهم نگریسته شود و بتواند اطلاعات قابل مقایسه و مفیدتری را جهت تصمیم‌گیری در اختیار ذینفعان قرار دهد.

2-       مبانی نظری و مروری بر پیشینه پژوهش

کارایی بازار یک متغیر پنهان است، یعنی نمی‌توان آن را به‌طور مستقیم مشاهده کرد اما می‌توان آن را از متغیرهای قابل‌مشاهده استنباط کرد (پائولو8، 2022). تئوری بازار کارا ادعا می‌کند که قیمت سهام به‌طور مداوم تمام اطلاعات موجود در را در فرآیندهای کشف قیمت ترکیب کرده و بلافاصله به‌صورت تصادفی و غیرقابل پیش‌بینی و بدون هیچ‌گونه روند قابل‌شناسایی حرکت می‌کند (دیویس9، 2006؛ فاما10، 1965). از طرفی در دنیایی با اصطکاک بازار که در آن اطلاعات پرهزینه است و هزینه‌های مبادله وجود دارد، بازارها نمی‌توانند از نظر اطلاعاتی کاملاً کارآمد باشند(پائولو، 2022). در یک بازار کارآمد، این تعدیل اطلاعات جدید به دلیل رقابت زیاد به‌قدری سریع و پیوسته اتفاق می‌افتد که قیمت‌های واقعی دارایی‌ها همه اطلاعات جدید موجود را فوراً منعکس می‌کند. از این‌رو هیچ آربیتراژی در آن وجود ندارد و نمی‌توان پیشرفت آتی آن را به شیوه‌ای عقلایی پیش‌بینی کرد (مالکیل11، 1999). از طرفی با توجه به اینکه بسیاری از بازارها در افق‌های زمانی مختلف به کارایی نزدیک بوده‌اند، یک سؤال طبیعی در مورد سرعت تعدیل قیمت مطرح می‌شود. بررسی برای یافتن سرعت تعدیل قیمت سهام چه پیامدهای مهمی برای معامله گران مالی، سرمایه‌گذاران و اقتصاد به‌عنوان یک کل دارد؟ محققان و سرمایه‌گذاران به دنبال یافتن شواهدی هستند که می‌تواند به‌طور سودآور برای به دست آوردن منافع اقتصادی بیشتر مورد بهره‌برداری قرار گیرد. در این راستا رویکردهایی مطرح شد از جمله مفهوم کارایی ضعیف بازار توسط فاما در سال 1970 و یا تأخیر در پیوستن بازار به قیمت ها توسط هو ماسکویتز 12(2005) و ضریب تعدیل جزئی آمیهود و مندلسون13 (1987) که بطور معمول خطاهای قیمت گذاری را نسبت به کارایی بازار یا سرعتی که با آن قیمت ها به یک تعادل جدید همراستا شوندد. مطالعات قبلی از جمله دان و همکاران14 (1977) و کراوس و استول15 (1972)، پیشنهاد کردند که تعدیل قیمت سهام با اطلاعات جدید بسیار سریع است اگرچه نه به‌صورت آنی. در مقابل شواهدی مبنی بر تأخیر تعدیل روزانه قیمت‌ها به دنبال جریان اخبار وجود دارد (هاسبورک و هو16، 1977؛ پاتیل و ولفسان17، 1984؛ وودراف و سنچاک، 1988). دو مطالعه اول از گزارش‌های سود استفاده کردند در حالی که از همبستگی سریالی برای به دست آوردن این نتیجه استفاده کرد. در ادبیات اندازه‌گیری سرعت تعدیل قیمت اختلاف‌نظرهای قابل‌توجهی وجود دارد. اکثر مطالعات در این زمینه با استفاده از نظریه‌های مختلف، مجموعه داده‌های مختلف، مسئله را از زوایای مختلف مورد بررسی قرار داده‌اند. ایده تعدیل قیمت دارایی با اطلاعات توسط گراسمن18 (1976) و گراسمن و استیگلیتز19 (1980) به‌طور رسمی و به‌صورت نظری توسعه یافت. آن‌ها استدلال کردند که قیمت‌های بازار به دلیل هزینه اطلاعات، تمام اطلاعات موجود را منعکس یا ترکیب نمی‌کند. بنابراین سرمایه‌گذاران آگاه با بهره‌گیری از انحرافات قیمت از ارزش‌های بنیادی، بازده بیشتری کسب می‌کنند. کورنل و رول20 (1981)، نیز با استفاده از مدلی که از زیست‌شناسی تکاملی به عاریه گرفته‌شده است، از این استدلال حمایت کردند. کاپلند21 (1976)، یک مدل نظری را ارائه کرد تا استدلال کند که قیمت‌ها به اطلاعات جدید به حجم معاملات و چولگی مثبت آن بستگی دارد. بعدها هیلمر و یو22 (1979)، استدلال کردند که سرمایه‌گذاران و آرابیتراژورها بازار را از نزدیک دنبال کنند و موقعیت خود را در یک تجارت تغییر ندهند مگر اینکه به‌اندازه کافی از امکان کسب مزیت اقتصادی سریع متقاعد شوند. از این‌رو قیمت‌ها سریع اطلاعات جدید را در بر نمی‌گیرند. علاوه بر این چاکرابارتی و رول23 (1999) با استفاده از چارچوب معامله گران دوران منطق بیزی، مدل متفاوتی را ارائه دادند. شبیه‌سازی مدل آن‌ها نشان داد که وقتی آربیتراژورها به یکدیگر واکنش نشان می‌دهند، قیمت‌های بازار با اطلاعات جدید بسیار سریع تعدیل می‌شوند.

داموداران24 (1993)، یک مدل ساده از فرآیندهای بازده روزانه برای تخمین ضرایب خاص شرکت برای تعدیل قیمت ارائه داد. مطالعه او تحقیقات قبلی را به چالش کشید و نشان داد که قیمت سهام ممکن است حتی چند روز برای تعدیل، زمان ببرد. بریسلی و تئوبالد25 (1996)، اصلاحاتی را در مدل داموداران انجام دادند اما اصلاح آن‌ها نتیجه‌گیری اساسی مطالعه داموداران را تغییر نداد. تئودبالد و یالوپ26 (2004)، ادعا کردند که مدل تخمینی سرعت تعدیل آن‌ها که بر اساس عینیت قیمت و واکنش‌های بیش از حد ایجاد شده و بهتر از مدل تخمینی داموداران (1993)، خواهد بود. در مطالعه دیگری تئودبالد و یالوپ (2005)، چارچوبی مبتنی بر نوسانات روزانه برای بررسی سرعت تعدیل شاخص سهام بریتانیا استفاده کردند. آن‌ها استدلال کردند که با ادامه تجارت و کشف اطلاعات در طول روز، تعدیل کامل قیمت‌ها باید سرعت پارامتر تعدیل را به یکپارچگی نزدیک‌تر کند. همچنین در این مدل سرعت تعدیل از منظر تغییر در نوسانات نیز بررسی شده است. با این حال نوسانات روزانه در نظر گرفته نمی‌شود اما مدل پیشنهادی استدلال مشابهی را ارائه می‌دهد که از مقادیر شدید روزانه استفاده می‌کنند تا زمانی که قیمت سهام به ارزش‌های بنیادی خود برسد، تغییرات متوالی قیمت جهش‌هایی را نشان می‌دهد و یک مسیر تصادفی را دنبال می‌کند. در نقطه کارایی، تغییرات تقریباً مداوم است و بنابراین تا زمانی که اطلاعات جدید به دست نیاید، جهش‌ها بعید است. یک فرآیند تعدیل کامل باید اندازه‌گیری ما را به یک نزدیک کند. در قرن 21 بازارهای نوظهور محرک‌های اصلی رشد جهانی بوده‌اند و توجه محققان را از سراسر جهان برای مطالعه کارایی بازار سهام به خود جلب کرده‌اند. تعدیل قیمت‌ها با اطلاعات جدید نمی‌تواند به‌صورت آنی و یا سریع اتفاق بیفتد. بازار برای تطبیق با هر اطلاعاتی زمان می‌برند و قیمت‌ها منعکس‌کننده اصلی ارزش‌های واقعی هستند. اعتقاد بر این است که بازارهای نوظهور از نظر زمان صرف شده برای رسیدن به کارایی کامل عقب هستند. این فاصله زمانی تا حد زیادی به بلوغ بازار، سطح نقدینگی و در دسترس بودن عمومی اطلاعات برای همه عوامل بازار بستگی دارد. حال در کشوری مثل ایران که بازار سرمایه آن به‌عنوان یک بازار نوپا مطرح هست و با شرایط تحریمی روبرو هست، انتظار بر این است عوامل مختلف درون و برون‌سازمانی بر سرعت تعدیل قیمت سهام آن‌ها تأثیرگذار باشد. در این راستا پژوهش حاضر سعی دارد، الگویی را با در نظر گرفتن شرایط محیطی ایران برای تبیین کارایی قیمت سهام با رویکرد سرعت تعدیل قیمت ارائه نماید.

2-1- پیشینه تجربی پژوهش

هیتت و همکاران27 (2023)، در مطالعه‌ای پیمایشی به بررسی تکنیک های انتخاب و استخراج ویژگی برای پیش‌بینی بازار سهام پرداختند و به این نتیجه دست یافتند که معیارهای همبستگی، درخت تصادفی، تجزیه و تحلیل مؤلفه اصلی و رمزگذاری خودکار پرکاربردترین انتخاب و استخراج ویژگی‌های پیش‌بینی در بازار سهام می‌باشد. عطیف و همکاران28 (2022)، ارتباط بین بازده سهام و تغییرات قیمت نفت را در کشورهای صادرکننده و وارد کننده نفت بررسی کردند و نتایج نشان داد که پس از سقوط قیمت نفت به دلیل همه‌گیری کرونا، وابستگی متقابل بین قیمت نفت و سهام افزایش یافت. بوسال و گوتام29 (2022)، به بررسی رابطه بلندمدت بین قیمت طلا و بورس اوراق بهادار نپال پرداختند و یافته‌های آن‌ها نشان داد که هیچ رابطه بلندمدت و میان‌مدت بین میانگین قیمت طلا و شاخص سهام نپال وجود ندارد. پائولو پریرا داسیلوا30 (2021)، در پژوهشی با عنوان ارتباط بین شاخص‌های کارایی بازار و ظرفیت قیمت سهام برای پیش‌بینی عملکرد اقتصادی آتی شرکت به این نتیجه رسیدند که ارتباط قوی بین میانگین امتیاز کارایی بازار و حساسیت بازده سهام با سودآوری آتی وجود دارد. روهماوانی و همکاران31 (2021)، به مطالعه تأثیر سه عامل نرخ ارز، قیمت نفت و قیمت طلا بر تلاطم‌های شاخص قیمت اندونزی پرداختند و نتایج نشان داد که طلا هیچ اثری بر تغییرات شاخص قیمت سهام اندونزی نداشت این در حالی بود که نفت دارای اثر منفی بر شاخص قیمت سهام بود. از طرفی دیگر نرخ ارز اثر مثبتی بر شاخص قیمت آن کشور نشان می‌داد. عالم32 (2020)، رابطه بین متغیرهای منتخب، تورم، نرخ بهره کوتاه‌مدت، عرضه پول، قیمت نفت خام و شوک‌های قیمت نفت را با قیمت سهام نشان دادند که یک رابطه تعادلی بلندمدت بین بازار سهام عربستان و متغیرهای انتخاب شده برای این مطالعه وجود دارد. به‌طور خلاصه او بین عرضه پول و بازار سهام رابطه مثبت یافت و رابطه بین تورم، نرخ بهره کوتاه‌مدت و قیمت نفت خام منفی به دست آمد. نورمن سی و تامرین33 (2020)، به تحلیل رابطه کوتاه‌مدت و بلندمدت بین پنج متغیر کلان اقتصادی مانند نرخ ارز، تورم، تولید ناخالص داخلی، نرخ SBI و عرضه پول بر شاخص قیمت سهام اندونزی به این نتیجه رسیدند که در کوتاه‌مدت، نرخ ارز، نرخ تورم، تولید ناخالص داخلی، نرخ SBI و عرضه پول بر شاخص قیمت سهام تأثیر ندارد. در بلندمدت نیز، نرخ ارز دارای تورم مثبت، نرخ SBI و عرضه پول است که بر شاخص قیمت سهام تأثیر منفی دارد اما تولید ناخالص داخلی تأثیر معناداری ندارد.

 پو و همکاران34 (2017)، اثر تنوع سازی جغرافیایی بر کارایی اطلاعاتی را مورد بررسی قرار دادند. آن‌ها از چهار شاخص تنوع سازی جغرافیایی برای به دست آوردن درجه تنوع سازی جغرافیایی شرکت استفاده نمودند و دریافتند که تنوع سازی جغرافیایی تأخیر قیمت سهام را افزایش داده و بنابراین کارایی اطلاعاتی را کاهش می­دهد. کیون و همکاران35 (2017)، به این نتیجه رسیدند که حجم معاملات رابطه مثبتی با معیارهای ابهام و توجه سرمایه­گذار دارد در حالی که با معیارهای نقدینگی رابطه منفی دارد. به­علاوه، اجزای حجم معاملات که با عدم اطمینان و نقدینگی در ارتباط هستند اثر مثبتی بر تأخیر در قیمت سهم دارد. در کل آن‌ها رابطه مثبتی بین حجم معاملات و تأخیر در قیمت سهام پیدا نمودند. ژانگ و همکاران36 (2017)، رابطه بین رقابت در بازار سرمایه و کارایی قیمت سهام را بررسی نمودند. نتایج آن‌ها نشان می­دهد که رابطه قوی بین رقابت در بازار سرمایه و کارایی قیمت سهام رابطه مثبتی وجود دارد. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که رقابت کارگزاران به دو صورت کارایی قیمت سهام را افزایش می­دهد. اول اینکه رقابت هزینه­های معامله را کاهش می­دهد. دوم اینکه کارگزاران ناآگاه از سفارش­های انجام شده به‌وسیله کارگزاران آگاه مطلع می­شوند. لی و همکاران37 (2017)، اثر فروش استقراضی بر نقدینگی و کارایی قیمت سهام را بررسی نمودند. نتایج آن‌ها نشان می­دهد که فروش استقراضی کارایی قیمت سهام و نقدینگی سهام را بهبود می­دهد.

داد و گیلبرت38 (2016)، رابطه بین تغییرات در عدم تقارن اطلاعاتی و کارایی اطلاعاتی سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس آمریکا را بررسی نمودند. آن‌ها به این نتیجه دست یافتند که پذیرفته شدن شرکت در چند بورس کیفیت محیط اطلاعاتی و کارایی سهام را در بازار سهام محل شرکت بهبود می‌دهد. آن‌ها همچنین نشان دادند که این بهبود مخصوصاً بعد از پذیرش قانون ساربنیز آکسلی اتفاق افتاده است. گارتون و همکاران39 (2016)، اظهار می‌کنند که رابطه ضعیفی بین کارایی بازار و کارایی اقتصادی که در آن قیمت سهام دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری زمانی که اطلاعات ارزش اجتماعی کمی داشته باشد وجود دارد. بنابراین، آن‌ها این رابطه را با توجه به گردش مدیران اجرایی ارشد بررسی نمودند. آن‌ها نشان دادند که وقتی نظارت هیأت مدیره بیشتر می‌شود محتوای اطلاعاتی قیمت سهام به‌طور منفی با نظارت هیأت مدیره در ارتباط است. همچنین نتایج آن‌ها نشان می‌دهد که قانون ساربنیز آکسلی در حالی که حاکمیت شرکتی را تقویت نموده است اثر منفی بر محتوای اطلاعاتی قیمت سهام مخصوصاً در شرکت‌هایی با ساختار سازمانی پیچیده دارد. کیم و همکاران40 (2016)، در پژوهشی با این عنوان آیا افشای رسانه­ای کارایی قیمت سهام را بهبود می­دهد و چرا؟ به نتایج زیر دست یافتند: وقتی پوشش رسانه­ای افزایش می­یابد 1- همزمانی قیمت سهام کاهش می­یابد. 2- احتمال معامله آگاهانه سهام افزایش می­یابد. 3- اندازه­ای که قیمت سهام از گام تصادفی منحرف می­شود کاهش می­یابد. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می­دهد که اثر رسانه بر کاهش همزمانی قیمت سهام، افزایش احتمال معامله آگاهانه و کاهش انحراف قیمت سهام از فرضیه گام تصادفی در استان­هایی که توسعه نهادی ضعیف­تر است بیشتر می‌باشد. یافته­های آن‌ها نشان می­دهد که رسانه می­تواند نقش جبرانی برای نهادهای راهبری توسعه‌نیافته در اقتصادهای گذرایی مثل چین ایفا کند. کاگینالپ و دیسانتس41 (2016)، بررسی نمودند که آیا کارایی قیمت سهام با افزایش حجم معاملات افزایش می­یابد یا نه؟ نتایج آن‌ها نشان داد که رابطه بین حجم معاملات و کارایی قیمت سهام غیرخطی است. کارایی قیمت سهام با افزایش حجم معاملات از حجم کم تا حجم نسبتاً بالا افزایش می­یابد اما با افزایش بیشتر کارایی قیمت کاهش می­یابد. لیم و همکاران42 (2016)، رابطه بین سهامداران خارجی و کارایی قیمت سهام را بررسی نمودند. نتایج آن‌ها نشان می­دهد که سهامداران خارجی باعث بهبود کارایی قیمت سهام تا سطحی از سهامداری می­شود. با این وجود، چنانچه سطح سهامداری خارجی از یک سطحی تجاوز نماید کارایی قیمت کاهش می‌یابد. چن و همکاران43 (2016)، اثر کیفیت حسابرسی بر تأخیر تعدیل قیمت سهام و اینکه آیا این تأثیر بین دو گروه شرکت چینی (شرکت­های دولتی و غیردولتی) متفاوت است را بررسی نمودند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که شرکت­هایی که مؤسسات بزرگ آن‌ها را حسابرسی می­کنند تأخیر قیمت سهام کمی دارند و این رابطه منفی برای شرکت­های دولتی ضعیف­تر از شرکت­های غیردولتی است. بنابراین، نتایج آن‌ها نشان می­دهد که کیفیت حسابرسی نقش مهمی در فرایند شکل­گیری قیمت سهام ایفا می­کند که در آن قیمت سهم تأخیر کمتری دارد و این نقش بین شرکت­هایی با ساختار مالکیت متفاوت فرق می­کند. بوش و آبرنبرگر44 (2016)، اثر بازخرید سهام بر کارایی قیمت سهام را بررسی نمودند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که بازخرید سهام کارایی قیمت سهام را افزایش و ریسک غیر سیستماتیک را کاهش می­دهد. هاو و همکاران45 (2015)، تأثیر معامله­گران نهادی خارجی بر کارایی قیمت سهام را مورد بررسی قرار دادند. آن‌ها نشان دادند که با وجود افزایش عمده معامله نهادی خارجی در کل بورس، کارایی اطلاعاتی قیمت بازار در واقع کاهش یافته است. بارینو46 (2014)، نشان دادند که حجم معاملات با چندین معیارهای جایگزین ریسک نقدینگی ارتباطی ندارد. در حالی که حجم معاملات با نقدینگی رابطه منفی دارد. وی عقیده دارد که حجم معاملات می­تواند به‌عنوان نمادی برای ابهام به‌خصوص شرکت و همچنین توجه سرمایه­گذار استفاده شود. با این وجود، اگر حجم معاملات نقدینگی یا توجه سرمایه­گذار را اندازه­گیری کند رابطه مثبت بین حجم معاملات و تأخیر در قیمت سهام مختلط است. با این وجود، مدل­های ساختار خرد بازار عنوان می­کند که ابهام بیشتر نقدینگی کمتر را به وجود می­آورد. کالن و همکاران47 (2013)، شواهد تجربی ارائه نمودند که در آن شرکت‌هایی با کیفیت حسابداری بالا تأخیر قیمت سهام کمتری دارند. بنابراین می‌تواند انتظار داشت که کیفیت حسابداری و حسابرسی بر تأخیر در قیمت سهام اثرگذار باشد. اصلان و همکاران48 (2011)، در پژوهشی با عنوان ویژگی­های شرکت و معاملات داخلی: کاربردهایی برای قیمت­گذاری دارایی‌ها به این نتیجه رسیدند که شرکت­های جوان­تر، شرکت­های کوچک­تر، شرکت­هایی با سهام داخلی بیشتر و شرکت­های با پوشش تحلیل­گر کمتر به‌احتمال بیشتری معاملات مبتنی بر اطلاعات داشته باشند. فریا و همکاران49 (2011)، رابطه بین ساختار هیأت مدیره و محتوای اطلاعاتی قیمت سهام را بررسی نمودند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که محتوای اطلاعاتی قیمت سهام نیاز برای هیأت مدیره را کاهش می­دهد و محتوای اطلاعاتی قیمت خارجی و حاکمیت شرکتی داخلی جایگزین یکدیگر هستند. لی50 (2011)، رابطه بین قابلیت خواندن گزارش­های اجباری فصلی و کارایی اطلاعاتی قیمت سهام را مورد بررسی قرار دادند. نتایج وی نشان می‌دهد که اطلاعات مربوط به سود بر قیمت سهام طی سه روز بعد از انتشار گزارش فصلی در شرکت‌هایی با گزارش­های طولانی و سخت اثر می­گذارد. شو51 (2007)، با بررسی تأثیر مالکیت نهادی بر کارایی قیمت سهام به این نتیجه رسید که مالکیت نهادی بر کارایی قیمت اثر معنی‌داری می‌گذارد. ابراهیم (1999)، رابطه بین متغیرهای اقتصادی کلان و قیمت سهام را مورد بررسی قرار داد. نتایج وی نشان می‌دهد که بین قیمت سهام و برخی متغیرهای اقتصادی کلان رابطه دو طرفه وجود دارد.

هوشمند نقابی و همکاران (1401)، در بررسی رابطه بازدهی سهام و نوسانات بازده با نقد شوندگی بازار سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره شیوع بیماری ویروس کرونا به این نتیجه دست یافتند، بین بازدهی سهام و نوسانات با نقد شوندگی بازار سهام در طی شیوع بیماری کرونا رابطه مستقیم معناداری وجود دارد. فدایی و زارع بهنمیری (1401)، به بررسی پیش‌بینی شوک منفی قیمت سهام با تأکید بر نسبت‌های مالی پرداختند و نتایج حاصل از RSME مدل‌های بررسی‌شده به ترتیب برای شوک دائم (الگوریتم ژنتیک)، شوک دائم (الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات)، شوک موقت (الگوریتم ژنتیک) و شوک موقت (الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات)، می‌باشد. RSME در شوک دائم بر اساس الگوریتم ژنتیک، بیشتر از RSME مدل شوک دائم بر اساس الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات می‌باشد. همچنین در مدل شوک موقت بر اساس الگوریتم ژنتیک RSME مدل، بیشتر از RSME مدل شوک موقت بر اساس الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات می‌باشد. خادم پور آرانی و همکاران (1401)، در مدل تلفیقی چند هدف و اقتصادسنجی جهت بهینه‌سازی پرتفوی به این نتیجه دست یافتند که وزن بهینه گروه‌هایی که واریانس کمتری دارند در سبد بهینه بیشتر است. ضمن اینکه تأثیر حذف مفهوم نقد شوندگی از مدل منجر به افزایش وزن صنایعی می‌شود که نقد شوندگی کمتری دارند و به همراه افزایش ریسک، بازده پرتفوی بهینه نیز در این حالت افزایش می‌یابد. همچنین با حذف محدودیت شاخص متنوع سازی شانون، نتایج خروجی نشان می‌دهند این محدودیت تقریباً تأثیری بر اوزان بهینه (حداقل در این مدل) نمی‌گذارد. غریب وند (1401)، در پژوهشی با عنوان پیش‌بینی قیمت سهام با استفاده از هوش مصنوعی به این نتیجه رسید که ANN ها بهترین روش برای پیش‌بینی قیمت سهام هستند و انتخاب پارامترهای ورودی صحیح به مجموعه ANN متشکل از پارامترهای اساسی مالی است که می‌تواند دقت پیش‌بینی قیمت سهام را بهبود بخشد. حمیدیان و قدمگاهی (1401)، در بررسی تأثیر افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی قیمت سهام و همزمانی بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران به این نتیجه رسیدند، رابطه معکوس بین افشای ریسک و همزمانی قیمت سهام وجود دارد که با افزایش افشای ریسک، همزمانی قیمت سهام کاهش می‌یابد. همچنین رابطه مستقیم بین افشای ریسک و محتوای اطلاعاتی قیمت سهام وجود دارد که با افزایش افشای ریسک، محتوای اطلاعاتی قیمت سهام افزایش می‌یابد. حاتم راد و همکاران (1401)، در پژوهشی با عنوان ارزیابی عوامل کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام با استفاده از رویکرد میانگین‌گیری بیزین به این نتیجه رسیدند که برای پیش‌بینی و ارزیابی شاخص قیمت سهام برای کشورهای واردکننده نفت، باید به سه متغیر شاخص نرخ ارز، شاخص قیمت مصرف‌کننده و رشد اقتصادی در مقایسه با سایر متغیرها اهمیت بیشتری داد، در حالی که برای کشورهای صادرکننده نفت، سه متغیر رشد پول گسترده، نرخ ارز و واردات مهم‌ترین متغیرهایی هستند که باید مورد توجه قرار گیرند. برای کشورهای واردکننده نفت از میان متغیرهای کلان مورد مطالعه قیمت نفت اوپک دارای رابطه کاملاً منفی با شاخص قیمت سهام آن کشورها هستند اما در کشورهای واردکننده نفت قیمت جهانی طلا با شاخص قیمت سهام در این کشورها رابطه‌ای کاملاً معکوس دارد. نبوی و باغانی (1400)، در بررسی کیفیت اطلاعات حسابداری بر روابط بین قدرت مدیران اجرایی برتر و کارایی قیمت سهام به این نتیجه رسیدند، قدرت مدیران اجرایی مشتمل بر مالکیت مدیریتی؛ دوگانگی نقش مدیرعامل و سهامداران کنترلی در تعامل کیفیت اطلاعات حسابداری بر کارایی قیمت سهام تأثیر معنادار دارد و با توجه به ضرایب مثبت شاخص مای قدرت مدیران اجرایی در تعامل کیفیت اطلاعات حسابداری، وجود رابطه‌ی مستقیم بین قدرت مدیران اجرایی در تعامل کیفیت اطلاعات حسابداری با کارایی قیمت سهام شرکت استنتاج می‌شود؛ لذا می‌توان گفت کیفیت اطلاعات حسابداری بر روابط بین قدرت مدیران اجرایی برتر و کارایی قیمت سهام به‌طور معناداری اثرگذار است. حسینی طالقانی و سپندارند (1400)، در بررسی تأثیر نوسانات سطح عمومی قیمت‌ها (نرخ تورم) بر قیمت سهام در شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران به این نتیجه دست یافتند که بین سال‌های 1375 تا 1383 و همچنین بین سال‌های 1391 تا 1398، نرخ تورم بر قیمت سهام تأثیر مثبت و معناداری دارد. اما بین سال‌های 1383 تا 1390 ارتباط معناداری مشاهده نگردید. حکمت و همکاران (1399)، در بررسی اطلاعات حسابداری و کارایی بازار سهام در سطح نیمه قوی بازار سرمایه پرداختند و نتایج حاکی از این بود که امکان کسب بازده اضافی غیرقابل تبیین توسط اندازه و ریسک سیستماتیک و انحراف قیمت‌های بازار از ارزش بنیادی است. لذا کارایی بازار سرمایه ایران در سطح نیمه قوی را نمی‌توان تأیید کرد. همچنین در میان 17 نسبت حسابداری مورد استفاده برای پیش‌بینی جهت تغییرات بازدهی، نسبت‌های تغییر در جمع دارایی‌ها، هزینه مالی به فروش، تغییر در سود نقدی هر سهم، تغییر در نسبت فروش به جمع دارایی‌ها، سود ناخالص به فروش و سود قبل از مالیات بیشترین دفعات معناداری مدل‌های برازش شده را دارند. بادآور نهندی و همکاران (1395)، در پژوهشی با عنوان تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر کارایی اطلاعاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نشان دادند که مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی بر کارایی اطلاعاتی تأثیر معکوسی دارد، اما سازوکارهای دیگر حاکمیت شرکتی مورد استفاده در این پژوهش ازجمله سهام شناور آزاد، استقلال اعضای هیأت مدیره و تمرکز مالکیت بر کارایی اطلاعاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر ندارند. افلاطونی (1395)، پژوهشی با عنوان تأثیر کیفیت گزارشگری مالی و متقارن نبودن اطلاعات بر واکنش تأخیری قیمت سهام مورد بررسی قرار دادند، یافته‌های پژوهش نشان داد که افزایش در کیفیت گزارشگری مالی و کاهش در میزان نامتقارن بودن اطلاعات، کاهش واکنش تأخیری قیمت سهام را به دنبال دارد. فغانی ماکرانی (1394)، در پژوهشی با عنوان بررسی میزان مربوط بودن ارزش دفتری، سود حسابداری و جریان وجه نقد با قیمت سهام به این نتیجه دست یافتند که مربوط بودن ارزش دفتری بیشتر از سود حسابداری و جریان‌های نقدی با قیمت سهام می‌باشد و این مربوط بودن باگذشت زمان کاهش می‌یابد، همچنین سود ده یا زیان ده بودن شرکت نیز با گذشت زمان، هیچ تأثیری بر روند مربوط بودن ترکیب همزمان ارزش دفتری و سود حسابداری و مربوط بودن ترکیب همزمان ارزش دفتری و جریان‌های نقدی در ارتباط با قیمت سهام نمی‌گذارد. افلاطونی (1393)، پژوهشی با عنوان بررسی رابطه بین عامل‌های ریسک تأخیر حسابداری و غیرحسابداری قیمت سهام با نوسانات صرف ریسک سال آتی انجام دادند و نتایج نشان می‌دهد در شرکت‌هایی که کیفیت گزارشگری بالاتر است و اطلاعات مالی به‌صورت بهنگام تری منتشر می‌شوند، سرعت عکس‌العمل قیمت سهام به اطلاعات منتشره بیشتر از سایر شرکت‌ها است و هر چه ریسک ناشی اجزای حسابداری و غیرحسابداری تأخیر قیمت سهام یک شرکت بیشتر باشند، صرف ریسک سال آتی شرکت نیز بیشتر است. این موضوع بدان معناست که سهامداران برای سرمایه‌گذاری در سهام شرکت‌هایی که واکنش تأخیری قیمت سهام آن‌ها بالاتر است، بازده بیشتری مطالبه می‌کنند. حساس یگانه و امیدی (1393)، پژوهشی با عنوان بررسی رابطه کیفیت اطلاعات حسابداری، تأخیر واکنش قیمت و بازدهی آتی سهام انجام دادند و نتایج نشان می‌دهد که کیفیت اقلام تعهدی با تأخیر واکنش قیمت سهام رابطه مستقیم و مربوط بودن با تأخیر واکنش سهام رابطه معکوس دارند. در این تحقیق بین پایداری سود و تأخیر واکنش سهام رابطه معناداری مشاهده نگردیده است. همچنین، در رابطه با فرضیه گروه دوم مشاهده گردید که تأخیر واکنش قیمت سهام قدرت تبیین بازده غیرعادی را ندارد. بحری ثالث و همکاران (1392)، در پژوهشی با عنوان ویژگی‌های هیأت مدیره و مربوط بودن اطلاعات حسابداری نشان دادند كه ویژگی‌های هیأت مدیره یعنی اندازه هیأت مدیره، استقلال هیأت مدیره، دوگانگی نقش مدیرعامل از رئیس هیأت مدیره و دانش مالی هیأت مدیره بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیر ندارد و ویژگی‌های هیأت مدیره از عوامل اصلی مؤثر بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری نیست. همچنین نتایج نشان می‌دهد كه بین اندازه موسسه حسابرسی و سودآوری شركت و مربوط بودن اطلاعات حسابداری رابطه معناداری وجود دارد و بین اهرم مالی شركت و اندازه شركت و مربوط بودن اطلاعات حسابداری رابطه معناداری وجود ندارد. رهنمای رودپشتی و همکاران (1391)، طی پژوهشی با عنوان بررسی کارایی اطلاعاتی و حباب عقلایی قیمت بورس اوراق بهادار تهران و زیر بخش‌های آن با استفاده از آزمون نسبت واریانس و آزمون پایایی قیمت- سود نشان دادند كه همبستگی بین متغیرهای مستقل با تغییرات ارزش سهام در همه سال‌های مورد مطالعه معنی‌دار نبوده و همبستگی در بین متغیرها با گذشت زمان بهبود نیافته است. مهرآذین و همکاران (1391)، در پژوهشی با عنوان شفافیت اطلاعات مالی و محتوای اطلاعاتی سود به این نتیجه رسیدن که در شرکت‌های شفاف‌تر، اطلاعات مرتبط با سود پیشاپیش در قیمت سهام لحاظ می‌شود. ازاین‌رو محتوای اطلاعاتی سود در این شرکت‌ها نسبت به دیگر شرکت‌ها کمتر است. مهرانی و همکاران (1391)، پژوهشی با عنوان رابطه بین مالکیت نهادی، تمرکز مالکیت نهادی و مربوط بودن ارزش اطلاعات حسابداری را انجام دادند و یافته‌های پژوهش نشان می‌دهند بین مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت نهادی با مربوط بودن ارزش اطلاعات حسابداری روابط معناداری وجود دارد، ولی جهت این روابط متفاوت است. افزایش مالکیت نهادی، مربوط بودن ارزش اطلاعات صورت سود و زیان را افزایش می‌دهد؛ ولی مربوط بودن ارزش اطلاعات ترازنامه‌ای را کاهش می‌دهد. این در حالی است که افزایش تمرکز مالکیت نهادی، کیفیت اطلاعات حسابداری مندرج در صورت سود و زیان و به‌تبع آن مربوط بودن ارزش اطلاعات صورت سود و زیان را کاهش داده است؛ ولی مربوط بودن ارزش اطلاعات مندرج در ترازنامه را افزایش می‌دهد. خدامی پور و محرمی (1391)، در پژوهشی با عنوان تأثیر افشای داوطلبانه بر مربوط بودن سود هر سهم به این نتیجه دست یافتند كه افشای داوطلبانه اثر معناداری بر مربوط بودن سود هر سهم ندارد. یك دلیل مهم برای این نتیجه‌گیری، می‌تواند ناتوانی سرمایه‌گذاران و سایر استفاده‌کنندگان از گزارش‌های مالی در استفاده از اطلاعات حسابداری افشا شده باشد. ستایش و ابراهیمی (1390)، پژوهشی با بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر محتوای اطلاعاتی سود انجام داده و نتایج نشان می‌دهد که محتوای اطلاعاتی سود با تمرکز مالکیت و مالکیت نهادی رابطه مثبت و معناداری دارد. در این پژوهش، شواهدی دال بر وجود رابطه معنادار بین متغیرهای مالکیت مدیریتی، مالکیت نهادی، مالکیت شرکتی، ترکیب هیأت مدیره و اندازه هیأت مدیره با محتوای اطلاعاتی سود یافت نشد. دارابی و مرادلو (1390)، در پژوهشی با عنوان بررسی رابطه بین شفافیت اطلاعات و محتوای اطلاعاتی سود حسابداری به این نتیجه رسیدند که عدم وجود رابطه مثبت بین شفافیت اطلاعات با محتوای اطلاعاتی سود حسابداری است. پورحیدری و همکاران (1389)، در پژوهشی با عنوان بررسی محتوای اطلاعاتی سود حسابداری با در نظر گرفتن میزان کارایی بازار نشان دادند، ناکارایی بازار بر روی محتوای اطلاعاتی سودهای آتی و جریان‌های نقدی عملیاتی آتی تأثیر منفی دارد و بر روی محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی آتی و سود جاری تأثیری ندارد. ایزدی نیا و دری سدره (1389)، در پژوهشی با عنوان محتوای اطلاعاتی جزء غیرعملیاتی سود حسابداری در رابطه با پیش‌بینی سود و ارزش‌گذاری حقوق صاحبان سهام به این نتیجه دست یافتند که جزء غیرعملیاتی سود حسابداری در رابطه با پیش‌بینی سود غیرعادی آتی و همچنین در رابطه با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت، دارای محتوای فزاینده اطلاعاتی است. علاوه بر این، جزء غیرعملیاتی سود حسابداری از ویژگی‌های "ارتباط با پیش‌بینی"،"ارتباط با ارزش" و "پیش‌بینی پذیری"برخوردار است. بالاخره، یافته‌های پژوهش حاکی از آن است که مطابق با پیش‌بینی اولسن، بین دو ویژگی اجزای سود؛ یعنی ارتباط با پیش‌بینی و ارتباط با ارزش، پیوند و رابطه وجود دارد.

3-       روش‌شناسی پژوهش

با توجه به اینکه، نتایج این پژوهش می‌تواند توسط سازمان بورس اوراق بهادار، سرمایه‌گذاران، شرکت‌ها، دانشگاه‌ها، سایر مراکز علمی- پژوهشی مورد استفاده قرار گیرد، از این‌رو، جزو پژوهش‌های کاربردی می‌باشد. از طرفی با بررسی ارتباط بین چند متغیر، در زمره تحقیقات همبستگی قرار دارد و از آنجا که جهت ارزیابی وضعیت موجود و تبیین آن از اطلاعات گذشته (پس از وقوع) بهره می‌برد، جزو تحقیقات پس رویدادی است. از لحاظ نوع استدلال در زمره پژوهش‌های استدلال استقرایی و از منظر تئوری جزو تئوری‌های اثباتی می‌باشد.

احصاء متغیرها و جمع‌آوری داده‌ها در سه مرحله به شرح زیر انجام گرفت:

مرحله اول؛ برای شناسایی متغیرهای اثرگذار، به بررسی مطالعات صورت گرفته در داخل و خارج از کشور تا آخر خردادماه سال 1401 اقدام گردید. نتایج اولیه با شناسایی و مطالعه 510 پژوهش (185 مطالعه خارجی و 325 مطالعه داخلی) صورت گرفت، سپس با تعیین متغیرهای تبیین‌کننده در قالب 83 متغیر و 14 گروه در اختیار خبرگان قرار گرفت.

مرحله دوم؛ متغیرهای شناسایی شده در مرحله اول، با نظرخواهی از 30 نفر از خبرگان مطابق با جدول 1 طی دو مرحله مجزا در گروه‌های مختلف طبقه‌بندی گردید و در اختیار خبرگان امر قرار گرفت تا از روایی آن اطمینان حاصل شود.

جدول 1- جمعیت شناسی مصاحبه شوندگان

مدرک تحصیلی

تعداد مصاحبه شوندگان

درصد تشکیل دهنده

جنسیت

تعداد مصاحبه شوندگان

درصد تشکیل دهنده

گروه

شرح

تعداد خبرگان

دکتری تخصصی 

26

66/86

آقا

24

00/80

1

اعضای هیأت علمی

24

کارشناسی ارشد

4

33/14

خانم

6

00/20

2

مدیران سازمان و شرکت بورس اوراق بهادار

6

جمع

30

00/100

جمع

30

00/100

جمع

30

با توجه به جدول 1، انتخاب خبرگان به‌صورت هدفمند و از اعضای هیأت علمی با درجه دانشیاری به بالا و دارای پژوهش و تجربه در زمینه بازار سرمایه و همچنین کارشناسان بازار سرمایه نیز شامل مدیران سازمان و شرکت بورس اوراق بهادار می‌باشد که نظرسنجی لازم صورت گرفت و 65 متغیر در قالب 12 گروه احصاء گردید.

مرحله سوم: جمع‌آوری اطلاعات شرکت‌ها با در نظر گرفتن شرایط زیر:

جدول 2- انتخاب نمونه بر اساس محدودیت‌های پژوهش

جامعه آماری در پایان سال 1400

316

کسر می‌شود: شرکت‌هایی که سال مالی آن‌ها منتهی به 29 اسفند نیست

(84)

 

کسر می‌شود: شرکت‌های سرمایه‌گذاری، بانک‌ها و بیمه‌ها

(42)

 

کسر می‌شود: شرکت‌های دارای توقف نماد بیش از 6 ماه

(26)

 

کسر می‌شود: شرکت‌های دارای تغییر سال مالی

(16)

 

کسر می‌شود: به دلیل محاسبات در سطح صنعت، صنایع کمتر از 5 شرکت

(18)

 

شرکت‌های حذف شده از جامعه آماری پژوهش

 

(186)

نمونه نهایی پژوهش

130

با توجه به اطلاعات جدول 2، برای انتخاب نمونه آماری از روش حذف سیستماتیک استفاده گردید و شرایطی برای شرکت‌ها در نظر گرفته شد. درنهایت 130 شرکت نمونه آماری پژوهش را بین سال‌های 1390 تا 1400 تشکیل دادند. لازم به توضیح است در اندازه‌گیری برخی متغیرها به اطلاعات حداقل 6 سال گذشته نیاز بود که در این حالت از اطلاعات 1385 تا 1400 نیز استفاده گردید.

تعریف عملیاتی متغیرها

نحوه اندازه‌گیری متغیرهای احصاء شده در پژوهش برای الگوسازی تبیین کارایی اطلاعاتی قیمت سهام به شرح جدول‌های 3 و 4 نشان داده می‌شود:

جدول 3- تعریف عملیاتی متغیرهای وابسته

متغیرهای تبیین شونده پژوهش در جدول 3، بر اساس مطالعات رهنمای رودپشتی و همکاران (1391) شناسایی و انتخاب گردید.

جدول 4- تعریف عملیاتی متغیرهای مستقل (تبیین‌کننده)

متغیر تبیین شونده

تعریف عملیاتی

سرعت تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل بلک)

 

 

 

 

 

: قیمت سهام در پایان دوره

: ارزش ذاتی سهام در پایان دوره

: عبارت اخلال مدل در پایان دوره که مبنای سنجش رویکرد تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی می‌باشد (قدر مطلق *1-)

: سود خالص هر سهم

: نرخ هزینه سرمایه ارزش ویژه: بر اساس مدل گوردون به‌صورت زیر اندازه‌گیری می‌شود.

: سود نقدی هر سهم در پایان دوره

: قیمت هر سهم در اول دوره

: نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (سود خالص تقسیم بر حقوق صاحبان سهام)

: ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام هر سهم عادی در ابتدای دوره

: ضریب استمرار سود باقیمانده

 سرعت تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل آمیهود)

 

: قیمت سهام در پایان دوره

: قیمت سهام در اول دوره

: ارزش ذاتی سهام در پایان دوره

سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات عمومی بازار (مدل همزمانی قیمت سهام)

 

: بازده شرکت

: بازده بازار

 

سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات خاص شرکت (مدل فاما)

 

R یا همان بازده سالانه سهام،

 RF همان بازده بدون ریسک (نرخ سود سالانه اعلام شده بانک مرکزی) می‌باشد.

 R- RF صرف ریسک،

 Rm یا درصد تغییرات شاخص بازده نقدی و قیمت (بازده بازار)،

 Rm- Rf صرف بازار،

از خطای مدل قدر مطلق گرفته شده و در منفی یک ضرب شده است. خطای کمتر نشان دهنده سرعت تعدیل بیشتر می‌باشد.

*لازم به ذکر است به غیر از متغیرهایی که فرآیند جمع‌آوری و گزارشگری آن‌ها ذاتاً به‌صورت مجازی (صفر و یک) ختم می‌شود، بقیه متغیرها از طریق اعمال میانه و انتخاب مقادیر بالای میانه، تحلیل‌های آماری صورت گرفته است.

4-       یافته‌های پژوهش

در ادامه پژوهش ابتدا یافته‌های توصیفی و سپس یافته‌های استنباطی ارائه می‌گردد.

جدول 5- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر تبیین‌کننده

تعریف عملیاتی متغیرها

متغیرهای اقتصادی

چرخه تجاری

2

در رابطه مذكور پارامتر خطی λ، فرآیند یکنواخت سازی جـزء روند را كنترل می­كند، به‌گونه‌ای كه با افزایش ضریب خطی، سـری مـورد مطالعـه یكنواخـت­تـر می­شود. در نرم­افزار  Eviews به‌صورت پیش فرض برای آن مقدار 100 در نظر گرفته شده است اما با توجه به شرایط متفاوت در ایران و به پیروی از کرمی و افتخاری (1392) مقدار  عدد   λدر نرم‌افزار Eviews عدد 400 در نظر گرفته شده است.  لذا در این پـژوهش نیـز و با استفاده از فیلتـر هادریـك- پراسكات نمودار چرخه­های تجاری به دست آمده است.

نوسانات تولید ناخالص داخلی

 

: تولید ناخالص داخلی در پایان سال

نوسانات نرخ ارز

 

: نرخ ارز در پایان سال

نوسانات نرخ تورم

 

: نرخ تورم در پایان سال

نوسانات حجم نقدینگی

 

: حجم نقدینگی در سال

نوسانات نرخ بهره

 

نوسانات قیمت نفت

 

: قیمت نفتایران

عدم قطعیت سیاست اقتصادی

 

مجموع وزنی درصد تغییر در سطح عمومی قیمت‌ها (CPI)، درصد تغییر در نرخ ارز غیررسمی (EX) و درصد تغییر در حجم نقدینگی (M2) تعریف شده است. وزن هر متغیر معکوس انحراف معیار است. مقدار بیشتر این شاخص به معنای بی‌ثباتی بیشتر است

عوامل صنعت

تعداد شرکت‌های فعال صنعت

در پژوهش حاضر به علت اینکه سرعت گردش محصول و جریان‌های نقدی در صنایع غذایی و دارویی بیشتر از سایر صنایع می‌باشد، لذا این دو صنعت به‌صورت آنی تحت تأثیر سایر عوامل کلان اقتصادی و خرد قرار دارند اما صنایع سرمایه‌ای تأثیرپذیری کمتری دارند. برای این منظور صنایع غذایی و دارویی عدد یک و بقیه صنایع عدد صفر اختیار کردند.

نوع صنعت

تعداد شرکت‌های فعال در هر صنعت نشانگر پویایی اقتصادی و رقابت‌پذیری بیشتر در آن صنعت می‌باشد. برای این منظور از تعداد شرکت‌های فعال در بورس تهران میانه گرفته شد و صنایعی که بیشتر از میانه باشند عدد یک به‌منزله صنایع پویا و بقیه عدد صفر اختیار کردند.

کیفیت اطلاعات مالی

کیفیت اطلاعات مالی (مدل جونز)

TACCt/At-1 = β0 + β11/At-1 +β2ΔREVt/At-1 + β3PPEt/At-1 + ɛ

TACC: کل اقلام تعهدی (سود خالص- جریان‌های نقد عملیاتی)

REV: درآمد شرکت

PPE: اموال و ماشین‌آلات ناخالص

ɛ: خطای مدل بیانگر کیفیت گزارشگری مالی می‌باشد. از خطای قدر مطلق گرفته شده و در منفی یک ضرب می‌شود. هرچه خطا به صفر نزدیک‌تر باشد، به میزان کیفیت اطلاعات افزوده می‌شود.

کیفیت اطلاعات مالی (مدل تعدیل شده جونز)

TACCt= β0 + β11/TAt-1 +β2(ΔREVt -ΔRECt) + β3PPEt + ɛ

TACC: کل اقلام تعهدی (سود خالص- جریان‌های نقد عملیاتی)

REV: درآمد شرکت

REC: حساب‌های دریافتنی

PPE: اموال و ماشین‌آلات ناخالص

ɛ: خطای مدل بیانگر کیفیت گزارشگری مالی می‌باشد. از خطای قدر مطلق گرفته شده و در منفی یک ضرب می‌شود. هرچه خطا به صفر نزدیک‌تر باشد، به میزان کیفیت اطلاعات افزوده می‌شود.

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کازنیک)

TACCt= β0 + β11/TAt-1 +β2(ΔREVt -ΔRECt) + β3PPEt + β4ΔCFOt + ɛ 

TACC: کل اقلام تعهدی (سود خالص- جریان‌های نقد عملیاتی)

REV: درآمد شرکت

REC: حساب‌های دریافتنی

PPE: اموال و ماشین‌آلات ناخالص

CFO: جریان‌های نقدی

ɛ: خطای مدل بیانگر کیفیت گزارشگری مالی می‌باشد. از خطای قدر مطلق گرفته شده و در منفی یک ضرب می‌شود. هرچه خطا به صفر نزدیک‌تر باشد، به میزان کیفیت اطلاعات افزوده می‌شود.

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کوتاری)

TACCt= β0 + β11/TAt-1 +β2(ΔREVt -ΔRECt) + β3PPEt + β4ROAt + ɛ

TACC: کل اقلام تعهدی (سود خالص- جریان‌های نقد عملیاتی)

REV: درآمد شرکت

REC: حساب‌های دریافتنی

PPE: اموال و ماشین‌آلات ناخالص

ROA: نرخ بازده دارایی‌ها

ɛ: خطای مدل بیانگر کیفیت گزارشگری مالی می‌باشد. از خطای قدر مطلق گرفته شده و در منفی یک ضرب می‌شود. هرچه خطا به صفر نزدیک‌تر باشد، به میزان کیفیت اطلاعات افزوده می‌شود.

قابلیت مقایسه اطلاعات مالی

 

 

 

 

: بازده شرکت

: سود خالص

کیفیت افشا

چک لیست افشای جنسن (1976)

هموارسازی سود

ES =  

: سود خالص

: جریان‌های نقد عملیاتی

پایداری سود

Et = β0 + β1 Et-1 + ɛ

Et: سود خالص

قابلیت پیش‌بینی سود

CFOt = β0 + β1 Et-1 + ɛ

CFO: جریان‌های نقد عملیاتی

Et: سود خالص

ضریب واکنش سود

 

: بازده‌های غیرعادی شرکت که از طریق مدل فاما و فرنچ محاسبه می‌گردد:

: سود تحقق یافته هر سهم در سال جاری

معیارهای ریسک

انحراف معیار بازده دارایی‌ها

  

: سود عملیاتی

ریسک بحران مالی

اگر شرکت سه سال مستمر زیان ده بوده و همزمان مشمول ماده 141 قانون تجارت باشد و سود تقسیمی بیش از 40% کاهش داشته باشد، شرکت به‌عنوان شرکت با ریسک بحران مالی محسوب می‌شود.

ریسک تجاری

 

: سود عملیاتی

: سود خالص

ریسک مالی

 

ریسک سیستماتیک

 

ریسک غیرسیستماتیک

واریانس تفاوت بازده بازار و بازده واقعی شرکت

ویژگی‌های نظارتی

تخصص صنعت حسابرس

مجموع فروش­های تمام صاحبكاران یك مؤسسه حسابرسی خاص در یک صنعت خاص

= سهم بازار حسابرسان

مجموع فروش­های صاحبكاران کل آن صنعت

 

اندازه حسابرس

اگر حسابرس مستقل واحد مورد بررسی یکی از مؤسسات حسابرسی مفید راهبر، سازمان حسابرسی و مؤسسات رتبه الف باشد عدد 1 تعلق می‌گیرد و اگر مؤسسات دارای رتبه ب، ج، د باشد عدد صفر اختیار کرده است.

نوع اظهارنظر حسابرس

اگر اظهارنظر حسابرس مقبول باشد، عدد یک و در صورت گزارش تعدیل‌شده (مشروط، عدم اظهارنظر، مردود) عدد صفر اختیار کرده است.

دوره تصدی حسابرس

اگر دوره تصدی حسابرس بیشتر از میانه حسابرسان باشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر اختیار کرده است.

استقلال کمیته حسابرسی

از نسبت اعضای مستقل (خارج از مجموعه‌های گروه) به کل اعضای کمیته حسابرسی محاسبه شده است.

تخصص مالی رئیس کمیته حسابرسی

چنانچه رئیس کمیته حسابرسی از اعضای دارای مدارک حرفه‌ای از قبیل عضویت در جامعه حسابداران رسمی ایران و انجمن حسابرسان داخلی و انجمن‌های حرفه‌ای بین­المللی و حداقل مدرک کارشناسی حسابداری باشد، عدد 1 در غیر این صورت 0 در نظر گرفته شده است.

تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی

از نسبت اعضای دارای مدارک حرفه‌ای از قبیل عضویت در جامعه حسابداران رسمی ایران و انجمن حسابرسان داخلی و انجمن‌های حرفه‌ای بین‌المللی حداقل مدرک کارشناسی حسابداری باشد. برای سنجش اعضای متخصص مالی از نسبت اعضای دارای مدارک فوق به کل اعضا استفاده شده است

توان حاکمیت شرکتی

مالکیت نهادی

مجموع سهام نگهداری شده به‌وسیله سهامداران با مالکیت بیش از 5%

تعداد اعضای هیأت مدیره

از تعداد اعضای هیأت مدیره میانه گرفته شده و شرکت‌های بالای میانه عدد یک و کمتر از میانه صفر

استقلال هیأت مدیره

از تقسیم تعداد اعضای غیرموظف هیأت مدیره به تعداد کل اعضای هیأت مدیره

مالکیت مدیریتی

درصد سهام نگهداری شده از کل سرمایه شرکت توسط اعضای هیأت مدیره به‌عنوان مالکیت مدیریتی تعریف می‌شود

مالکیت دولتی

از نسبت سهام تحت تملک دولت به کل سرمایه شرکت استفاده شده است.

دوگانگی مدیرعامل

منظور از دوگانگی نقش مدیرعامل آن است که مدیرعامل هم‌زمان رئیس یا نائب رئیس هیأت مدیره باشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر اختیار کرده است

دانش مالی مدیرعامل

در این تعریف افرادی دارای دانش مالی می‌باشند که مدرك دانشگاهی یا مدرك حرفه‌ای داخلی یا معتبر بین‌المللی در امور مالی حسابداری، حسابرسی، مدیریت مالی، اقتصاد، سایر رشته‌های مدیریت با گرایش مالی یا اقتصادی را داشته باشند  عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر اختیار کردند.

جنسیت زن در هیأت مدیره

شرکت‌هایی که از خانم‌ها در هیأت مدیره آن‌ها استفاده شود، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر اختیار کردند.

توانایی مدیریت

 

 

متغیرهای ورودی:

: فروش شرکت i در سال t        

متغیرهای خروجی:

= بهای تمام شده کالای فروش رفته شرکت i در سال t        

= هزینه‌های فروش، عمومی و اداری شرکت i در سال t        

= خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t        

= خالص دارایی‌های نامشهود شرکت i در سال t        

= هزینه اجاره عملیاتی شرکت i در سال t        

= هزینه تحقیق و توسعه شرکت i در سال t        

= سرقفلی خریداری شده شرکت i در سال t        

سهام شناور

مقدار سهمی است که انتظار می‌رود در آینده نزدیک قابل معامله باشد. به عبارتی در اختیار شرکت برای فروش قرار دارد.

معیارهای بازار

معیار حجم معاملات

میانگین حسابی حجم ریالی معاملات.

نسبت گردش سهام

تعداد سهام معامله شده روزانه تقسیم بر تعداد سهام در دست سهامداران.

نرخ رشد قیمت سهام

برابر است با میزان تغییرات قیمت هر سهم در هر سال.

بازده سهام

 

ارزش بازار به ارزش دفتری

از طریق تقسیم ارزش بازار هر سهم به ارزش دفتری هر سهم به دست آمده است.

قیمت به سود هر سهم

از طریق قیمت هر سهم به سود هر سهم به دست آمده است.

قیمت به فروش هر سهم

از طریق تقسیم قیمت هر سهم به فروش به دست آمده است.

ویژگی‌های سیاسی

اندازه شرکت

 

نسبت بدهی‌های بلندمدت

 

نسبت فروش صادراتی

 

ویژگی‌های مدیریت

توانایی مدیریت

 

ویژگی‌های عملکردی

نرخ بازده دارایی‌ها

از تقسیم سود (زیان) عملیاتی به ‌کل دارایی‌ها به دست آمده است

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

از تقسیم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به کل دارایی‌ها به دست آمده است.

رشد سود هر سهم

برابر است با تغییرات سود هر سهم.

حقوق صاحبان سهام به دارایی‌ها

از تقسیم ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به کل دارایی‌ها به دست آمده است.

استراتژی‌های شرکت

انحراف استراتژیک از صنعت

1) شدت تبلیغات: هزینه تبلیغات تقسیم بر کل فروش 2) شدت تحقیق و توسعه: هزینه‌های تحقیق و توسعه تقسیم بر کل فروش 3) تازگی ماشین‌آلات و تجهیزات: خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات تقسیم بر ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات 4) سربار غیر تولیدی: هزینه‌های اداری، عمومی و فروش تقسیم بر کل دارایی‌ها 5) سطح موجودی: موجودی مواد و کالا تقسیم بر کل دارایی‌ها

6) اهرم مالی: کل بدهی تقسیم بر کل دارایی‌ها- ابتدا 6 منبع استقرار استراتژی برای هر شرکت در هر صنعت محاسبه می‌گردد؛ سپس هر بعد استراتژیک را استانداردسازی می‌کنیم از طریق این فرمول:  (لازم به ذکر است در این فرمول Z نمره‌ی استاندارد برای داده‌های X می‌باشد، X مقدار مشاهده متغیر در هر سال، μ میانگین صنعت در هر سال،  σ انحراف معیار متغیر در سه سال گذشته می‌باشد. در نهایت عدد به دست آمده به 100 تقسیم می‌شود تا درصد انحراف استراتژیک محاسبه گردد.

متنوع سازی تجاری

 

: قسمتی از فروش بخش تجاری به‌عنوان درصدی از کل فروش شرکت است.

: تعداد بخش‌های تجاری شرکت.

متنوع سازی جغرافیایی

 

: قسمتی از فروش صادراتی بخش تجاری به‌عنوان درصدی از کل فروش شرکت است.

استراتژی‌های تهاجمی کسب‌وکار

نسبت دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌ها

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

تعداد کارکنان به فروش

هزینه تبلیغات به فروش

رشد فروش

متغیر

پنجک

5

1

1

1

1

پنجک اول

4

2

2

2

2

پنجک دوم

3

3

3

3

3

پنجک سوم

2

4

4

4

4

پنجک چهارم

1

5

5

5

5

پنجک پنجم

 

ویژگی‌های محدودیت مالی

سن شرکت

از لگاریتم طبیعی تفاوت سال مورد بررسی و سال تأسیس شرکت به دست آمده است.

چرخه عمر شرکت

با استفاده از مدل آنتونی و رامش (شرکت‌های فعال در گروه شرکت‌های نوپا عدد یک و بقیه صفر)

سود نقدی به سود هر سهم

از تقسیم سود نقدی هر سهم به سود هر سهم به دست آمده است.

سود انباشته به دارایی‌ها

از تقسیم سود انباشته به کل دارایی‌های هر سال به دست آمده است.

متغیرهای پژوهش

میانگین

انحراف معیار

حداقل

حداکثر

نوسانات تولید ناخالص داخلی

3630/0

7912/0

049/0-

7104/2

نوسانات نرخ ارز

4476/0

5728/0

0260/0

6319/1

نوسانات نرخ تورم

1907/0

8330/0

9888/0-

25/2

نوسانات حجم نقدینگی

755/0

1520/0

5587/0

9764/0

نوسانات نرخ بهره

01344/0

1716/0

225/0-

4/0

نوسانات قیمت نفت

1962/0

7763/0

5660/0-

7352/1

عدم قطعیت سیاست اقتصادی

5840/2

0876/1

4152/1

1512/5

کیفیت اطلاعات مالی (مدل جونز)

0950/0-

1556/0

9700/0-

0001/0-

کیفیت اطلاعات مالی (مدل تعدیل‌شده جونز)

1352/0-

1504/0

9930/0-

0000/0

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کازنیک)

1002/0-

1366/0

9619/0-

0000/0

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کوتاری)

0634/0-

0843/0

9229/0-

0000/0

قابلیت مقایسه اطلاعات مالی

0608/0-

0760/0

7644/0-

0044/0-

کیفیت افشا

2147/0

0489/0

0806/0

4193/0

هموارسازی سود

4261/1

5662/2

0125/0

4465/50

پایداری سود

3308/0

0672/1

825/11-

8272/10

قابلیت پیش‌بینی سود

6589/0

7025/0

0351/0

2873/6

ضریب واکنش سود

3435/0

2980/0

0017/0

92/0

انحراف معیار بازده دارایی‌ها

0742/0

0426/0

0027/0

2874/0

ریسک تجاری

3662/0

2614/0

0001/0

9920/0

ریسک مالی

8082/0

2256/0

0155/0

9987/0

ریسک سیستماتیک

5178/0

9082/0

7810/3-

5558/6

ریسک غیرسیستماتیک

6188/0

1829/1

5416/4-

2955/10

تخصص صنعت حسابرس

1511/0

2075/0

0001/0

9216/0

دوره تصدی حسابرس

01/4

96/1

1

6

استقلال کمیته حسابرسی

4008/0

3070/0

0

80/0

تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی

2685/0

2711/0

0

1

مالکیت نهادی

7138/0

1851/0

07/0

95/0

تعداد اعضای هیأت مدیره

0145/5

2443/0

3

7

استقلال هیأت مدیره

6417/0

1676/0

0

80/0

مالکیت مدیریتی

2339/0

2155/0

0525/0

8188/0

مالکیت دولتی

0585/0

1222/0

0

51/0

توانایی مدیریت

002/0

0961/0

5818/0-

1438/0

سهام شناور

3086/0

1972/0

0500/0

9331/0

معیار حجم معاملات

0023/0

0031/0

0000/0

0320/0

نسبت گردش سهام

0199/0

0256/0

0039/0

3744/0

نرخ رشد قیمت سهام

7095/0

9187/1

9659/0-

2342/24

بازده سهام

9801/0

9406/1

9324/0-

2475/24

ارزش بازار به ارزش دفتری

8506/2

8440/3

6479/3-

0529/73

قیمت به سود هر سهم

484/7

195/9

840/23-

019/24

قیمت به فروش هر سهم

973/0

919/0

127/0

726/3

اندازه شرکت

45/14

5016/1

3521/10

7686/20

نسبت بدهی‌های بلندمدت

0736/0

0937/0

0000/0

8915/0

نسبت فروش صادراتی

1333/0

9129/0

0000/0

8130/0

توانایی مدیریت

002/0

0961/0

5818/0-

1438/0

نرخ بازده دارایی‌ها

1354/0

1531/0

5811/0-

8303/0

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

461/0

376/0

924/0-

547/2

رشد سود هر سهم

0388/0

6883/0

9872/0

9631/0-

حقوق صاحبان سهام به دارایی‌ها

6367/0

7699/0

4691/0-

9003/0

انحراف استراتژیک از صنعت

5990/0

1756/1

0087/0

6532/4

متنوع سازی تجاری

9099/0

5355/0

1100/0

8668/1

متنوع سازی جغرافیایی

1104/1

5516/0

0255/0

0501/0

سن شرکت

6146/3

3749/0

3978/2

2341/0

سود نقدی به سود هر سهم

2401/0

3560/0

0281/0

9023/0

سود انباشته به دارایی‌ها

1618/0

2298/0

8317/0-

8404/0

نرخ رشد

0062/0

1018/2

6956/72-

659/7

نرخ هزینه سرمایه

0848/0

1042/2

6956/72-

1865/7

تتا (ضریب استمرار)

4309/0

2144/2

0999/13-

3050/41

سرعت تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل بلک)

0954/1-

4571/1

5383/23-

0002/0-

سرعت تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل آمیهود)

3000/4-

3580/1

4692/1-

2646/7

سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات عمومی بازار (مدل همزمانی قیمت سهام)

0987/0-

9178/0

0221/6-

9903/1

سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات خاص شرکت (مدل فاما)

4007/0-

1551/0

7029/0-

0548/0-

منبع: یافته های پژوهشگر

مطابق جدول 5، یافته‌های پژوهش برای متغیرها نشان می‌دهد، به‌طور میانگین نوسانات تولید ناخالص داخلی برابر با 36 درصد می‌باشد. به عبارتی سالانه شاهد افزایش 36 درصدی طی 10 سال اخیر در تولید ناخالص داخلی بودیم. میانگین نوسانات نرخ ارز نشان می‌دهد، شاهد افزایش 44 درصدی در این متغیر بودیم. میانگین تورم نیز نشان از افزایش 19 درصدی طی دوره پژوهش حکایت می‌کند. میانگین خطای کیفیت گزارشگری مالی برای مدل تعدیل‌شده جونز بیشتر از سایر مدل‌ها می‌باشد. میانگین ریسک مالی نیز نشان می‌دهد که از ریسک سیستماتیک و ریسک تجاری بیشتر بوده است. میانگین توانایی مدیران نیز از عملکرد پایین میزان در بورس تهران حکایت دارد. میانگین متغیرهای مربوط به کارایی قیمت سهام نیز نشان می‌دهد در پایین‌ترین سطح ممکن قرار دارد و میزان انحرافات بیشتر بوده که حکایت از کارایی ضعیف بازار سرمایه ایران دارد. میانگین رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی در مدل های بلک و آمیهود به ترتیب برابر با (095/1-) و (300/4-) می باشد. در رویکرد سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات عمومی بازار، میانگین نسبت به رویکرد ارزش ذاتی و اطلاعات خاص شرکت پایین تر می باشد.

جدول 6- توزیع فراوانی اندازه حسابرس

توضیحات

تعداد

درصد

سایر مؤسسات

900

69/65

سازمان حسابرسی-مفید راهبر و الف

470

31/34

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 6 نشان می‌دهد، توزیع فراوانی متغیر اندازه حسابرس از رسیدگی 35 درصدی مؤسسات الف، مفید راهبر و سازمان حسابرسی در امر حسابرسی حکایت دارد.

جدول 7- توزیع فراوانی متغیر نقش دوگانه مدیرعامل

توضیحات

تعداد

درصد

0

1141

28/83

1

229

72/16

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 7 نشان می‌دهد، 16 درصد مدیران همزمان در هیأت مدیره شرکت‌ها به‌عنوان عضو هیأت مدیره فعال هستند.

جدول 8- توزیع فراوانی متغیر نقش جنسیت

توضیحات

تعداد

درصد

عدم حضور بانوان

1335

52/97

حضور بانوان

34

48/2

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

 

جدول (8) نشان می‌دهد، 48/2 هیأت مدیره شرکت‌های بورسی را بانوان تشکیل می‌دهد.

جدول 9- توزیع فراوانی متغیر استراتژی کسب‌وکار

توضیحات

تعداد

درصد

شرکت‌هایی كه تدافعی هستند

599

43.7

شرکت‌هایی كه تهاجمی هستند

771

56.3

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 9 نشان می‌دهد، 56 درصد شرکت‌های بورسی استراتژی تهاجمی را در کسب‌وکارهای خود الگو قرار می‌دهند.

جدول 10- توزیع فراوانی متغیر ریسک بحران مالی

توضیحات

تعداد

درصد

شرکت‌های فاقد ریسک بحران مالی

954

69.63

شرکت‌های دارای ریسک بحران مالی

416

30.37

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 10 نشان می‌دهد، 30 شرکت‌های فعال در بورس تهران دارای ریسک بحران مالی را تجربه می‌کنند.

جدول 11- توزیع فراوانی اظهارنظر حسابرس

توضیحات

تعداد

درصد

اظهارنظر تعدیل‌شده

813

69.63

اظهارنظر تعدیل نشده

557

30.37

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 11 نشان می‌دهد، طی سال‌های مطالعه این پژوهش تقریباً 70 درصد گزارش‌های شرکت‌های فعال در بورس تهران اظهارنظر تعدیل شده را از حسابرسان دریافت می‌کنند.

جدول 12- متغیر تخصص مالی رئیس کمیته حسابرسی

توضیحات

تعداد

درصد

عدم تخصص

678

01/55

تخصص

555

99/40

مجموع

1233

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 12 نشان می‌دهد، میزان تخصص مالی روسای کمیته حسابرسی در ایران 41 درصد می‌باشد.

جدول 13- توزیع فراوانی نوع صنعت

توضیحات

تعداد

درصد

صنایع مصرفی

420

30.66

سایر صنایع

950

69.34

مجموع

1370

100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 13 از مصرفی بودن 31 درصدی شرکت‌های بورسی حکایت دارد.

جدول 14- توزیع فراوانی متغیر چرخه تجاری

سال

چرخه تجاری

 

1389

رکود

1

1390

رکود

1

1391

رونق

0

1392

رونق

0

1393

رونق

0

1394

رونق

0

1395

رونق

0

1396

رونق

0

1397

رکود

1

1398

رکود

1

1399

رکود

1

1400

رونق

0

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 14 توزیع فراوانی متغیر چرخه تجاری نشان از رکود اقتصادی در سال‌های 89، 90 و 97 تا 99 حکایت دارد.

جدول 15- توزیع فراوانی متغیر چرخه عمر شرکت

مراحل عمر شرکت

وجود/عدم وجود

تعداد مشاهدات

درصد فراوانی

مرحله رشد

0

1174

69/85

1

196

30/14

 

 

1370

00/100

مرحله بلوغ

0

429

31/31

1

941

69/68

 

 

1370

00/100

مرحله افول

0

1169

32/85

1

201

68/14

 

 

1370

00/100

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 15 نشان می‌دهد، 15 درصد شرکت‌های بورسی دوران رشد، 69 درصد دوران بلوغ و 15 درصد شرکت‌ها نیز در مرحله افول عمر خود قرار دارند.

یافته‌های استنباطی تحلیل مسیر

C:\Users\Lenovo\AppData\Local\Temp\SNAGHTML19cefeee.PNG 

شکل 1 الگوی ساختاری پژوهش بر اساس رویکرد سرعت تعدیل قیمت در رسیدن به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل بلک)

*توضیحات مرتبط و تکمیلی با شکل 1 در جدول 18 ارائه شده است.

C:\Users\Lenovo\AppData\Local\Temp\SNAGHTML19d69271.PNG 

 

شکل 2 الگوی ساختاری پژوهش بر اساس رویکرد سرعت تعدیل قیمت در رسیدن به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل آمیهود و مندلسون)

*توضیحات مرتبط و تکمیلی با شکل 2 در جدول 19 ارائه شده است.

C:\Users\Lenovo\AppData\Local\Temp\SNAGHTML19e33639.PNG 

 

شکل 3 مدل ساختاری پژوهش بر اساس رویکرد سرعت تعدیل قیمت در واکنش به اطلاعات (مدل همزمانی قیمت سهام)

*توضیحات مرتبط و تکمیلی با شکل 3 در جدول 20 ارائه شده است.

C:\Users\Lenovo\AppData\Local\Temp\SNAGHTML19e9653b.PNG 

شکل 4 الگوی ساختاری پژوهش بر اساس رویکرد سرعت تعدیل قیمت در واکنش به اطلاعات (مدل فاما)

*توضیحات مرتبط و تکمیلی با شکل 4 در جدول 21 ارائه شده است.

ارزیابی برازش مدل (Model Fit)

اولین گام بررسی شاخص‌های برازش مدل است. به‌طورکلی شاخص‌هایی که برای بررسی برازش مدل استفاده می‌شوند به سه دسته تقسیم می‌شوند. برازش مطلق (Absolute fit)، برازش تطبیقی (Comparative fit) و برازش مقتصد (Parsimonious fit).

شاخص‌های از نوع برازش مطلق نشان می‌دهند که تا چه میزان مدل فرضی پیشنهادی شبیه به مدل مشاهدات است. مقدار این دسته از شاخص‌ها بر اساس ماتریس مانده‌ها (Residual)، درجه آزادی و تعداد نمونه‌ها تعیین می‌شود و ازآنجایی‌که این محاسبه بر اساس مقایسه‌ی مدل با مدل‌های دیگر نیست به آن برازش مطلق می‌گویند. RMSEA، SRMR، GFI و کای دو ازجمله شاخص‌های برازش مطلق هستند. شاخص‌های برازش تطبیقی نشان‌دهنده‌ی موقعیت نسبی مدل بین بدترین برازش (صفر) و بهترین برازش (یک) هستند. CFI، IFI، RFI، NFI و TLI ازجمله شاخص‌های تطبیقی هستند. آستانه‌ی پذیرش این گروه برای برازش خوب، همان 0.9 است. در پایان شاخص‌های برازش مقتصد، برای مقایسه مدل‌های مختلف با پارامترهای متفاوت استفاده می‌شوند و مقدار آن‌ها برای تصمیم‌گیری روی پذیرش یا رد کردن مدل به کار نمی‌رود و آستانه‌ی پذیرشی برای این منظور ندارند. PCFI، PNFI، AGFI و AIC ازجمله شاخص‌های گروه برازش مقتصد هستند. جکارد و وان (1996) معتقدند از هر گروه از برازش مطلق، برازش تطبیقی و برازش مقتصد باید حداقل یک شاخص را گزارش کنیم. میرز و همکارانش (2005) گزارش کردن مقادیر RMSEA، CFI، NFI و کای دو را بسیار مهم می‌دانند. به‌طورکلی زمانی که حداقل سه شاخص مقادیری در بازه‌ی قابل‌قبول داشته باشند می‌توانیم ادعا کنیم که برازش مدل خوب و قابل‌قبول است. 

جدول 16 آستانه‌ی موردپذیرش برای متداول‌ترین شاخص‌ها را نشان می‌دهد. پس برای تصمیم‌گیری در مورد نیکویی برازش مدل نتایج به‌دست‌آمده از شاخص‌های برازش را با معیارهای ارائه‌شده در جدول زیر مقایسه می‌کنیم.

 

جدول 16- آستانه‌ی موردپذیرش متداول‌ترین شاخص‌های برازش مدل

شاخص­های برازش

منبع (authors)

مقادیر پیشنهادی

X2

Meyers, et al(2005)

p-value>.05

CMIN/DF

Marsh & Hooevar, 1985

<5

Bentlar, 1990

<5 reported if n>200

Hair, et al(2009)

<3 Good; <5 sometimes acceptable

CFI

Chain (1997)

>0.90

Sears & Geover (1993)

>0.90

Bentlar(1990)

>0.90

Hatcher (1994)

>0.90

RMSEA

Byrne (2001)

<0.08

Hu & Bentlar (1999)

<0.05

Meyers, et al (2005)

<0.03: good fit;

0/08 to 1 moderate fit;

>1 poor fit

SRMR

Hair, et al (2009)

>0. 09

NFI

Bentlar & Bonett (1980)

>0.9

CMIN

Tabachenik & Fidell (1996)

Reported if n between 100 and 200

RFI

Meyers, et al (2005)

>0.90

IFI

Meyers, et al (2005)

>0.90

منبع: یافته های پژوهشگر

جدول 17 خروجی برخی از معیارهای اساسی برای رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی(مدل بلک و مدل آمیهود)، رویکرد سرعت تعدیل قیمت در رسیدن به اطلاعات جدید در بازار(مدل همزمانی قیمت سهام) و رویکرد سرعت تعدیل قیمت در رسیدن به اطلاعات خاص شرکت(مدل فاما) را نشان می‌دهد.

جدول 17- نتایج شاخص‌های برازش برای مدل‌های چهارگانه بلک، آمیهود و مندلسون، همزمانی قیمت سهام و مدل فاما

مقادیر محاسبه‌شده

آستانه قابل‌قبول

شاخص‌های برازش

مدل فاما

همزمانی قیمت سهام

آمیهود و مندلسون

بلک

25/1234

968/1478

074/1274

398/5676

--

Chi-sqaure (CMIN)

1136

1219

475

5059

--

DF

086/1

213/1

68/2

112/1

بین 1 و 3

CMIN/DF

912/0

970/0

921/0

958/0

>0.90

CFI

981/0

962/0

910/0

956/0

TLI

02/0

028/0

06/0

043/0

<0.08

SRMR

04/0

024/0

05/0

018/0

<0.06

RMSEA

منبع: یافته های پژوهشگر

بر اساس یافته‌های جدول 17، مقدار کا اسکور و درجه آزادی، برای همه مدل‌های بلک، آمیهود، همزمانی و فاما گزارش شده است. حاصل تقسیم Chi-sqaure روی مقدار درجه آزادی باید عددی بزرگ‌تر از 1 و کمتر از 3 باشد. مقدار حاصل‌شده معروف به شاخص CMIN/DF بوده که برابری هر 4 مدل در بازه قابل قبول ذکر شده قرار گرفته است. در نتیجه مدل مفهومی پیشنهادی پژوهش از حیث شاخص کا اسکور یا خی دو، در سطح بسیار مطلوبی قرار دارد. شاخص‌های CFI و TLI باید بالاتر از مقدار 0.90 باشد. در چنین حالتی می‌توانیم برازش مدل مطلوب مدل مفهومی را بر اساس دو شاخص ذکرشده برای هر چهار تا مدل، تائید کنیم. نتایج جدول فوق حاکی از آن است که دو شاخص ذکرشده به ترتیب برای مدل‌های بلک برابر 0.958 و 0.956 برای مدل آمیهود برابر با 0.921 و 0.910، برای مدل همزمانی برابر با 0.970 و 0.962 و در نهایت، برای مدل فاما برابر با 0.912 و 0.981 بوده که نشان‌دهنده برازش بسیار مطلوب مدل مفهومی پژوهش است. همچنین مقدار مناسب برای شاخص SRMR مقدار کمتر از 0.08 برای هر چهار مدل محاسبه شده است. بر اساس نتایج تجزیه‌وتحلیل شده، همچنین برای شاخص رمزی یا RMSEA مقادیر کمتر از مقدار شاخص 0.018 باشد. این شاخص نیز در بازه بسیار مطلوب خود قرار دارد. درنتیجه، کلیه شاخص‌های برازش در وضعیت بسیار مناسب و قابل‌قبولی قرار دارند. حال در ادامه، برای بررسی میزان تأثیرگذاری هریک از متغیرهای مستقل روی چهار متغیر وابسته از شاخص ضریب تعیین یا r2 استفاده شده است. همان‌طور که می‌دانیم رایج‌ترین سنجه مورداستفاده برای ارزیابی مدل ساختاری ضریب تعیین (مقدار R2) است. مقدار R2 برابر با 0.75، 0.50 یا 0.25 برای متغیرهای مکنون درون‌زا، به‌عنوان یک قاعده کلی، به ترتیب به‌عنوان قابل‌توجه، متوسط و ضعیف می‌تواند توصیف شود. جداول 18، 19، 20 و 21 مقدار ضریب تعیین برای همه سازه‌های مستقل روی متغیر وابسته را به‌طور تجمیع و مستقل و جداگانه گزارش می‌کند.

جدول 18- ضریب تعیین سازه‌های تبیین‌کننده رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی (بر اساس مدل بلک)

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب

مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب

مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

عدم قطعیت سیاست اقتصادی

303/0

033/0

340/14

سهام شناور

348/0

027/0

458/16

نوسانات قیمت نفت

292/0

897/13

توانایی مدیریت

283/0

614/13

نوسانات نرخ بهره

312/0

470/14

جنسیت زن در هیأت مدیره

304/0

516/14

نوسانات نرخ تورم

294/0

937/13

دانش مالی مدیرعامل

287/0

852/13

نوسانات حجم نقدینگی

280/0

367/13

نقش دوگانگی مدیرعامل

294/0

204/14

نوسانات نرخ ارز

280/0

326/13

مالکیت دولتی

307/0

658/14

نوسانات تولید ناخالص داخلی

298/0

152/14

مالکیت مدیریتی

276/0

359/13

چرخه تجاری

298/0

125/14

استقلال هیأت مدیره

291/0

963/13

تعداد شرکت‌های فعال صنعت

276/0

047/0

041/10

اندازه هیأت مدیره

295/0

160/14

نوع صنعت

281/0

117/10

مالکیت نهادی

259/0

231/14

ضریب واکنش

287/0

062/0

804/13

قیمت به فروش

297/0

058/0

644/12

کیفیت افشا

284/0

677/13

قیمت به سود هر سهم

319/0

180/15

هموارسازی سود

307/0

710/14

ارزش بازار به ارزش دفتری

308/0

679/14

قابلیت پیش‌بینی سود

293/0

030/14

بازده سهام

285/0

623/13

پایداری سود

290/0

964/13

نرخ رشد قیمت سهام

308/0

616/14

قابلیت مقایسه سود

322/0

377/15

نسبت گردش سهام

294/0

026/14

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کوتاری)

327/0

478/15

حجم معاملات

285/0

610/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کازنیک)

288/0

828/13

نسبت فروش صادراتی

321/0

043/0

154/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل تعدیل شده جونز)

286/0

814/13

نسبت بدهی‌های بلندمدت

294/0

958/12

کیفیت اطلاعات مالی (مدل جونز)

284/0

724/13

اندازه شرکت

310/0

169/13

ریسک غیرسیستماتیک

284/0

046/0

284/13

حقوق صاحبان سهام به دارایی‌ها

319/0

033/0

498/14

ریسک سیستماتیک

305/0

097/14

رشد سود هر سهم

284/0

071/13

ریسک مالی

316/0

580/14

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

287/0

377/13

ریسک تجاری

317/0

516/14

نرخ بازده دارایی‌ها

305/0

082/14

ریسک بحران مالی

306/0

221/14

استراتژی‌های تهاجمی کسب‌وکار

302/0

043/0

024/14

انحراف معیار بازده دارایی‌ها

327/0

861/14

متنوع سازی جغرافیایی

295/0

373/13

تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی

291/0

050/0

725/13

متنوع سازی تجاری

317/0

204/14

تخصص مالی رئیس کمیته حسابرسی

295/0

934/13

انحراف استراتژیک از صنعت

309/0

073/14

استقلال کمیته حسابرسی

315/0

731/14

سود انباشته به دارایی‌ها

283/0

075/0

993/12

دوره تصدی حسابرس

315/0

813/14

سود نقدی به سود هر سهم

312/0

902/13

نوع اظهارنظر حسابرس

294/0

820/13

چرخه عمر شرکت

289/0

316/13

اندازه حسابرس

299/0

002/14

سن شرکت

305/0

784/13

تخصص صنعت حسابرس

290/0

797/13

توانایی مدیریت

283/0

011/0

614/13

 

مدل بلک

--

528/0

 

منبع: یافته های پژوهشگر

مطابق جدول 18 با توجه به مدل ساختاری پژوهش، سطح معناداری تمامی متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش کمتر از 5 درصد بوده و مورد پذیرش قرار می‌گیرند. آماره معناداری متغیرها نیز نشان از ارتباط معنادار با متغیر تبیین شونده (سرعت تعدیل در رسیدن به ارزش ذاتی) حکایت دارد. از متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش در این رویکرد، میزان ضریب مسیر سهام شناور برابر با (348/0) می‌باشد که از قدرت تبیین‌کنندگی بیشتری نسبت به سایر متغیرها برخوردار است. به عبارتی با افزایش میزان سهام شناور به میزان نزدیکی به ارزش ذاتی اوراق بهادار افزوده می‌شود. همچنین قابلیت مقایسه اطلاعات مالی و نسبت فروش صادراتی نیز در رتبه‌های بعدی تبیین‌کنندگی قرار می‌گیرد. مقدار ضریب تعیین مدل تقریباً برابر با 53 درصد هست که نشان می‌دهد 65 متغیر انتخاب شده می‌تواند به میزان 53 درصد رویکرد سرعت تعدیل قیمت به ارزش ذاتی را توضیح دهد. همچنین در سطح متغیرها نیز میزان تبیین کنندگی محدودیت‌های مالی نیز با ضریب تعیین 075/0 بیشترین تبیین کنندگی را دارند که بعد از آن کیفیت اطلاعات حسابداری با 062/0 و اطلاعات بازار با 058/0 میزان ضریب تعیین، توان تبیین سرعت تعدیل در رسیدن به ارزش ذاتی را برخوردارند.

جدول 19- ضریب تعیین سازه‌های تبیین‌کننده رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی (آمیهود و مندلسون)

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب

مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب

مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

عدم قطعیت سیاست اقتصادی

304/0

057/0

354/14

سهام شناور

349/0

030/0

458/16

نوسانات قیمت نفت

293/0

956/13

توانایی مدیریت

281/0

614/13

نوسانات نرخ بهره

312/0

734/14

جنسیت زن در هیأت مدیره

305/0

516/14

نوسانات نرخ تورم

293/0

885/13

دانش مالی مدیرعامل

288/0

852/13

نوسانات حجم نقدینگی

280/0

355/13

نقش دوگانگی مدیرعامل

293/0

204/14

نوسانات نرخ ارز

280/0

322/13

مالکیت دولتی

308/0

658/14

نوسانات تولید ناخالص داخلی

299/0

173/14

مالکیت مدیریتی

276/0

359/13

چرخه تجاری

297/0

090/14

استقلال هیأت مدیره

291/0

963/13

تعداد شرکت‌های فعال صنعت

276/0

065/0

037/10

اندازه هیأت مدیره

295/0

160/14

نوع صنعت

281/0

107/10

مالکیت نهادی

296/0

231/14

ضریب واکنش

287/0

068/0

824/13

قیمت به فروش

260/0

056/0

644/12

کیفیت افشا

285/0

726/13

قیمت به سود هر سهم

320/0

180/15

هموارسازی سود

306/0

685/14

ارزش بازار به ارزش دفتری

307/0

679/14

قابلیت پیش‌بینی سود

293/0

027/14

بازده سهام

285/0

623/13

پایداری سود

290/0

964/13

نرخ رشد قیمت سهام

305/0

616/14

قابلیت مقایسه سود

321/0

369/15

نسبت گردش سهام

294/0

026/14

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کوتاری)

326/0

434/15

حجم معاملات

285/0

610/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کازنیک)

287/0

796/13

نسبت فروش صادراتی

320/0

068/0

154/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل تعدیل شده جونز)

287/0

874/13

نسبت بدهی‌های بلندمدت

293/0

958/12

کیفیت اطلاعات مالی (مدل جونز)

284/0

731/13

اندازه شرکت

312/0

169/13

ریسک غیرسیستماتیک

285/0

050/0

294/13

حقوق صاحبان سهام به دارایی‌ها

320/0

046/0

498/14

ریسک سیستماتیک

305/0

083/14

رشد سود هر سهم

284/0

071/13

ریسک مالی

317/0

607/14

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

287/0

377/13

ریسک تجاری

317/0

515/14

نرخ بازده دارایی‌ها

304/0

082/14

ریسک بحران مالی

306/0

207/14

استراتژی‌های تهاجمی کسب‌وکار

302/0

058/0

024/14

انحراف معیار بازده دارایی‌ها

327/0

836/14

متنوع سازی جغرافیایی

296/0

373/13

تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی

291/0

063/0

712/13

متنوع سازی تجاری

316/0

204/14

تخصص مالی رئیس کمیته حسابرسی

295/0

954/13

انحراف استراتژیک از صنعت

309/0

073/14

استقلال کمیته حسابرسی

314/0

690/14

سود انباشته به دارایی‌ها

284/0

069/0

993/12

دوره تصدی حسابرس

315/0

825/14

سود نقدی به سود هر سهم

312/0

902/13

نوع اظهارنظر حسابرس

294/0

815/13

چرخه عمر شرکت

288/0

316/13

اندازه حسابرس

299/0

018/14

سن شرکت

305/0

784/13

تخصص صنعت حسابرس

290/0

789/13

توانایی مدیریت

281/0

014/0

614/13

 

مدل آمیهود و مندلسون

--

644/0

 

منبع: یافته های پژوهشگر

مطابق جدول 19 با توجه به مدل ساختاری پژوهش، سطح معناداری متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش کمتر از 5 درصد بوده و مورد پذیرش قرار می‌گیرند. آماره معناداری متغیرها نیز نشان از ارتباط معنادار با متغیر تبیین شونده (سرعت تعدیل در رسیدن به ارزش ذاتی) حکایت دارد. از متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش در این رویکرد، میزان ضریب مسیر تعیین سهام شناور برابر با (349/0) می‌باشد که از قدرت تبیین‌کنندگی بیشتری نسبت به سایر متغیرها برخوردار است. به عبارتی با افزایش میزان سهام شناور به میزان نزدیکی به ارزش ذاتی اوراق بهادار افزوده می‌شود. همچنین قابلیت مقایسه اطلاعات مالی، کیفیت اطلاعاتی مالی بر اساس مدل کوتاری و نسبت فروش صادراتی نیز در رتبه‌های بعدی تبیین‌کنندگی قرار می‌گیرد. مقدار ضریب تعیین مدل تقریباً برابر با 64 درصد هست که نشان می‌دهد 65 متغیر انتخاب شده می‌تواند به میزان 64 درصد رویکرد سرعت تعدیل قیمت به ارزش ذاتی را توضیح دهد. همچنین در سطح متغیرها نیز میزان تبیین کنندگی محدودیت های مالی نیز با ضریب تعیین 069/0 بیشترین تبیین کنندگی را دارند که بعد از آن کیفیت اطلاعات حسابداری با 068/0 و معیارهای سیاسی با 068/0 میزان ضریب تعیین، توان تبیین سرعت تعدیل در رسیدن به ارزش ذاتی را برخوردارند.

جدول 20-  ضریب تعیین سازه‌های تبیین‌کننده رویکرد سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات عمومی بازار (مدل همزمانی قیمت سهام)

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب

مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب

مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

عدم قطعیت سیاست اقتصادی

304/0

052/0

367/14

سهام شناور

351/0

058/0

458/16

نوسانات قیمت نفت

293/0

942/13

توانایی مدیریت

282/0

614/13

نوسانات نرخ بهره

312/0

727/14

جنسیت زن در هیأت مدیره

304/0

516/14

نوسانات نرخ تورم

293/0

912/13

دانش مالی مدیرعامل

287/0

852/13

نوسانات حجم نقدینگی

280/0

345/13

نقش دوگانگی مدیرعامل

294/0

204/14

نوسانات نرخ ارز

279/0

303/13

مالکیت دولتی

308/0

658/14

نوسانات تولید ناخالص داخلی

299/0

180/14

مالکیت مدیریتی

275/0

359/13

چرخه تجاری

297/0

103/14

استقلال هیأت مدیره

291/0

963/13

تعداد شرکت‌های فعال صنعت

277/0

081/0

060/10

اندازه هیأت مدیره

293/0

160/14

نوع صنعت

280/0

110/10

مالکیت نهادی

296/0

231/14

ضریب واکنش

287/0

076/0

802/13

قیمت به فروش

261/0

081/0

644/12

کیفیت افشا

284/0

677/13

قیمت به سود هر سهم

320/0

180/15

هموارسازی سود

307/0

712/14

ارزش بازار به ارزش دفتری

307/0

679/14

قابلیت پیش‌بینی سود

293/0

031/14

بازده سهام

286/0

623/13

پایداری سود

290/0

962/13

نرخ رشد قیمت سهام

305/0

616/14

قابلیت مقایسه سود

322/0

375/15

نسبت گردش سهام

293/0

026/14

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کوتاری)

327/0

477/15

حجم معاملات

285/0

610/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کازنیک)

288/0

830/13

نسبت فروش صادراتی

320/0

087/0

154/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل تعدیل شده جونز)

286/0

823/13

نسبت بدهی‌های بلندمدت

293/0

958/12

کیفیت اطلاعات مالی (مدل جونز)

284/0

713/13

اندازه شرکت

312/0

169/13

ریسک غیرسیستماتیک

286/0

076/0

361/13

حقوق صاحبان سهام به دارایی‌ها

319/0

066/0

498/14

ریسک سیستماتیک

305/0

110/14

رشد سود هر سهم

284/0

071/13

ریسک مالی

317/0

616/14

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

286/0

377/13

ریسک تجاری

317/0

501/14

نرخ بازده دارایی‌ها

306/0

082/14

ریسک بحران مالی

306/0

217/14

استراتژی‌های تهاجمی کسب‌وکار

301/0

065/0

024/14

انحراف معیار بازده دارایی‌ها

327/0

861/14

متنوع سازی جغرافیایی

296/0

373/13

تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی

291/0

057/0

743/13

متنوع سازی تجاری

317/0

204/14

تخصص مالی رئیس کمیته حسابرسی

295/0

963/13

انحراف استراتژیک از صنعت

309/0

073/14

استقلال کمیته حسابرسی

312/0

856/14

سود انباشته به دارایی‌ها

284/0

076/0

993/12

دوره تصدی حسابرس

316/0

861/14

سود نقدی به سود هر سهم

313/0

902/13

نوع اظهارنظر حسابرس

294/0

793/13

چرخه عمر شرکت

289/0

316/13

اندازه حسابرس

299/0

029/14

سن شرکت

304/0

784/13

تخصص صنعت حسابرس

291/0

856/13

توانایی مدیریت

282/0

022/0

614/13

 

مدل همزمانی قیمت سهام

--

792/0

 

منبع: یافته های پژوهشگر

مطابق جدول 20 با توجه به مدل ساختاری پژوهش، سطح معناداری متغیرهای تبیین‌کننده نشان از ارتباط معنادار با متغیر تبیین شونده (سرعت تعدیل در رسیدن به اطلاعات عمومی بازار) حکایت دارد. از متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش در این رویکرد، میزان ضریب مسیر سهام شناور برابر با (351/0) می‌باشد که از قدرت تبیین‌کنندگی بیشتری نسبت به سایر متغیرها برخوردار است. به عبارتی با افزایش میزان سهام شناور به میزان نزدیکی به ارزش ذاتی اوراق بهادار افزوده می‌شود. همچنین قابلیت مقایسه اطلاعات مالی، کیفیت اطلاعاتی مالی بر اساس مدل کوتاری و نسبت فروش صادراتی نیز در رتبه‌های بعدی تبیین‌کنندگی قرار می‌گیرد. مقدار ضریب تعیین مدل تقریباً برابر با 79 درصد هست که نشان می‌دهد 65 متغیر انتخاب شده می‌تواند به میزان 79 درصد رویکرد سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات عمومی بازار را توضیح دهد. همچنین در سطح متغیرها نیز میزان تبیین کنندگی  معیارهای سیاسی با ضریب 087/0، عوامل صنعت  و معیارهای بازار نیز با ضریب تعیین 081/0 بیشترین تبیین کنندگی را دارند که بعد از آن کیفیت اطلاعات حسابداری و ویژگی های محدودیت مالی با 076/0 میزان ضریب تعیین، توان تبیین سرعت تعدیل در رسیدن به ارزش ذاتی را برخوردارند.

جدول 21-  ضریب تعیین سازه‌های تبیین‌کننده رویکرد سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات خاص شرکت (مدل فاما)

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

متغیر تبیین‌کننده

ضرایب مسیر

ضرایب تعیین

آماره معناداری

عدم قطعیت سیاست اقتصادی

303/0

043/0

320/14

سهام شناور

348/0

040/0

458/16

نوسانات قیمت نفت

293/0

955/13

توانایی مدیریت

281/0

614/13

نوسانات نرخ بهره

311/0

726/14

جنسیت زن در هیأت مدیره

304/0

516/14

نوسانات نرخ تورم

293/0

909/13

دانش مالی مدیرعامل

287/0

852/13

نوسانات حجم نقدینگی

280/0

364/13

نقش دوگانگی مدیرعامل

292/0

204/14

نوسانات نرخ ارز

279/0

297/13

مالکیت دولتی

308/0

658/14

نوسانات تولید ناخالص داخلی

299/0

176/14

مالکیت مدیریتی

276/0

359/13

چرخه تجاری

298/0

125/14

استقلال هیأت مدیره

292/0

963/13

تعداد شرکت‌های فعال صنعت

277/0

061/0

046/10

اندازه هیأت مدیره

296/0

160/14

نوع صنعت

280/0

106/10

مالکیت نهادی

296/0

231/14

ضریب واکنش

288/0

039/0

852/13

قیمت به فروش

261/0

059/0

644/12

کیفیت افشا

284/0

717/13

قیمت به سود هر سهم

319/0

180/15

هموارسازی سود

306/0

678/14

ارزش بازار به ارزش دفتری

308/0

679/14

قابلیت پیش‌بینی سود

293/0

056/14

بازده سهام

286/0

623/13

پایداری سود

291/0

014/14

نرخ رشد قیمت سهام

306/0

616/14

قابلیت مقایسه سود

322/0

418/15

نسبت گردش سهام

294/0

026/14

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کوتاری)

327/0

466/15

حجم معاملات

284/0

610/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل کازنیک)

285/0

688/13

نسبت فروش صادراتی

320/0

096/0

154/13

کیفیت اطلاعات مالی (مدل تعدیل شده جونز)

287/0

863/13

نسبت بدهی‌های بلندمدت

293/0

958/12

کیفیت اطلاعات مالی (مدل جونز)

283/0

728/13

اندازه شرکت

311/0

169/13

ریسک غیرسیستماتیک

284/0

041/0

289/13

حقوق صاحبان سهام به دارایی‌ها

319/0

060/0

498/14

ریسک سیستماتیک

303/0

005/14

رشد سود هر سهم

285/0

071/13

ریسک مالی

316/0

611/14

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام

286/0

377/13

ریسک تجاری

318/0

560/14

نرخ بازده دارایی‌ها

305/0

082/14

ریسک بحران مالی

308/0

308/14

استراتژی‌های تهاجمی کسب‌وکار

301/0

046/0

024/14

انحراف معیار بازده دارایی‌ها

328/0

910/14

متنوع سازی جغرافیایی

297/0

373/13

تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی

289/0

064/0

665/13

متنوع سازی تجاری

316/0

204/14

تخصص مالی رئیس کمیته حسابرسی

295/0

975/13

انحراف استراتژیک از صنعت

309/0

073/14

استقلال کمیته حسابرسی

316/0

793/14

سود انباشته به دارایی‌ها

284/0

070/0

993/12

دوره تصدی حسابرس

314/0

790/14

سود نقدی به سود هر سهم

312/0

902/13

نوع اظهارنظر حسابرس

293/0

784/13

چرخه عمر شرکت

289/0

316/13

اندازه حسابرس

301/0

125/14

سن شرکت

305/0

784/13

تخصص صنعت حسابرس

289/0

746/13

توانایی مدیریت

281/0

018/0

614/13

 

مدل فاما

--

639/0

 

منبع: یافته های پژوهشگر

مطابق جدول 21 نشان می‌دهد سطح معناداری متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش کمتر از 5 درصد بوده و مورد پذیرش قرار می‌گیرند. آماره معناداری متغیرها نیز نشان از ارتباط معنادار با متغیر تبیین شونده (سرعت تعدیل در رسیدن به اطلاعات خاص شرکتی) حکایت دارد. از متغیرهای تبیین‌کننده پژوهش در این رویکرد، میزان ضریب مسیر سهام شناور برابر با (348/0) می‌باشد که از قدرت تبیین‌کنندگی بیشتری نسبت به سایر متغیرها برخوردار است. به عبارتی با افزایش میزان سهام شناور به میزان نزدیکی به ارزش ذاتی اوراق بهادار افزوده می‌شود. همچنین انحراف معیار بازده دارایی‌ها، قابلیت مقایسه اطلاعات مالی، کیفیت اطلاعاتی مالی بر اساس مدل کوتاری و نسبت فروش صادراتی نیز در رتبه‌های بعدی تبیین‌کنندگی قرار می‌گیرد. مقدار ضریب تعیین مدل تقریباً برابر با 64 درصد هست که نشان می‌دهد 65 متغیر انتخاب شده می‌تواند به میزان 64 درصد رویکرد سرعت تعدیل قیمت به ارزش ذاتی را توضیح دهد. همچنین در سطح متغیرها نیز میزان تبیین کنندگی معیارهای سیاسی با ضریب 096/0 و محدودیت های مالی نیز با ضریب تعیین 070/0 بیشترین تبیین کنندگی را دارند.

5-       بحث و نتیجه‌گیری

در سال‌های اخیر با افزایش تعداد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار به‌ویژه سهام به یکی از موضوعات داغ در حوزه مالی تبدیل شده است. از یک سو روند قیمت سهام، روند بسیاری از رفتارهای اقتصادی را تا حد معینی تعیین می‌کند. بنابراین پیش‌بینی قیمت سهام نیز مورد توجه هر چه بیشتر سرمایه‌گذاران و تحلیل گران مالی است. از سوی دیگر، با افزایش سالانه تعداد سرمایه‌گذاران در بورس، تنها با تحلیل دقیق روند آتی قیمت سهام می‌توان سرعت روند بازار را درک کرد و بازده سرمایه‌گذاری بیشتری را به دست آورد. پیش‌بینی قیمت سهام، محور تحقیقات مالی است که به دلیل بی‌ثباتی زیاد بازارهای مالی عموماً به‌عنوان یک کار چالش برانگیز در نظر گرفته می‌شود. با این حال، به‌منظور کسب سود یا درک ماهیت بازار سهام، بسیاری از فعالان یا محققان بازار سعی می‌کنند از روش مختلفی برای پیش‌بینی قیمت سهام استفاده کنند. جامعه دانشگاهی و محققان بر این باورند که پیش‌بینی قیمت سهام معادل پیش‌بینی نرخ بازده سهام است. نرخ بازده سهام قابل پیش‌بینی است که با فرضیه بازارهای کارآمد ناسازگار نیست. در واقع هر متغیری با همبستگی غیر صفر می‌تواند بازده را پیش‌بینی کند. بر اساس رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام به ارزش ذاتی و فرضیه بازار کارا معادل این واقعیت است که قیمت سهام اطلاعات شناخته شده را به‌طور کامل منعکس کرده است، بنابراین هر اطلاعاتی که بر قیمت تأثیر می‌گذارد می‌تواند نرخ بازده سهام را پیش‌بینی کند. در این راستا پژوهش حاضر با بررسی مطالعات گذشته و ترکیب آن‌ها با نظرات خبرگان مربوطه، الگوی تبیین کارایی اطلاعاتی قیمت سهام بر اساس انواع رویکردهای سرعت تعدیل قیمت سهام را ارائه کرد. نتایج حاصل از آزمون‌های تحلیل مسیر نشان می‌دهد، افراد فعال در بازار سرمایه به اطلاعات عمومی بازار در مقایسه با ارزش ذاتی و اطلاعات خاص شرکتی، واکنش سریع‌تری خواهند داشت. به‌عبارت‌دیگر اطلاعات در بازار نسبت به فرآیند خروج آن از طریق مبادی رسمی شرکتی، بیشتر در جریان بوده و همچنین سرمایه‌گذاران بعد از واکنش به اطلاعات جدید در بازار، رفتار مالی شرکت را مورد بررسی قرار خواهند داد و در نتیجه با تحلیل‌های خود سعی خواهند کرد فعالیت خود را جهت ادامه یا خروج از بازار سهام به اطلاعات ذاتی شرکت متکی نمایند. از این‌رو مشخص گردید رویکرد تعدیل قیمت به اطلاعات عمومی بازار (مدل همزمانی قیمت سهام) نسبت به رویکردهای دیگر از ضریب تعیین بالایی معادل 79 درصد برخوردار است که نشان می‌دهد، متغیرهای تبیین‌کننده ازجمله سهام شناور آزاد، قابلیت مقایسه اطلاعات مالی و کیفیت اطلاعات مالی می‌توانند به میزان 79 درصد، کارایی اطلاعاتی سهام را تبیین نماید. این رویکرد نشان می‌دهد همزمانی قیمت سهام نشان دهنده حرکت قیمت سهام در بازار و سطح کشور بر اساس اطلاعات خاص شرکت‌ها می‌باشد. در این رویکرد با توجه به ضرایب تعیین در سطح هر گروه از متغیرها، معیارهای سیاسی و معیارهای بازار و نیز معیار عوامل صنعت که عامل بیرونی هستند بیشترین واکنش را در سرعت تعدیل قیمت سهام خواهند داشت و از عوامل درون‌سازمانی نیز کیفیت اطلاعات و محدودیت‌های مالی می‌تواند قیمت سهام را با تعدیل‌هایی همراه کند. همچنین رویکردهای سرعت تعدیل قیمت در رسیدن به ارزش ذاتی اوراق بهادار (مدل آمیهود و مندلسون) با ضریب تعیین 64 درصد نشان می‌دهد عواملی همچون معیارهای سیاسی، عوامل صنعت و معیارهای اقتصادی می‌تواند از بعد برون‌سازمانی نسبت به سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی مؤثر واقع شود و از ابعاد درون‌سازمانی نیز کیفیت اطلاعات حسابداری و محدودیت‌های مالی اثرگذار خواهد بود. رویکرد سرعت تعدیل قیمت به اطلاعات خاص شرکت (مدل فاما) نیز تقریباً 64 درصد توضیح و تبیین‌کنندگی قیمت سهام را برخوردار است. به عبارتی دیگر اطلاعات خاص شرکت از ویژگی‌های نظارتی و محدودیت‌های مالی از بازده‌های غیرعادی کاسته و نقش ویژگی‌های صنعت را نیز نباید نادیده گرفت که تأثیر بسزایی در این مهم دارد. کمترین مقدار ضریب تعیین متغیرهای مستقل به رویکرد سرعت تعدیل قیمت سهام در رسیدن به ارزش ذاتی (مدل بلک) به میزان 52 درصد توضیح می‌دهد، مربوط می‌شود. می‌توان نتیجه گرفت نتایج به دست آمده با ادبیات نظری و تجربی مطرح شده ازجمله مطالعات ژانگ و همکاران (2017)، کیون و همکاران (2017)، پو و همکاران (2017)، گارتون و همکاران (2016)، روهماوانی و همکاران (2021)، عالم (2020) و نورمن سی و تایرمن (2020) همراستا می‌باشد.  بر این اساس به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌گردد  با توجه به نتایج الگوی سوم پژوهش، کارایی بازار یک مفهوم کلیدی در اقتصاد مالی است و علاقه شدیدی بین سرمایه گذاران به ارزیابی میزان کشف قیمت کارآمد در موقع سرمایه‌گذاری وجود دارد، لذا به ارزش‌های ذاتی شرکت به معیارهایی از قبیل توان حاکمیت شرکتی (بخصوص سهام شناور)، میزان عملکرد مدیران (بازده دارایی‌ها) و کیفیت اطلاعات توجه بیشتری داشته باشند. همچنین معیارهای صنعت ازجمله نوع صنعت و تعداد شرکت‌های فعال هر صنعت، معیارهای نظارتی ازجمله کیفیت حسابرسی و استراتژی‌های شرکت به‌عنوان عوامل مؤثر تقویت‌کننده کارایی اطلاعاتی قیمت سهام و به معیارهای همچون محدودیت مالی، عدم قطعیت سیاست اقتصادی و ریسک شرکت به‌عنوان عوامل کاهنده کارایی قیمت سهام توجه داشته باشند. مطابق نتایج الگوهای پژوهش، معیارهای سیاسی، بازار و صنعت تعیین کننده قیمت سهام در بازار هستند. از اینرو در انتخاب سهم بایستی به این عوامل دقت کرده و اقدام به سرمایه گذاری نمایند تا سرمایه گذاری آنها در بهترین شرایط ممکن به سودآوری و نقدینگی برسد. از طرفی دیگر به مدیران پیشنهاد می‌گردد با کاهش در محدودیت‌های مالی شرکت و برنامه‌ریزی در شرایط عدم قطعیت اقتصادی و مدیریت ریسک به کارایی قیمت سهام و کارایی بازار کمک نمایند.  نتایج هر چهار الگو از نقش با اهمیت محدودیت های مالی در بازار سرمایه و کمک به بهبود کارایی دارد. به سازمان بورس اوراق بهادار نیز پیشنهاد می‌گردد در سرعت تعدیل قیمت سهام و کارایی بازار سرمایه ویژگی‌های نظارتی و راهبری شرکتی را در شرکت‌ها با سطوح جهانی همراستا کرده و توجه ویژه‌ای به صنایع مصرفی داشته باشند تا بتوان شاهد افزایش کارایی اطلاعاتی قیمت سهام گردید. همچنین شرکت های دارای وابستگی به شرایط سیاسی را با توجه به نتایج الگوهای آمیهود، تعدیل جزئی قیمت سهام و الگوی فاما شناسایی و به عنوان مزیت رقابتی معرفی یا رتبه بندی نمایند.

مراجع

افلاطونی، عباس (1393). بررسی رابطه بین عامل‌های ریسک تأخیر حسابداری و غیر حسابداری قیمت سهام با نوسانات صرف ریسک در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه حسابداری مالی، سال 6، شماره 23، صص 22-42.

افلاطونی، عباس (1395). بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری مالی و متقارن نبودن اطلاعات بر واکنش تأخیری قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامه پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دوره 8، شماره 1، صص 1-24.

ایزدی نیا، ناصر و دری سدره، مصطفی (1389). محتوای اطلاعاتی جزء غیرعملیاتی سود حسابداری در رابطه با پیش‌بینی سود و ارزش‌گذاری حقوق صاحبان سهام در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه پژوهش‌های ﺣﺴﺎﺑﺪاری ﻣﺎﻟﯽ، شماره 1، صص 17-32.

بادآور نهندی، یونس؛ زینالی، مهدی و نیکویان، الهه (1395).  تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر کارایی اطلاعاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال 5، شماره 19، صص 1-16.

بحری ثالث، جمال؛ بهنمون، یعقوب و قاسم‌زاده، حسین (1392). ویژگی‌های هیأت مدیره و مربوط بودن اطلاعات حسابداری در بورس اوراق بهادار تهران. ﻓﺼﻠﻨﺎﻣﻪ دانش حسابداری و حسابرسی، سال 2، شماره 6.

پورحیدری، امید و کرمشاهی، بهنام، (1389). بررسی محتوای اطلاعاتی سود حسابداری با در نظر گرفتن میزان کارایی بازار در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه بورس اوراق بهادار تهران، سال 3، شماره 12، صص 87-108.

حاتم راد، سامان؛ حقیقت، جعفر؛ اصغرپور، حسین و آدرنگی، بهرام (1401). ارزیابی عوامل کلان مؤثر اقتصادی بر شاخص قمت سهام با رویکرد میانگین‌گیری بیزین. فصلنامه سیاست‌های مالی و اقتصادی، شماره 37، صص 73-111.

حساس یگانه، یحیی و امیدی، الهام (1393). بررسی رابطه کیفیت اطلاعات حسابداری، تأخیر واکنش قیمت و بازدهی آتی سهام در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی، سال 11، شماره 42، صص 31-58.

حسینی طالقانی، هدی و سپندارند، صادق (1400). تأثیر نوسانات سطح عمومی قیمت‌ها (نرخ تورم) بر قیمت سهام در شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه مطالعات اقتصاد مدیریت مالی و حسابداری، دوره 7، شماره 1، صص 424-436.

حکمت، هانیه؛ رحمانی، علی؛ ملانظری، مهناز و موسوی، میرحسین (1399). اطلاعات حسابداری و کارایی بازار سهام در سطح نیمه قوی. فصلنامه پژوهش‌های تجربی حسابداری، سال 9، شماره 36، صص 23-49.

حمیدیان، محسن و قدمگاهی، مجید (1401). بررسی تأثیر افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی قیمت سهام و همزمانی بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه مطالعات مدیریت و حسابداری. دوره 8، شماره 2، صص 8-25.

خادم پور آرانی، عباس؛ کیقبادی، امیررضا؛ معدنچی زاچ، مهدی و زمردیان، غلامرضا (1401). مدل تلفیقی چند هدفه و اقتصادسنجی جهت بهینه‌سازی پرتفوی سهام. فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی. دوره 14، شماره 54، صص 263-292.

خدامی پور، احمد؛ محرمی، رامین (1391). تأثیر افشای داوطلبانه بر مربوط بودن سود هر سهم در بورس اوراق بهادار تهران. ﻓﺼﻠﻨﺎﻣﻪ ﺣﺴﺎﺑﺪاری ﻣﺪﻳﺮﻳﺖ، سال 5، شماره 14، صص 1-12.

دارابی، رویا و مرادلو، حسین (1390). بررسی رابطه بین شفافیت اطلاعات و محتوای اطلاعاتی سود حسابداری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. ﻓﺼﻠﻨﺎﻣﻪ ﻣﺪﻳﺮﻳﺖ ﺣﺴﺎﺑﺪاری، سال 4، شماره 11.

رهنمای رودپشتی، فریدون؛ مهدنچی زاج، مهدی (1391). بررسی کارایی اطلاعاتی و حباب عقلایی قیمت بورس اوراق بهادار تهران و زیر بخش‌های آن با استفاده از آزمون نسبت واریانس و آزمون پایایی قیمت- سود. ﻓﺼﻠﻨﺎﻣﻪ داﻧﺶ ﻣﺎﻟﻲ ﺗﺤﻠﻴﻞ اوراق ﺑﻬﺎدار، سال 2، شماره 14، صص 59-75.

ستایش، محمدحسین و ابراهیمی، فهیمه (1390). بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر محتوای اطلاعاتی سود در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه دانش حسابداری، سال 3، شماره 8، ص 31-48.

غریب وند، سمانه (1401). پیش‌بینی قیمت سهام با استفاده از هوش مصنوعی. فصلنامه تحقیقات میان رشته‌ای در مدیریت و علوم انسانی، دوره 4.

فدایی، ابراهیم و زارع بهنمیری، محمد جواد (1401). پیش‌بینی شوک منفی قیمت سهام با تأکید بر نسبت‌های مالی. فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی. دوره 14، شماره 3، صص 181-203.

فغانی ماکرانی، خسرو (1394). بررسی میزان مربوط بودن ارزش دفتری، سود حسابداری و جریان وجه نقد با قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه حسابداری مدیریت، سال 8، شماره 24، صص 31-58.

مهرانی، ساسان؛ فعال قیومی، علی و مرادی، محمد (1391). رابطه بین مالکیت نهادی، تمرکز مالکیت نهادی و مربوط بودن ارزش اطلاعات حسابداری در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه دانش حسابداری، سال 3، شماره 11، صص 31-55.

مهرآذین، علیرضا؛ مسیح آبادی، علیرضا و دهنوی، محمدعلی (1391). شفافیت اطلاعات مالی و محتوای اطلاعاتی سود بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه دانش حسابداری، سال 3، شماره 14، صص 113-130.

نبوی، نیوشا و باغانی، علی (1400). بررسی کیفیت اطلاعات حسابداری بر روابط بین قدرت مدیران اجرایی برتر و کارایی قیمت سهام. فصلنامه مطالعات اقتصاد مدیریت مالی و حسابداری، دوره 7، شماره 2، صص 63-72.

هوشمند نقابی، زهرا؛ اسلامی مفید آبادی، حسین و آقاسی، محمد (1401). رابطه بازدهی سهام و نوسانات بازده با نقدشوندگی بازار سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره شیوع بیماری ویروس کرونا. فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی. دوره 14، شماره 56، صص 191-220.

Alam, N. (2020). Do oil price shock, and other macroeconomic variables affect the stock market: A study of the Saudi Stock Market? Humanities & Social Sciences Reviews, 8(3), 1234-1242.

Aslan, H., Easley, D., Hvidkjaer, S., and O’Hara, M. (2011) Firm characteristics and informed trading: Implications for asset pricing, Journal of Empirical Finance 18, 782–801.

Atif, M., Raza Rabbani, M., Bawazir, H., Hawaldar, I. T., Chebab, D., Karim, S., & AlAbbas, A. (2022). Oil price changes and stock returns: Fresh evidence from oil exporting and oil importing countries. Cogent Economics & Finance, 10(1), 2018163.

Barinov, A., )2014(. Turnover: liquidity or uncertainty? Manag. Sci. 60, 24782495.

Bhusal, A., & Gautam, M. S. (2022). Impact of Gold Prices on Stock Exchange: An Empirical Case Study of Nepal. arXiv preprint arXiv:2202.00007.

Brisley, N., & Theobald, M. (1996). A simple measure of price adjustment coefficients: A correction. Journal of Finance, 51(1), 381–382.

Busch, P., Obernberger, S. (2016). Actual Share Repurchases, Price Efficiency, and the Information Content of Stock Prices, The Review of Financial Studies, doi:10.1093/rfs/hhw071.

Busse, J. A., & Green, T. C. (2002). Market efficiency in real time. Journal of Financial Economics, 65(3), 415–437.

Caginalp, G., DeSantis, M. (2016). Does price efficiency increase with trading volume? Evidence of nonlinearity and power laws in ETFs, Physica A, http://dx.doi.org/10.1016/j.physa.2016.10.039.

Callen, J. L.,Khan, M., Lu, H. 2013. “Accounting Quality, Stock Price Delay, and Future Stock Returns.” Contemporary Accounting Research 30: 269–295.

Chakrabarti, R., & Roll, R. (1999). Learning from others, reacting, and market quality. Journal of Financial Markets, 2(2), 153–178.

Chen, J., Dong, W., Li, S., Zhang, Y. (2016): Perceived audit quality, state ownership, and stock price delay: evidence from China, Asia-Pacific Journal of Accounting & Economics, DOI:.1080/16081625.2016.1208573

Chordia, T., Roll, R., & Subrahmanyam, A. (2005). Evidence on the speed of convergence to market efficiency. Journal of Financial Economics, 76(2), 271–292.

Copeland, T. (1976). A model of asset trading under the assumption of sequential information arrival. Journal of Finance, 31(4), 1149–1168.

Cornell, B., & Roll, R. (1981). Strategies for pairwise competitions in markets and organizations. Bell Journal of Economics, 12(1), 201–213. DOI: 10.2307/ 3003517

Damodaran, A. (1993). A simple measure of price adjustment coefficients. Journal of Finance, 48(1), 387–400.

Dann, L. Y., Mayers, D., & Raab, R. J. (1977). Trading rules, large blocks and the speed of price adjustment. Journal of Financial Economics, 4(1), 3–22.

Davis, M. (2006). Louis Bachelier’s theory of speculation (trans. Mark Davis & Alison Etheridge). Princeton; Oxford: Princeton University Press.

Dodd O., Gilbert, A. (2016). The Impact of Cross-Listing on the Home Edelen, R. M.,O. S. Ince, and G. S. Kadlec. )2016(. Institutional investors and stock return anomalies. Journal Financial Economics 119:472–488.

Fama, E. F. (1965). The behavior of stock-market prices. Journal of Business, 38(1), 34–105.

Fama, E. F., Fisher, L., Jensen, M. C., & Roll, R. (1969). The adjustment of stock prices to new information. International Economic Review, 10(1), 1–21.

Ferreira, D., Ferreira, M. A., and Raposo, C. C. (2011) Board structure and price informativeness, Journal of Financial Economics 99, 523–545.

Gorton, G.B., Huang, L., Kang, Q. (2016). The Limitations of Stock Market Efficiency: Price Informativeness and CEO Turnover, Review of Finance, 1–48. doi: 10.1093/rof/rfw008.

Grossman, S. (1976). On the efficiency of competitive stock markets where trades have diverse information. Journal of Finance, 31(2), 573–585.

Grossman, S. J., & Stiglitz, J. E. (1980). On the impossibility of informationally efficient markets. American Economic Review, 70(3), 393–408.

Hao,Y., Chou, R.K. Ho, K.Y., Weng, P.S. (2015). The impact of foreign institutional traders on price efficiency: Evidence from the Taiwan futures market, Pacific-Basin Finance Journal 34, 24–42.

Hasbrouck, J., & Ho, T. S. (1987). Order arrival, quote behavior, and the returngenerating process. Journal of Finance, 42(4), 1035–1048.

Htet Htet Htun,Michael Biehl, and Nicolai Petkov. (2023). Survey of feature selection and extraction techniques for stock market prediction. Financ Innov. 2023; 9(1): 26.  Published online 2023 Jan 12. doi: 10.1186/s40854-022-00441-7.

Ibrahim, M.H., (1999). Macroeconomic Variables and Stock Prices in Malaysia: An Empirical Analysis, Asian Economic Journal, Vol 3, No 2. Pp.219-231.

Jennings, R., & Starks, L. (1986). Earnings announcements, stock price adjustment, and the existence of option markets. Journal of Finance, 41(1), 107– 125.

Kim, J. B., Yu, Z., & Zhang, H. (2016). Can media exposure improve stock price efficiency in China and why?. China Journal of Accounting Research, 9(2), 83-114.

Kraus, A., & Stoll, H. R. (1972). Price impacts of block trading on the New York Stock Exchange. Journal of Finance, 27(3), 569–588.

Li, Z., Lin, B., Zhang, T., Chen, C (2017): Does short selling improve stock price efficiency and liquidity? Evidence from a natural experiment in China, The European Journal of Finance,DOI:10.1080/1351847X.2017.1307772.

Lim, K.P., Hooy, C. W., Chang, K.B., Brooks, R. (2016). Foreign investors and stock price efficiency: Thresholds, underlying channels and investor heterogeneity, North American Journal of Economics and Finance 36 (2016) 1–28.

Malkiel, B. G. (1999). A random walk down Wall Street: including a life-cycle guide to personal investing. New Jersey: Princeton University Press.

Nurmansyah, A. R., & Thamrin, H. (2022). Analysis of The Influence of Exchange, Inflation, Gross Domestic Product, Interest Rate, and The Amount of Money Circulation On The LQ45 Index In The Indonesia Stock Exchange Between 2016-2020. Jurnal Syntax Admiration, 3(1), 1-27.

Paulo Pereira da Silva. (2022). Market Efficiency and the capacity of Stoock Prices to track a firms future profitability. Borsa Istanbul Review Volume 22, Issue 3, May 2022, Pages 452-464

Patell, J. M., & Wolfson, M. A. (1984). The intraday speed of adjustment of stock prices to earnings and dividend announcements. Journal of Financial Economics, 13(2), 223–252.

Please cite this article as: P. Pereira da Silva, Market efficiency and the capacity of stock prices to track a firm's future profitability, Borsa _Istanbul Review, https://doi.org/10.1016/j.bir.2021.06.010

Poh, P., Hooy, C.W., Lim, K.P. (2017) ''Effect of Geographical Diversification on Informational Efficiency in Malaysia'', Economics Bulletin, Volume 37, Issue 1, pages 19-29.

Reboredo, J. C., Rivera-Castro, M. A., Miranda, J. G., & García-Rubio, R. (2013). How fast do stock prices adjust to market efficiency? Evidence from a detrended fluctuation analysis. Physica A: Statistical Mechanics and its Applications, 392(7), 1631–1637.

Rohmawati, S., Mutmainnah, M., Asas, F., & Khasanah, U. (2022). Analysis Of The Effect Of The Rupiah Exchange, World Oil Price, World Gold Price On The Joint Stock Price Index In The Indonesia Stock Exchange. International Journal of Science, Technology & Management, 3(1), 153-166.

Shu, T. (2007). Institutional Trading and Stock Price Efficiency, Doctor of Philosophy Dissertation, The University of Texas at Austin.

Theobald, M., & Yallup, P. (2004). Determining security speed of adjustment coefficients. Journal of Financial Markets, 7(1), 75–96.

Theobald, M., & Yallup, P. (2005). Intradaily volatility and adjustment. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 15(5), 407–424.

Woodruff, C. S., & Senchack, A. J. (1988). Intradaily price-volume adjustments of NYSE stocks to unexpected earnings. Journal of Finance, 43(2), 467–491.

Zhang, W., Huang, K., Feng, X., Zhang, Y., (2017). Market maker competition and price efficiency: Evidence from China, Economic Modelling, http://dx.doi.org/10.1016/j.econmod.2017.06.004.

 

 

 

A Model Explaining the Informational Efficiency of Stock Price Based on Various Stock Price Adjustment Speed Approaches

 

Abstract

Knowing the information efficiency in stock markets and the speed with which stock markets incorporate information flow into asset prices is very important for stakeholders. The present study tried identifying and explaining the factors affecting the information efficiency of stock prices, investigating the efficiency of stock prices and providing an explanatory model for it in the Tehran Stock Exchange since 2011 to 2021. So, by investigating the literature reviews and analyzing experts’ perspectives, 65 variables were identified, and classified into 12 groups (economic variables, industry, quality of financial information, risk, market, corporate governance, regulatory, political, managerial, functional, financial limitation and company strategies). To measure the information efficiency of the stock price, the speed of the stock price adjustment in reaching the intrinsic value, the reaction to the general market information and the specific company information have been used. To identify the influential variables and provide a model explaining the efficiency of stock price information, the path analysis method was used in M_PLUS software. The models based on the stock price adjustment speed approach in reaching the intrinsic value had the explanatory power of 64 and 52 percent. The model based on the adjustment speed approach in response to general market information and the model based on the adjustment speed approach to company-specific information have an explanatory power of 74 and 64 percent. The current research, is considered an important step to help improve the level of efficiency of the country's stock market.

 

Key Words: Information Efficiency of Stock Price, Speed of Stock Price Adjustment, Stock Intrinsic Value, Stock Price Synchronicity, Firm Specific Information.

1

[1]  مقاله مستخرج از رساله دکتری تخصصی رشته حسابداری می باشد.

[2]  Fama et al

[3]  Busse & Green

[4]  Chordia et al

[5]  Reboredo et al

[6]  Jennings & Starks

[7]  Woodruff & Senchack

[8]  Paulo

[9]  Davis

[10]  Fama

[11]  Malkiel

[12]  Hou & Moskowitz

[13]  Amihud & Mendelson

[14]  Dann et al

[15]  Kraus & Stoll

[16]  Hasbrouck & Ho

[17]  Patell & Wolfson

[18]  Grossman

[19]  Grossman & Stiglitz

[20]  Cornell & Roll

[21]  Copeland

[22]  Hillmer & Yu

[23]  Chakrabarti & Roll

[24]  Damodaran

[25]  Brisley & Theobald

[26]  Theobald & Yallup

[27]  Htet Htet Htun

[28]  Atif et al

[29]  Bhusal & Gautam

[30]  Paulo Pereira da Silva

[31]  Rohmawati et al

[32]  Alam

[33]  Nurmansyah & Hakiman Thamrin

[34]  Poh et al

[35]  Qian et al

[36]  Zhang et al

[37]  Li et al

[38] .Dodd and Gilbert

[39]  Gorton et al

[40]  Kim

[41]  Caginalp and DeSantis

[42]  Lim et al

[43]  Chen et al

[44]  Busch and Obernberger

[45]  Hao et al

[46]  Barinov

[47]  Callen et al

[48]  Aslan et al

[49]  Ferreira et al

[50]  Lee

[51]  Shu


مقالات مرتبط

حقوق این وب‌سایت متعلق به سامانه مدیریت نشریات دانشگاه آزاد اسلامی است.
حق نشر © 1403-1400

صفحه اصلی| عضویت/ ورود| درباره سند| تماس با ما|
[English] [العربية] [en] [ar]