ساختار رقابت صنعت، قدرت بازار و ریسک سقوط آتی قیمت سهام

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسنده

گروه حسابداری،واحدکرج ، دانشگاه آزاداسلامی،،کرج،ایران.

چکیده

این پژوهش با هدف بررسی تأثیرات رقابت در سطح صنعت و شرکت بر ریسک سقوط قیمت آتی سهام صورت پذیرفته است. بدین منظور دو فرضیه اصلی تدوین و نمونه‌ای متشکل از 67 شرکت به روش حذفی- سیستماتیک از بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شد. برای اندازه‌گیری شاخص رقابت در صنعت از شاخص هیرفیندال- هیرشمن و تعداد شرکت‌های فعال در صنعت استفاده شد و برای سنجش رقابت در سطح شرکت از شاخص لرنر تعدیل شده بهره برده شده است. ریسک سقوط قیمت سهام با استفاده از دو معیار و با افق زمانی یک سال آتی محاسبه شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل‌های پژوهش نشان داد که تمرکز بالای صنعت، ریسک سقوط قیمت آتی سهام را برای شرکت‌های آن صنعت افزایش می‌دهد. همچنین قدرتبازارواندازهبیشازحدازشرکت،یکاثرتعاملیبرریسک سقوط قیمتآتی سهامدارد؛ بدان معنی کهاندازهبیشازحد شرکتتأثیرقدرتبازاربرریسک ریزش قیمتیسهامرا تشدید می‌کند
This paper has been conducted to examines‌ the effects of the Competition industry and firm level on the future stock price crash risk. For this purpose two main hypotheses have been suggested and a sample of 67 Tehran stock exchange listed companies has been taken using Removal of Systematic method. To measure the industry Competition index, the Herfindahl-Hirschman Index and the number of companies actingin the industry has been used and the modified Lerner index has been applied to measure the Competition in the firm level. The stock price crash risk has been calculated using two indices and a time horizon of one future year. The results of the estimation of the research models show that the high industry concentration increases the risk of the future stock price crash for the companies in the same industry. In addition the market power and the excessive size of the firm has an interactive effect on the future stock price crash; meaning that the excessive size of the firm intensifies the effect of the market power on the stock price crash risk.

کلیدواژه‌ها


ساختار رقابت صنعت، قدرت بازار و ریسک سقوط آتی قیمت سهام

 

 

تاریخ دریافت: 27/04/1399            تاریخ پذیرش: 31/06/1399

 

مهدی مراد زاده فرد[1]

 

 

 

چکیده

این پژوهش با هدف بررسی تأثیرات رقابت در سطح صنعت و شرکت بر ریسک سقوط قیمت آتی سهام صورت پذیرفته است. بدین منظور دو فرضیه اصلی تدوین و نمونه‌ای متشکل از 67 شرکت به روش حذفی- سیستماتیک از بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شد. برای اندازه‌گیری شاخص رقابت در صنعت از شاخص هیرفیندال- هیرشمن و تعداد شرکت‌های فعال در صنعت استفاده شد و برای سنجش رقابت در سطح شرکت از شاخص لرنر تعدیل شده بهره برده شده است. ریسک سقوط قیمت سهام با استفاده از دو معیار و با افق زمانی یک سال آتی محاسبه شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل‌های پژوهش نشان داد که تمرکز بالای صنعت، ریسک سقوط قیمت آتی سهام را برای شرکت‌های آن صنعت افزایش می‌دهد. همچنین قدرتبازارواندازهبیشازحدازشرکت،یکاثرتعاملیبرریسک سقوط قیمتآتی سهامدارد؛ بدان معنی کهاندازهبیشازحد شرکتتأثیرقدرتبازاربرریسک ریزش قیمتیسهامرا تشدید می‌کند.

 

واژه‌های کلیدی:ساختار رقابت صنعت، قدرت بازار، اندازه بیش از حد و ریسک سقوط قیمت سهام.

 

 

1- مقدمه

باوقوعبحرانمالیدرایالات‌متحدهامریکا درسال 2008،ترکیدنحبابمالیتأثیرزیادیدربازارسرمایهجهانیداشته است. بهطورخاص،سقوطبازارهایسهامسببشدهکهآسیب بزرگیبهعملیاتاجتماعیواقتصادی که تحت تأثیر ثبات مالی است وارد شود و اقتصاد واقعی متضرر گردد (شین و همکاران[i]، 2015). نوسان ذات همیشگی همه بازارهای سهام است که به دو صورت جهش[ii] و سقوط[iii] قیمت سهام رخ می‌دهد (هاتنوهمکاران[iv]، 2009). نوساناتبزرگدرقیمتسهام،بهخصوصافت زیاد و ناگهانی درقیمتدارایی‌هاکه به عنوان پدیده‌ای مترادف با چولگی منفی بازده در نظر گرفته می‌شود، یکیازعلایقاصلیسرمایه‌گذارانوقانون‌گذارانمی‌باشد (لی و ژان[v]، 2014).افزایش در قیمت سهام اغلب تدریجی در حالی که تغییرات بزرگ کاهشی در قیمت سهام، اغلب در یک دوره زمانی کوتاه‌مدت رخ می‌دهد. بخش وسیعی از ادبیات مربوط به بازار سهام نشان می‌دهد که بزرگترین تغییرات در بازار سهام به صورت کاهش و کم‌تر به صورت افزایش بوده است (چن و همکاران[vi]، 2001). ازآنجاکهسقوطقیمت‌های سهاماغلبباعثاختلالگستردهوعمیقدربازارهایمالیوکل اقتصادمی‌شود،این رفتار به حوزه مورد علاقه دانشگاهیان جهت ارائه مدل و توضیح سقوط قیمت سهام تبدیل شده است (چنوهمکاران 2001؛گنوتی وللاند[vii] 1990؛هنگوآستین[viii] 2003 وهوانگووانگ[ix] 2009). آن‌ها تاثیرات ویژگی‌های بازار سهام (نظیر حجم معاملات، قیمت‌های سهام گذشته و نقدشوندگی بازار) را بر ریسک سقوط قیمت سهام مورد بررسی قرار دادند. علاوه بر این تحقیقات، علایق رو به رشدی در خصوص این که چطور ویژگی‌های شرکتی بر ریسک سقوط قیمت سهام شرکت تأثیر می‌گذارد، وجود دارد. ریزش شدید قیمت سهام و روند نزولی- فرسایشی شاخص بازار سهام کشور در ماه‌های اخیر و در پی آن از بین رفتن چند صد هزار میلیارد تومانی از سرمایه سهامداران و تغییر رفتار آنان سبب شده با تغییر موضع خود مبنی بر خروج، بخش عظیمی از نقدینگی از این بازار خارج شود و اقتصاد از بابت آن متضرر گردیده است. تبعات فراگیر ریزش قیمت سهام و شاخص بازار، بسیار گسترده است؛بنابراین مطالعه رفتار سقوط قیمت سهام در اثر متغیرهای خرد و کلان از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است. در این مقاله، ما به بررسی این مسئله پردازیم که آیا مخاطرات رقابت در بازار محصول که شرکت با آن مواجه است، ریسک سقوط قیمت سهام را تحت تأثیر قرار می‌دهد؟ همچنین این پژوهش درصدد است که ارتباط تعامل متقابل اندازه شرکت‌ها با قدرت بازار را بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام بررسی نماید. اینمطالعهباهدفکشفچگونگیاستفادهکاملبازارمالیبرایتخصیصمنابعدرحالیکهازریسکسقوط قیمتسهام پیشگیری شود، صورت گرفته است.

 

2- مبانی نظری و پیشینه تحقیق

تحقیقات اولیه در حوزه ریسک سقوط قیمت سهام عمدتاً از منظر مالی رفتاری[x] و تعادل انتظارات عقلایی[xi] صورت پذیرفته است. رومر[xii] (1993) استدلال می‌کند که سرمایه‌گذاران می‌توانند اخبار پنهان شده را به‌واسطه مشاهده رفتار معاملاتی سایر سرمایه‌گذاران کشف کنند. به عنوان یک نتیجه، قیمت‌های سهام می‌تواند در فرآیند معاملاتی آشکار شود. هنگوآستین (2003) پیش‌تر پیش‌بینی کرده‌اندکهحجممعاملاتبالاباچولگیمنفی‌تربازدههمراه است. چنوهمکاران (2001) ازپیش‌بینیهنگوآستین (2003) حمایتمی‌کنند ویافتند گردش غیر روندی بازدهسهامگذشتهواندازهشرکتارتباط مثبتی با ریسک سقوط قیمت سهام دارند. یافته‌هایتجربیجینومایرز[xiii] (2006) وهاتنوهمکاران (2009) نشانمی‌دهدکهشرکت‌هایی با سطح شفافیت پایین‌تر، سهام آن‌ها دارای R2s(همزمانی قیمت سهام) بالاتروبیشترمستعدابتلابهسقوط قیمت سهام هستند. باتوجهبهشفافیت،کیموهمکاران[xiv] (b 2011،a 2011) یافتندکهاجتنابمالیاتیوپرداختغرامتمدیرانارشدمالی به صاحبانسهام،ارتباط مثبتی با ریسک سقوط قیمت سهام دارد. کیموژانگ[xv] (2010) نشاندادندکهمحافظه‌کاریحسابداری، احتمال اینکه یک شرکت ریسک سقوط قیمت سهام را تجربه نماید، کاهش می‌دهد. ایننتایجحاکیاز آن استکهشرکت‌هایباغرامتمدیران ارشد مالی به صاحبانسهامبالاتریااجتناب مالیاتی،گزارشگری مالی غیر شفاف‌تری دارند کهبه ریسک سقوط قیمت سهام بالاتری نیز منتهی می‌شود؛بنابراین،برایشرکت‌هاییبامحافظه‌کاری حسابداری،وضعیتبالعکساست. فروغی و همکاران (1391) یافتند که تفاوت بین درآمد مشمول مالیات قطعی شده و سود مشمول مالیات ابرازی به عنوان شاخصه فرار از پرداخت مالیات، ریسک سقوط آتی قیمت سهام را افزایش می‌دهد. با استفاده از داده‌های شرکت‌های پذیرفته شده در چین، پان و همکاران[xvi] (2011) ارتباط بین شفافیت اطلاعاتی شرکت و ریسک سقوط قیمت سهام را بررسی کردند که چگونه تحلیل گران پیرو، بر این رابطه اثرگذار هستند. آنان یافتند که شرکت‌هایی با گزارشگری مالی غیر شفاف بیشتر مستعد ریسک سقوط قیمت سهام هستند و تعقیب تحلیل گران اثر ابهام اطلاعاتی بر ریسک سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد. زووهمکاران[xvii] (2012) یافتندکهخوش‌بینیتحلیلگرارتباط مثبت معناداری با ریسک سقوط قیمت سهام دارد. فخاری و حسنی (1392) یافتند که با افزایش محتوای اطلاعاتی جریان‌های نقدی عملیاتی، ریسک سقوط قیمت سهام در آینده کاهش می‌یابد. همچنین نتایج تحقیق آنان نشان داد که با افزایش محتوای اطلاعاتی جریان نقدی عملیاتی، رابطه بین عدم شفافیت سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام کاهش می‌یابد. همچنین ازمنظر «رفتارگله»[xviii]،زووهمکاران (2013)، نقشسرمایه‌گذاراننهادیبر سطح ریسک سقوط قیمت سهام مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان می‌دهد که سرمایه‌گذاران نهادی به جای ایجاد ثبات در بازار موجب تشدید ریسک سقوط قیمت سهام می‌شوند.نوقابی و رستمی (1393) با تفکیک مالکان نهادی به فعال و غیر فعال، یافتند که مالکیت نهادی فعال تأثیر منفی و مالکیت نهادی غیرفعال تأثیر مثبت بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام دارد.

با این حال، تحقیقات فوق بر تأثیر معاملاتی بازارهای مالی و یا عوامل خرد در سطح شرکت‌ها بر ریسک سقوط قیمت سهام تمرکز کرده‌اند. ازمنظرکلان،محیطرقابتیخارجینیزدارایتأثیراتمهمیبرعملیاتشرکتوعملکردسهام است؛بنابراین،رابطهبینرقابتصنعتدراقتصادواقعیوعملکردسهامدربازارسرمایهونقطه‌ای کهدرآنقانون‌گذارنیازبهمداخلهدرمحیطرقابتیصنعتدارد، درخور توجه است.

مطالعاتموجودبهمامی‌گویندکهشرکت‌هایی که در صنایع متمرکزتر فعالیت می‌کنند بازده سهام پایین‌تری دارند (هوورابینسون[xix]، 2006؛شارما[xx]، 2011). این یافته‌ها نشان می‌دهد که رقابت بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر می‌گذارد. مطالعات همچنین یافته‌اند که یکی از مجراهایی که از طریق آن رقابت بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر می‌گذارد، اطلاعات است (پرس[xxi]، 2010؛ لی[xxii]، 2010). شین[xxiii] و همکاران (2015) یافتند که انحصارصنعتیوعدمتعادلرقابت،رابطه مثبتیباریسکسقوطقیمتسهامدارد؛بنابراین،برخورداری از یک رقابتمتعادل به کاهشریسکسقوطقیمتسهام کمک می‌کند. در سطح شرکت، تأثیر قدرت بازار یک شرکت بر ریسک سقوط قیمت سهام ارتباط نزدیکی با اندازه بیش از حد (اندازه تعدیل شده شرکت به‌وسیله میانگین صنعت) داردکه با اندازه بیش از حد متفاوت، ارتباط بین قدرت بازار و ریسک سقوط قیمت سهام متفاوت خواهد بود. ازسال 2006،مطالعاتانجامشدهدر حوزهرقابتدربازارمحصولبهتدریججای خود را در بازار تحقیقات بازار سرمایه باز کرد. از سوی دیگر محققان، ارتباط شاخص رقابت و بازده سهام را مورد بررسی قرار دادند. بهعنوانمثال،هوورابینسون (2006) یافتند که شرکت‌ها در صنایع متمرکزتر، بازده کمتری کسب می‌کنند. شارما (2011) ازشاخصچندبعدیرقابتدربازارمحصول (هرفیندال-هیرشمن،شاخصلرنرواندازهبازارصنعت) بهعنوانمعیاری از سطح رقابت استفاده کرد و نتایج آن در واقع مشابه یافته‌های هوورابینسون (2006) است. ازسویدیگر،محققانبه مطالعه ارتباط بین محیط رقابتی و نوسان پذیری بازده سهام پرداختند. تحقیق گاسپاروماسا[xxiv] (2006) نشان می‌دهد که شرکت‌هایی که در صنایعمتمرکزتر تأسیسشده‌اند و یا از قدرت بازار بالایی بهره می‌برند، از جریان نقدی با ثبات‌تری برخوردارند. آنان همچنین یافتند که انحراف کوچکتر پیش‌بینی سرمایه‌گذاران از قیمت‌های سهام، پایین‌تر از ریسک غیر سیستماتیک شرکت است.

2-1- ساختار رقابت صنعت و ریسک سقوط قیمت سهام

رقابت در بازار محصول می‌تواند به چند طریق مهم بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر بگذارد. اول،دیدگاهرایجآناستکهفشارهایرقابتیازبازارهایمحصول،بهره‌وریشرکت (گالدون سانچز و اشمیتز[xxv]، 2002؛ سیورسون[xxvi]، 2011؛ لی و ژان، 2014) راافزایشمی‌دهد. تهدیدات از سوی رقبای تجاری، مدیران را مجبور به تلاش‌های بیشتر، اداره شرکت با روش‌های مقرون به صرف‌تر و تصمیمات کارآمد می‌کند (هارت[xxvii]، 1983؛لی و ژان، 2014). ایننتایجدربهره‌وریبیشتروهزینه‌هاینمایندگیپایین‌ترکهبهنوبهخودباکاهشاحتمالافتسهامودرنتیجهکاهشریسکسقوطقیمت سهام، در ارتباط است. در نتیجه «فرضیه نمایندگی» به یک ارتباط منفی بین رقابت در بازار محصول و ریسک سقوط قیمت سهام اشاره دارد. یافته‌های تحقیقات پیشین، از اثر مثبت رقابت بر کیفیت گزارشگری مالی، بهواسطه این که رقابت، هزینه‌های نمایندگی رو کاهش می‌دهد، حمایت می‌کند. دیانتیو بیاتی (1394) یافتند که رقابت در بازار محصول به واسطه کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و ریسک حسابرسی، موجب کاهش حق‌الزحمه حسابرس مستقل می‌شود. لکس مانا و یانگ[xxviii] (2012) نشان دادند که مدیریت واقعی سود و مدیریت سود حسابداری در شرکت‌هایی که شدت رقابت در آن صنایع به مراتب کمتر از صنایع دیگر است، رایج‌تر می‌باشد. بنی مهد و همکاران (1394) نشان دادند که افزایش توان رقابتی واحد تجاری، هزینه حقوق صاحبان سهام را کاهش می‌دهد. بالاکریشنانوکوهن[xxix] (2011) دریافتند که سطح شدت رقابت در بازار محصول، می‌تواند به عنوان یک نیروی انضباطی، رفتارهای مدیران را در گزارشگری نادرست، محدود نماید.علاوه بر این، یک شرکت ممکن است با افزایش تهدیدات بازار محصول از سوی شرکت‌های رقیب، محافظه‌کارانه‌تر عمل نماید. چنینرفتارمحافظه‌کارانهشاملپرداختکمتر،نگهداشت وجه نقد بیشتر (هوبرگوهمکاران[xxx]، 2014) وافزایشمحافظه‌کاریحسابداری (داهالیوالوهمکاران[xxxi]، 2014) می‌شود. فروغی و میرزایی (1391)، عباسی و همکاران (1393) و فولاد و همکاران (1391) نشان دادند که یک رابطه منفی و کاهنده بینمحافظه‌کاری حسابداری و ریسک سقوط آتی قیمت سهام وجود دارد. واکنش مالی محافظه‌کارانه به تهدیدات رقابتی می‌تواند موجب انعطاف‌پذیری شرکت‌ها شده و همچنین به آن‌ها اجازه می‌دهد موقعیت رقابتی خود را تقویت نموده و به تهدیدات رقابتی که صورت جدی به خود گرفته به شدت واکنش نشان دهند. چنینانعطاف‌پذیرینشانمی‌دهدکهشرکت‌هاییکهبا تهدیداترقابتیروبروهستندممکناستکمتردرمعرضابتلابهکاهش‌هایبزرگ قیمتسهام قرار گیرند. درنتیجهفرضیه«محافظه‌کاریمالی»به وجود رابطهمنفیبینرقابتوسقوط قیمت سهام اشاره دارد (لی و ژآن، 2014).

درسال‌هایاخیر،بسیاریازمحققاندلایلریسک سقوط قیمتسهام راازمنظرعدمتقارناطلاعاتیبررسیکرده‌اند. درمقابل «تأثیرمنفیرقابتدربازارمحصولبرریسکسقوطقیمت سهام»،رقابتممکناستریسکسقوطقیمت سهامشرکتراافزایشدهد. از منظر بازار محصول، فرضیه «هزینه اختصاصی»[xxxii] (ورچیا[xxxiii]، 1983؛ داروغ[xxxiv]، 1993) استدلال می‌کند که شرکت‌ها به دلیل هزینه‌های اختصاصی از افشای اطلاعات خصوصی‌شان برای عموم اجتناب می‌کنند. لی (2010)،نشان داد که وجود رقبای بالقوه، کیفیت افشاء را افزایش می‌دهد، در حالی که رقابت ناشی از وجود رقبای بالفعل سبب کاهش میزان اطلاعات افشا شده می‌شود.چنین هزینه‌های اختصاصی زمانی رخ می‌دهد که شرکت‌های رقیب استراتژیک استفاده از اطلاعات افشا شده برای منافع خود را در پیش گرفته و در نتیجه منجر به تضعیف موقعیت رقابتی شرکت افشا کننده می‌شود. هزینه‌های اختصاصی برای شرکت‌هایی که با تهدیدات قوی‌تری از سوی شرکت‌های رقیب مواجه‌اند، بالاتر است. دِد مَن و لنوکس[xxxv] (2009) و آلیس و همکاران[xxxvi] (2012) با ارائه شواهد تجربی از فرضیه هزینه اختصاصیکه رقابت بازار، افشای اطلاعات را کاهش می‌دهد حمایت می‌کنند. از منظر بازار سرمایه، رقابت، سهم بازار شرکت را تضعیف می‌کند و به منظور خارج شدن از فشار بازار سرمایه، شرکت به پنهان کردن اخبار بد برای دستکاری باورهای سرمایه‌گذاران روی می‌آورد. بهعنوانمثال،شلیفر[xxxvii] (2004) استدلالمی‌کندکهرقابتدربازارمی‌تواندبهرفتارهایغیراخلاقیمانندمدیریتسودمنجرشود. مدیریت سود با کاهش شفافیت اطلاعات مرتبط است. لینوهمکاران[xxxviii] (2013) با ارائه شواهدتجربیاز این «نیمه تاریک» (بهعنوانمثال،مدیریتسود) که تأثیر رقابت است، حمایت می‌کنند. شرکت‌هایی که با تهدیدات قوی بازار محصول مواجه هستند، می‌توانند اطلاعات را انباشت و سطح شفافیت را کاهش دهند.

برخی از محققان بر این باورند که هنگامی که مدیران شرکت‌های پذیرفته شده در بورس، قراردادهای پاداش و موقعیت شغلی خودشان را در نظر می‌گیرند، آن‌ها تمایل دارند اخبار بد را پنهان و انباشته کنند و انتشار اخبار خوب را سرعت ببخشندکه به عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیریت و سرمایه‌گذاران خارجی منتهی می‌شود و «حصار اطلاعاتی» شکل می‌گیرد (بطور نمونه: بال[xxxix]، 2009؛گراهاموهمکاران[xl]، 2005؛خانوواتز[xli]، 2009؛کوتاریوهمکاران[xlii]، 2009؛لافوندوواتز[xliii]، 2008) (لی و ژآن، 2014). در صورت نگهداری و عدم افشای اخبار بد برای یک مدت طولانی، بین ارزش ذاتی و ارزش بازار سهام، یک شکاف یا حباب قیمتی ایجاد می‌شود؛بنابراین هنگامی که اخبار بد انباشت شده به نقطه ماکزیمم (اوج) خود می‌رسد، عدم افشای آن دیگر غیر ممکن استکه یکباره حجم زیادی از اخبار به بازار روانه شده و با احتمال زیادی سرمایه‌گذاران به این انباشت اخبار بد، بیش از حد واکنش نشان می‌دهندکه در نتیجه به ترکیدن حباب قیمتی و سقوط قیمت سهام می‌انجامد. این نتایج با شواهدکسب شدههاتن وهمکاران(2009)وهمچنین تئوریجینومایرز (2006) که بیان می‌دارد قیمت سهام شرکت‌هایی با گزارشگری غیر شفاف سقوط می‌کند، سازگار است. در مدل جین و مایرز (2006)، مدیران از یک گزینه برای انتشار یکباره تمامی اخبار بد انباشت شده برخوردارند. این گزینه زمانی اعمال می‌شود که مدیر مجبور باشد اخبار بد شرکت را برای مدت طولانی جذب نموده و هر اخبار دیگر را جذب نکند. مطابق با این تئوری،فرضیه«اطلاعاتپنهان»[xliv]به یکارتباطمثبتبینرقابتدربازاروریسکسقوطقیمت سهام اشاره دارد. شرکت‌ها با سهم کمی از بازار، از ریسک بالاتری در شکار شدن برخوردارند؛ هر چه از دست دادن سهم بازار بیشتر باشد، امکان خارج شدن شرکت از بازار بیشتر است. بهطورمشابه،شرکت‌هابامحدودیت‌هایمالی،هزینه‌هایبیشتریاز بابت از دست دادناعتمادسرمایه‌گذارانمتقبل می‌شوند ودرنتیجهانگیزهبیشتریبرایمخفیکردناخبارنامطلوبدارند. لی و ژان (2014) نشان دادند که ارتباط مثبتی بین تهدیدات رقابتی و ریسک سقوط قیمت سهام در شرکت‌هایی با موقعیت‌های بازار ضعیف‌تر و شرکت‌هایی با محدودیت‌های مالی، وجود دارد.

 

2-2- اثر متقابل اندازه بیش از حد و قدرت بازار

شاخص‌های رقابت در سطح شرکت شاخص لرنر و حاشیه سود (قیمت-هزینه) است (گسپروماسا، 2006؛شارما، 2011؛پرِس، 2010). شاخصلرنربالاتربهمعنیقدرتبازارقوی‌ترویکتهدیدرقابتیپایین‌ترازسوی رقبا است. پرس (2010) بطور تجربی از این فرضیه حمایت می‌کند که شرکت‌ها از قدرت انحصاری برای گذر از شوک‌های مشتریان استفاده می‌کنند که باعث تسهیل قابلیت معامله سهام و تأثیر اطلاعات خصوصی بر قیمت سهام می‌شود و تخصیص بهینه سرمایه را در پی دارد. بر طبق نتایج گسپر و ماسا (2006)، اندازه شرکت که ارتباط نزدیکی با قدرت بازار دارد باعث می‌شود که یک شرکت از یک اهرم متقابل چانه‌زنی با تأمین‌کنندگان و مشتریان خود برخوردار باشدکه این تعامل متقابل قدرت بازار و اندازه بیش از حد، یک تأثیر منفی بر ریسک غیر سیستماتیک دارد. جین و مایرز (2006) با توسعه یک مدل نظری اثبات کردند که عدم شفافیت دلیلی برای افزایش R2 است و R2 بالاتر به معنای مستعد بودن ریسک سقوط قیمتی سهام است. بر اساس نتایج جین و مایرز (2006) و گسپر و ماسا (2006)، ما نتیجه می‌گیریم که شرکت‌های بزرگ با قدرت بازار قوی‌تر، همزمانی قیمت سهام[xlv] بالاتری دارند که ریسک سقوط قیمت سهام را افزایش می‌دهد. همزمانی قیمت سهام بیانگر میزان ارتباط اطلاعات شرکت(صورت‌های مالی حسابرسی شده) با قیمت سهام می‌باشد که به عنوان معیار اندازه‌گیری میزان عکس‌العمل بازار سهام در نظر گرفته شده است. هر چه همزمانی قیمت سهام بالاتر باشد میزان ارتباط اطلاعات شرکت با قیمت سهام پایین‌تر و واکنش بازار سهام منفی؛ بالعکس، هر چه همزمانی قیمت سهام پایین‌تر باشد میزان ارتباط اطلاعات شرکت با قیمت سهام بالاتر و واکنش بازار سهام مثبت می‌باشد. به بیانی می‌توان گفت اثر متقابل اندازه بیش از حد (تفاوت بین اندازه شرکت و میانگین اندازه شرکت‌ها در صنعت) و قدرت بازار، ریسک سقوط قیمت سهام را افزایش می‌دهد. از این رو، ما سومین فرضیه قابل آزمون را مطرح می‌کنیم.

 

3- فرضیه‌های پژوهش

با توجه به دیدگاه‌های مطرح شده در مبانی نظری پژوهش، سه فرضیه به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیه اول:رقابت در بازار محصول، ریسک سقوط آتی قیمت سهام را کاهش می‌دهد.

فرضیه دوم: رقابتدر بازار محصول، ریسک سقوط آتی قیمت سهام را افزایش می‌دهد.

فرضیه سوم: اثر متقابل اندازه بیش از حد شرکت و قدرت بازار شرکت، ریسک سقوط قیمت سهام را به طور قابل توجهی افزایش می‌دهد.

 

4- روش‌شناسی پژوهش

جامعه آماری این پژوهش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1386 تا 1393 است. از آنجایی که برای محاسبه متغیرهای پژوهش از اطلاعات یک و دو سال قبل استفاده شده است، قلمرو زمانی برای آزمون فرضیات دوره زمانی 6 ساله 1388 تا 1393 را شامل می‌شود. روش نمونه‌برداری در این پژوهش مبتنی بر روشحذفی سیستماتیک می‌باشد؛ به طوری که کلیه شرکت‌های جامعه آماری که دارای شرایط زیر بوده‌اند، به عنوان نمونه انتخاب و سایر شرکت‌ها حذف شده‌اند:

1)   به منظور افزایش هم سنجی و همسان‌سازی شرایط انتخابی شرکت‌ها، پایان سال مالی شرکت‌ها 29 اسفند ماه می‌باشد.

2)  به دلیل متفاوت بودن ماهیت اقتصادی برخی شرکت‌ها (نظیر شرکت سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، هلدینگ، بانک و لیزینگ) از سایر شرکت‌ها، این شرکت‌ها از نمونه حذف شده‌اند.

3)   هر شرکت حداقل دارای ۷ بازده ماهانه در هر سال مالی باشد.

4)   اطلاعات مورد نیاز متغیرهای تحقیق (صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی) در دسترس باشد.

با جمع‌آوری اطلاعات و اعمال محدودیت‌های پنج‌گانه فوق، 67 شرکت برای بازه زمانی معادل 402 شرکت- سال از 16 صنعت برای آزمون فرضیات در دسترس قرار گرفت.

 

5- اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش

متغیر وابسته؛ ریسک سقوط قیمت سهام

در این تحقیق ریسک سقوط قیمت سهام به عنوان متغیر وابسته تلقی شده است. در این پژوهش برای اندازه‌گیری ریسک سقوط قیمت سهام همانند پژوهش شین و همکاران (2015) از دو معیارNCSKEW (چولگی منفی بازده سهام) و DulVol (نوسان پایین به بالا) استفاده شده است.

معیار اول (NCSKEW): چن و همکاران (2001)، معتقدند که نشانه‌های سقوط قیمت سهام از یک سال قبل از وقوع این پدیده شکل می‌گیرد و یکی از این نشانه‌ها وجود چولگی منفی در بازده سهام شرکت است؛بنابراین شرکت‌هایی که در سال گذشته چولگی منفی بازده سهام را تجربه کرده‌اند، با احتمال بیشتری در سال آینده با پدیده سقوط قیمت سهام مواجه خواهند بود. هانگ و آستین (2003) نیز بیان کردند که چولگی منفی بازده سهام یک راه‌حل جایگزین برای اندازه‌گیری عدم تقارن در توزیع بازده است. میزان بالاتر این معیار بیانگر ریسک سقوط قیمت سهام بالاتر است. برای محاسبه این متغیر، از رابطه 1 استفاده می‌شود:

 

NCSKEWi,t= −[ ]/ (n-1)(n-2) 3/2]                    (1)

 

در رابطه 1:

NCSKEWi,t: معرف چولگی منفی بازده ماهانه خاص شرکت i در سال t،
N: تعداد ماه‌هایی که بازده آن‌ها محاسبه شده است و

Wi,θ: بازده ماهانه خاص شرکت iدر ماهθ به‌واسطه مدل 3 محاسبه شده است،

طبق تعریف هاتون و همکاران اگر قیمت سهم شرکتی در سال تحت بررسی دچار کاهش شدید شده باشد، قیمت سهم آن شرکت در آن سال سقوط کرده است. از آنجا که ممکن است کاهش‌های شدید قیمت سهم در نتیجه کاهش عمومی قیمت‌ها در بازار باشد، باید به وضعیت عمومی بازار نیز توجه داشت و کاهش شدید بازده سهم را باید در مقایسه با بازده بازار معنی کرد. برای تشخیص دوره‌هایی که در آن سقوط اتفاق افتاده است از رگرسیون مبتنی بر مدل بازار به صورت رابطه 2 استفاده شده است که پسماندهای آن بازده خاص هر شرکت را نسبت به بازار نشان می‌دهد.

 

Ri,θ= α0 + α1Rm,θ-2 + α2Rm,θ-1 + α3Rm,θ + α4Rm,θ+1 + α5Rm,θ+2 + εi,θ                        (2)

 

Ri: بازده ماهانه شرکت؛ Rm: بازده ماهانه بازار؛ θ: ماه‌های سال.

پسماندهای رابطه 2، بازده خاص شرکت‌ها را نسبت به بازار نشان می‌دهد اما به احتمال زیاد توزیع نزدیک به نرمال را نخواهند داشت. داشتن توزیع نزدیک به نرمال از آن جهت حائز اهمیت است که با داشتن ویژگی‌های توزیع نرمال (شامل میانگین و انحراف معیار) می‌توان بیشترین کاهش‌ها در بازده سهم که معرف رخداد سقوط قیمت سهم هستند را به درستی شناسایی کرد. از این رو (طبق هاتن و همکاران، 2009) توزیع پسماندهای رگرسیونی بالا با استفاده از رابطه 3 به توزیع نرمال نزدیک‌تر می‌شوند:

Wi,θ= Ln(1+εi,θ)                            (3)

 

معیار دوم (DulVol): چن و همکاران (2001) بیان کردند که نوسان پایین به بالا، نوسانات نامتقارن بازده را کنترل می‌کند. همچنین، میزان بالاتر این معیار به مثابه توزیع دارای چولگی چپ بیشتر و ریسک سقوط قیمت سهام بالاتر است. مطابق با چن و همکاران (2001) و کیم و همکاران (2014)، ابتدا میانگین بازده خاص شرکت‌ها محاسبه و سپس داده‌های مربوط به آن به دو دسته کمتر از میانگین و بیشتر از میانگین تفکیک شده و انحراف معیار هر کدام به طور مجزا محاسبه شده است. برای محاسبه این متغیر، از رابطه 4 استفاده می‌شود:

DUVOLi,t= log{[(nu-1) ΣDOWN ]/[(nd-1) ΣUP ]} (4)

 

متغیر مستقل؛ شاخص‌های رقابت

در این تحقیق از شاخص‌های رقابت در سطح صنعت و شرکت استفاده شده است. مطابق تحقیق شین و همکاران (2015)، از شاخص هیرفیندال- هیرشمن به عنوان معیار رقابت در سطح صنعت و از شاخص لرنر به عنوان معیاری از رقابت در سطح شرکت بهره گرفته شده است.

شاخص رقابت در سطح صنعت (Ind_hhii,t-1): شاخص هیرفیندال- هیرشمن، میزان تمرکز صنعت را اندازه‌گیری می‌کند. این شاخص از حاصل جمع توان دوم سهم بازار کلیه شرکت‌ها در صنعت به شرح رابطه 5 دست می‌آید.

                               (5)

 

که در آن Xi,t، فروش شرکت i در سال t است؛ که در آن Xj,t، فروش کل صنعت j در سال t است؛ Si,j، نسبت فروش شرکت i در صنعت j است و N، تعداد شرکت‌های موجود در صنعت مورد نظر است. هرچه میزان این شاخص بزرگتر باشد، میزان تمرکز بیشتر بوده و رقابت کمتر و نامتوازن‌تری در صنعت وجود دارد و بالعکس.

Ind_num: در این پژوهش تعداد شرکت‌های فعالی در یک صنعت بر ریسک سقوط قیمت سهام نیز کنترل شده است. این متغیر حاصل لگاریتم طبیعی تعداد شرکت‌های فعال در هر یک از صنایع خواهد بود. مقادیر بالاتر این متغیر بیانگر رقابت بالا در صنایع خواهد بود.

شاخص رقابت در سطح شرکت (Lerneri,t-1): در این تحقیق از شاخص لرنر (1934) تعدیل شده صنعت که به عنوان شاخصی از رقابت در سطح شرکت می‌باشد، استفاده شده است. باتوجهبهنظریهسازمانصنعتی،شاخصلرنرنشان‌دهندهقدرتبازاریکشرکت است که از رابطه 6 محاسبه می‌شود.

                              (6)

شاخص لرنر برابر است با قیمت محصولات شرکت منهای هزینه‌های نهایی تولید. چالش پیش روی استفاده از شاخص لرنر در پژوهش‌های تجربی این است که هزینه‌های نهایی قابل دیدن نیستند؛بنابراین، به طور معمول پژوهشگران در شاخص لرنر، از فروش و سودعملیاتی به عنوان جایگزینی از قیمت و هزینه نهایی استفاده می‌کنند؛اما این معیار عوامل مختص شرکت نظیر تأثیر قدرت قیمت‌گذاری بازار محصول را از عوامل سطح صنعت تفکیک نمی‌کند، از این رو در این پژوهش، مشابه پژوهش‌های گاسپار و ماسا[xlvi] (2006)، شارما (2011)، پیرس (2010) و ژانگ (2011)، از نسخه تعدیل شده شاخص لرنر استفاده شده است. نحوه محاسبه شاخص لرنر تعدیل شده با رابطه 7 محاسبه می‌شود:

(7)                                          

که در معادله بالا LIIA نشان‌دهنده شاخص لرنرتعدیلشده بر مبنای صنعت، LIi نشان‌دهنده شاخصلرنر شرکت i، ωi،نشان‌دهنده نسبت فروش شرکتi بهکل فروش صنعت است. مقادیر بالای شاخص لرنر تعدیل شده به معنای قدرت بازار قوی‌تر و رقابت قوی‌تر در بازار محصول را نشان می‌دهد.

 

متغیر تعدیل‌کننده

Ex_sizet-1: تفاوت بین اندازه شرکت و میانگین اندازه شرکت‌ها در صنعت به عنوان اندازه بیش از حد شرکت در صنعت خاص اطلاق می‌شود. اندازه شرکت‌های با لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها سنجیده می‌شود.

 

متغیرهای کنترلی

مطابق با تحقیقات شین و همکاران (2015)، چن و همکاران (2001)، هاتن و همکاران (2009)، کیم و همکاران (b 2011،a 2011) و زو و همکاران (2012)، متغیرهایی که می‌تواند بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر داشته باشند، به عنوان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شده استکه در ادامه نحوه محاسبه آن‌ها بیان می‌شود.

(DUVOLi,t-1)NCSKEWi,t-1: ریسک سقوط قیمت سهام در سال t-1.

Dtnt-1: میانگین گردش ماهانه سهم در سال t منهای میانگین گردش ماهانه سهم در سال t-1.متوسطگردشسهام، از طریق تقسیم حجم معاملات ماهانه سهام بر مجموع تعداد سهام منتشرشده طی ماه به دست می‌آید.

Rett-1: میانگین حسابی بازده ماهانه شرکت در سال t-1.

Sigwt-1:انحراف معیار بازده ماهانه شرکت در سال t-1.

Lntat-1: لگاریتم کل دارایی‌های شرکت در سال t-1.

Bmt-1: نسبت ارزش دفتری شرکت به ارزش بازار شرکت در سال t-1.

Levt-1:نسبت کل بدهی به کل دارایی‌ها در سال t-1.

Roat-1: نسبت سود عملیاتی در سال t به کل دارایی‌ها در سال t-1.

Opaquet-1: مدیریت سود که از مهم‌ترین متغیرهای کنترلی است هم معیاری از عدم شفافیت در گزارشگری مالی و هم شاخصی از انگیزه‌های نمایندگی محسوب می‌شود. برای اندازه‌گیری مدیریت سود از معیار اقلام تعهدی اختیاری بر اساس مدل تعدیل شده جونز استفاده شده است. در این مدل اقلام تعهدی اختیاری از تفاوت کل اقلام تعهدی و اقلام تعهدی غیر اختیاری بدست می‌آید. بدین منظور ابتدا مدل رگرسیونی رابطه 8 به روش مقطعی سالانه برآورد شده و سپس با استفاده از پارامترهای برآورد شده از آن، برای محاسبه اقلام تعهدی غیر اختیاری برای هر شرکت- سال از رابطه 9 استفاده شده است.

 

 

رابطه 9)

 

رابطه 10)

 

 

در این روابط:

TACCi,t: مجموع اقلام تعهدی شرکت iدر پایان سال t-1 بوده و مجموع اقلام تعهدی نیز از تفاوت سود خالص و جریان وجوه نقد عملیاتی محاسبه شده است.

Ai,t-2:مجموع دارایی‌های شرکت iدر پایان سال t-2.

∆SALi,t-1: تغییر در فروش خالص شرکت i در سال t-1 نسبت به سال قبل.

PPEi,t-1: خالص دارایی‌های ثابتشرکت i در سال t-1.

NonDAcci,t-1: جمع اقلام تعهدی غیر اختیاری شرکت i در سال t-1.

∆RECi,t-1: تغییر در حساب‌های دریافتنی شرکت i در سال t-1 نسبت به سال قبل.

در نهایت معیار مدیریت سود به صورت قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری با استفاده از رابطه 9 محاسبه شده است. مقادیر بالای این متغیر بیانگر شفافیت پایین در گزارشگری است.

 

 

6- مدل آزمون فرضیات پژوهش

با توجه به اینکه پژوهش حاضر دارای دو فرضیه اصلی است، به منظور آزمون آن‌هامدل‌های نهایی به شرح زیر می‌باشند:

 

6-1- مدل آزمون فرضیه اول و دوم

فرضیه اول و دوم رابطه بین رقابت در بازار محصول و ریسک سقوط قیمت سهام را بررسی می‌کند. برای آزمون این فرضیه‌ها از مدل شین و همکاران (2015) به شرح رابطه10 استفاده شده است.

رابطه 10)

CrashRisk i,t = αi+β×Competitioni,t-1+γ×ControlVariablesi,t-1+Yeari,ti,t

 

 

که در این رابطه:

CrashRiski,t: ریسک سقوط قیمت سهام است که برای اندازه‌گیری آن از دو معیار (NCSKEWi,tو DUVOLi,t) استفاده شده است.

Competitioni,t-1: معیار ساختار رقابت صنعت است که شاخص‌های Ind_hhi, Ind_numمی‌باشد.

ControlVariablesi,t-1: متغیرهای کنترلی پژوهش.

Yeari,t: متغیر مجازی سال برای کنترل اثرات زمان.

 

6-2- مدل آزمون فرضیه سوم

در فرضیه دوم، اثرات متقابل اندازه بیش از حد شرکت و قدرت بازار بر ریسک سقوط قیمت سهام بررسی شده است؛ بنابراین در الگوی آزمون فرضیه سوم، متغیر Ex_sizet-1برای وارد نمودن نقش تعدیل‌کنندگی قدرت بازار شرکت و سنجش این تأثیر اضافه شده است. برای آزمون فرضیه سوم از مدل شین و همکاران (2015) به شرح رابطه 11 استفاده شده است.

رابطه 11)

CrashRiski,t = αi+β1×Lerneri,t-+β2×Ex_size+β3×Lerner×Ex_size+γ×ControlVariablesi,t-1 +Yeari,t i,t

 

7- یافته‌ها و تجزیه‌وتحلیل نتایج

در بخش آمار توصیفی، تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های مرکزی همچونمیانگین، میانهو شاخص‌های پراکندگی انحراف معیارانجام پذیرفته است. قبل از اینکه به توصیف آماره‌ها بپردازیم، ذکر این نکته ضروری است که به‌منظور کاهش اثر مشاهدات پرت، مقادیر بزرگتر از صدک 99 و کوچکتر از صدک اولاز طریق برنامه Trim و آزمون Winsorise حذف گردیده است. به بیان دیگر مشاهدات خیلی کوچک و مشاهدات خیلی بزرگ حذف شده‌اند تا نتایج حاصل برای تحلیل مناسب باشد. نتایج حاصل از آمار توصیفی متغیرهای تحقیق در جدول 1 ارائه شده است.

قبل از تخمین مدل، مانایی متغیرهای مدل به منظور پیشگیری از به وجود آمدن رگرسیون کاذب موردبررسی قرار گرفت. بهطورکلی اگر مبدأ زمانی یک متغیر، تغییر کند و میانگین و واریانس و کوواریانس تغییری نکند، در آن صورت متغیر ماناست و در غیر این صورت متغیر، نامانا خواهد بود. در بررسی مانایی، هدف بررسی مانایی باقیمانده‌های مدل است، اگر تمامی متغیرهای تحقیق مانا باشد، بالطبع باقیمانده‌های مدل نیز مانا خواهد بود، زیرا باقیمانده‌های مدل ترکیب خطی از متغیرها هستند. بر اساس آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته[xlvii] و فیلیپس پرون[xlviii] مقادیر معنی‌داریتمامی متغیرها کمتر از5% بوده و بیانگر آن است متغیرهای وابسته و توضیحی در دوره پژوهش در سطح (داده خام) پایا بوده‌اند.

 

جدول 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

نماد متغیر

مشاهدات

میانگین

میانه

چولگی

کشیدگی

انحراف معیار

چولگی منفی بازده سهام

۴۰۲

۲۰۲/۰-

۲۹۴/۰-

۰۳۵/۰

۱۲۰/۲

۴۶۶/۱

نوسان پایین به بالا

۴۰۲

۱۰۲/۰-

۱۲۰/۰-

۱۸۰/۰

۷۷۴/۳

۷۶۱/۰

هیرفیندال- هیرشمن

۴۰۲

۱۷۷/۰

۱۵۲/۰

۹۸۲/۰

۶۵۸/۴

۱۲۲/۰

تعداد شرکت‌های فعال

۴۰۲

۲۷۰/۱

۳۶۱/۱

۳۴۴/۱-

۷۲۹/۴

۲۵۲/۰

اندازه بیش از حد

۴۰۲

۱۱۶/۰-

۲۲۷/۰-

۴۰۳/۱

۵۲۶/۶

۶۶۴/۰

قدرت بازار شرکت

۴۰۲

۰۶۱/۰

۰۴۸/۰

۰۹۷/۴

۰۱/۴۲

۱۵۶/۰

میانگین گردش ماهانه سهم

۴۰۲

۰۰۴/۰

۰۰۰۷/۰

۱۲۹/۱

۴۸/۱۳

۰۳۱/۰

میانگین بازده ماهانه

۴۰۲

۰۴۲/۰

۰۲۸/۰

۱۸۹/۱

۸۴۶/۴

۰۵۷/۰

انحراف معیار ماهانه

۴۰۲

۱۴۲/۰

۱۱۹/۰

۲۲۳/۲

۵۷/۱۲

۱۰۲/۰

اندازه شرکت

۴۰۲

۷۹۲/۵

۷۲۲/۵

۰۲۹/۱

۲۴۱/۵

۵۸۷/۰

نسبت دفتری به بازار

۴۰۲

۸۳۸/۰

۶۸۱/۰

۳۱۹/۲

۰۹/۱۲

۶۶۱/۰

نسبت بدهی

۴۰۲

۵۹۴/۰

۶۰۹/۰

۰۸۲/۰-

۸۴۷/۲

۱۹۲/۰

بازده دارایی‌ها

۴۰۲

۲۰۰/۰

۱۵۶/۰

۴۴۸/۱

۳۱۹/۶

۱۸۳/۰

شفافیت در گزارشگری

۴۰۲

۰۹۹/۰

۰۷۳/۰

۷۲۹/۲

۴۲/۱۴

۱۰۱/۰

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در پژوهش حاضر از داده‌های ترکیبی برای آزمون فرضیات بهره گرفتهشده است. در تحلیل پانلی یکی از اساسی‌ترین موضوعات موردبحث تعیین مقدار عرض از مبدل است. آیا مدل بدون عرض از مبدأ برازش گردد یا مدل با عرض از مبدأ. در حالتی که مدل دارای عرض از مبدأ باشد سؤال بعدی، مدل با اثرات ثابت و اثرات تصادفی مطرح خواهد گردید؛ بنابراین رویه انتخاب مدل به شرح زیر است: مرحله اول: وجود اثرات در مقابل مدل بدون اثرات آزمون می‌گردد (آزمون لیمر)و مرحله دوم: مدل با اثرات تصادفی در مقابل مدل با اثرات ثابت آزمون می‌گردد (آزمون هاسمن).نتایج حاصل از آزمون‌های فوق نشان داد که روش با اثرات در برابر روش تجمیعی و روش اثرات ثابت در تمامی موارد بر روش اثرات تصادفی برتری دارد. همچنین مفروضات الگوی رگرسیون ازجمله همسانی واریانس اجزای اخلال، نبود خودهمبستگی بین اجزای خطا و نبود هم خطی بین متغیرهای توضیحی بررسی شد. در صورت مشاهده خود همبستگی بین باقیمانده‌های هر مدل، متغیر وابسته با وقفه یک‌ساله وارد مدل گردید. به‌منظور بررسی همسانی واریانس جمله اخلال الگوها از آزمون بروش پاگان استفادهشده و حسب مورد برای رفع این مشکل در برآورد بهجای روش حداقل مربعات معمولی از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفادهشده است.

 

7-1- برآورد مدل اول

جدول 2 نتایج حاصل از برازش مدل اول به منظور بررسی تأثیر ساختاررقابتصنعتبر ریسک سقوط آتی قیمت سهام را با استفاده از دو معیار چولگی منفی بازده سهام و نوسان پایین به بالا به روش حداقل مربعات تعمیم یافته نشان می‌دهد.

 

جدول 2- نتایج برآورد مدل اول پژوهش به روش حداقل مربعات تعمیم یافته

متغیرهای توضیحی

معیار اول: چولگی منفی بازده سهام

معیار دوم: نوسان پایین به بالا

ضریب

آماره t

p-value

ضریب

آماره t

p-value

عرض از مبدأ

6/199

748/8

0000/0

99/96

349/7

0000/0

هیرفنیدال- هیرشمن

639/4

772/1

0774/0*

470/0

340/0

733/0

تعداد شرکت‌های فعال

101/4

830/1

0684/0*

945/1

515/1

130/0

میانگین گردش ماهانه سهم

752/5-

561/3-

0004/0***

487/1

727/1

0853/0*

میانگین بازده ماهانه

527/4-

429/2-

0158/0**

117/1-

194/1-

233/0

انحراف معیار ماهانه

722/0

657/0

5116/0

521/1

299/2

022/0**

اندازه شرکت

814/3

532/6

0000/0***

575/1

031/4

0001/0***

نسبت دفتری به بازار

880/0-

281/6-

0000/0***

163/0-

200/2-

0287/0**

نسبت بدهی

924/1-

945/2-

0035/0***

107/2-

077/6-

0000/0***

بازده دارایی‌ها

725/2-

419/5-

0000/0***

438/0

318/1

188/0

شفافیت در گزارشگری

674/1-

695/2-

0075/0***

029/0-

097/0-

922/0

چولگی منفی بازده دوره قبل

411/0-

617/6-

0000/0***

-

نوسان پایین به بالا دوره قبل

-

204/0-

246/3-

0013/0***

اثرات زمان

اثرات زمانی کنترل شده است

اثرات زمانی کنترل شده است

*** در سطح 1%، ** در سطح 5% و * در سطح 10%

آماره F(Prob)

408/4 (000/0)

099/2 (000/0)

R2تعدیل شده

443/0

204/0

دوربین- واتسن

31/2

32/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

همان‌طور که از جدول 2 ملاحظه می‌شود معناداری آماره F، برابر 0000/0 بوده و حاکی از آن است که مدل در سطح اطمینان 99 درصد معنادار و از کفایت لازم برخوردار است. ضریب تعیینتعدیل شده (R2) بیانگر این مطلب است که تقریباً 43 درصد از تغییرات در متغیر چولگی منفی بازده سهام و 20 درصد ازتغییرات در متغیر نوسان پایین به بالا با متغیرهای توضیحی مدل قابل تبیین است. همچنین مقادیر بدست از آزمون دوربین-واتسن بیانگر عدم خود همبستگی مرتبه اول خطای دو مدل است.

در راستای بررسی رابطه بین رقابت صنعت و ریسک سقوط قیمت سهام، این که چگونهتعداد شرکت‌های فعال در یک صنعت، شاخص هرفیندال-هیرشمن را تحت تأثیر قرار می‌دهد، در مدل اولمد نظر قرار گرفته است. با توجه به معادله 5، شاخص هرفیندال-هیرشمن توسط دو عامل تعیین می‌شود: یک،تعداد شرکت‌ها در یک صنعت است و دیگری نسبت فروش شرکت i در صنعت j به کل فروش در صنعت j. اگر تعداد شرکتدر صنایع مختلف برابرباشد، نسبت فروش شرکت‌های مختلف در صنعت تأثیر عمده‌ای بر شاخص هرفیندال-هیرشمنخواهند داشت. در این مورد، تفاوت بیشتر در توزیع نسبت فروش در صنعت به معنای مقادیر بزرگتر شاخص هرفیندال هیرشمناست؛ بنابراین،با کنترل تعداد شرکت‌هایفعال در صنعت، شاخص هرفیندال-هیرشمن نشان‌دهنده درجه تعادل رقابت در یک صنعت است و مقادیر بالاتر شاخص هرفیندال-هیرشمن نشان‌دهنده ساختار رقابتی نامتوازن‌تری است. در برآورد مدل با استفاده از معیار اول ریسک سقوط قیمت آتی سهام (چولگی منفی بازده سهام)، ضرایب برآوردی برای متغیر تمرکز صنعت معادل 639/4 و برای متغیر تعداد شرکت‌های فعال در هر صنعت برابر 101/4 می‌باشد که با توجه به سطح معنی‌داری بدست آمده در سطح اطمینان 90 درصد معنی‌دار می‌باشند. این نتایج مبین این امر است که با تمرکز بیشتر در یک صنعت، ریسک سقوط قیمت آتی سهام به‌واسطه درجه انحصار بازار افزایش می‌یابد؛ بنابراین با تعبیر معکوسی از شاخص هیرفیندال-هیرشمن نتیجه می‌گیریم که ساختار رقابتی در یک صنعت ریسک سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد که این نتایج با فرضیه اول تحقیق سازگار است.

اما همان‌گونه که نتایج در جدول 2 نشان می‌دهد، سطح معناداری بدست آمده برای متغیرهای تمرکز صنعت و شرکت‌های فعال در صنعت در آزمون معیار دوم ریسک سقوط قیمت آتی سهام (نوسان پایین به بالا) حاکی از آن است که ارتباط معنی‌داری بین متغیرهای مستقل و معیار نوسان پایین به بالا وجود ندارد.

 

 

7-2- برآورد مدل دوم

همان‌طور که پیش‌تر بیان شد، برای آزمون فرضیه سوم از مدل رگرسیونی 11 در غالب دو معیار ریسک سقوط قیمت سهام به روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده است. همان‌طور که از جدول 3 ملاحظه می‌شود کفایت و معنی‌داری مدل و عدم خود همبستگی خطای مدل مورد تأیید قرار می‌گیرد. معناداری بدست آمده برای متغیرهای اندازه بیش از حد، قدرت بازار و اثر متقابل اندازه و قدرت بازار، نشان‌دهنده عدم معنی‌داری و رابطه با معیار اول ریسک سقوط قیمت سهام (چولگی منفی بازده سهام) است. مطابق با نتایج بدست آمده از اولین معیار از ریسک سقوط قیمت سهام، فرضیه سوم پژوهش پذیرفته نمی‌شود.

 

جدول 3- نتایج برآورد مدل دوم پژوهش به روش حداقل مربعات تعمیم یافته

متغیرهای توضیحی

معیار اول: چولگی منفی بازده سهام

معیار دوم: نوسان پایین به بالا

ضریب

آماره t

p-value

ضریب

آماره t

p-value

عرض از مبدأ

1/185

531/7

0000/0

017/4

203/1

2300/0

اندازه بیش از حد

979/0

619/1

106/0

126/1

098/3

0022/0***

قدرت بازار شرکت

862/0

014/1

311/0

329/0

116/1

265/0

قدرت بازار × اندازه بیش از حد

332/0-

243/0-

807/0

583/1

365/3

0009/0***

میانگین گردش ماهانه سهم

345/5-

288/3-

0011/0***

427/1

849/1

0655/0**

میانگین بازده ماهانه

199/4-

252/2-

0252/0**

134/0-

139/0-

8892/0

انحراف معیار ماهانه

955/0

879/0

3801/0

749/0

593/0

5536/0

اندازه شرکت

075/3

696/4

0000/0***

575/0-

974/0-

3305/0

نسبت دفتری به بازار

820/0-

035/6-

0000/0***

201/0-

244/2-

0257/0**

نسبت بدهی

783/1-

679/2-

0079/0***

390/1-

848/2-

0048/0***

بازده دارایی‌ها

851/2-

642/5-

0000/0***

370/0

818/0

4137/0

شفافیت در گزارشگری

570/1-

634/2-

0089/0***

277/0-

341/1-

1810/0

چولگی منفی بازده دوره قبل

418/0-

678/6-

0000/0***

-

نوسان پایین به بالا دوره قبل

-

069/0-

417/0-

6766/0

اثرات زمان

اثرات زمانی کنترل شده است

اثرات زمانی کنترل شده است

*** در سطح 1%، ** در سطح 5% و * در سطح 10%

آماره F(Prob)

403/4 (000/0)

707/1 (000/0)

R2تعدیل شده

445/0

142/0

دوربین- واتسن

28/2

27/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

در ستون سوم از جدول 3، نتایج حاصل از برازش مدل با معیار دوم ریسک سقوط قیمت سهام (نوسان پایین به بالا) ارائه شده است.سطح معناداری (0022/0) و ضریب (126/1) بدست آمده برای متغیر بیانگر وجود ارتباط مثبت و معنادار بین اندازه بیش از حد و ریسک سقوط قیمت آتی سهام در سطح اطمینان 99% است. معناداری بدست آمده از شاخص قدرت بازاراز عدم معنی‌داری این متغیر با ریسک سقوط قیمت سهام حکایت دارد؛ اما معنی‌داری (0009/0) و ضریب (583/1) بدست آمده برای ضرب متقاطع دو متغیر اندازه بیش از حد و قدرت بازار نشان‌دهنده رابطه مثبتی از تعامل بین این دو متغیر با ریسک ریزش قیمت آتی سهام است. این اثر متقابل نشان می‌دهد که قدرت بازار از طریق اندازه بیشاز حد یک اثر مثبت معنی‌داری بر ریسک سقوط قیمت سهام دارد، اگر چه به خودی خود بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیرگذار نیست. به طور خلاصه تأثیر قدرت بازار بر ریسک سقوط قیمت سهام با شاخص قدرت بازار تغییر می‌کند؛ بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که قدرت بازار، ریسک سقوط قیمت سهام را برای شرکت‌های بزرگ افزایش می‌دهد. جدول فوق نشان داد که شرکت‌های بسیار بزرگ در یک صنعت، از قدرت قیمت‌گذاری بالاتر برخوردارند که به مثابه قدرت بازار قوی‌تر و تشدید اثرات انحصارگرایانه خود است. قدرت بازار قوی همچنین توانایی چانه‌زنی با قانون‌گذاران را افزایش می‌دهد. در نتیجه این شرکت‌های می‌توانند به راحتی اخبار بد را انباشت کنند. زمانی که اخبار بد به یکباره منتشر می‌شود، قیمت سهام بر این اساس سقوط خواهد کرد.

 

8- بحث و نتیجه‌گیری

در این پژوهش با استفاده از اطلاعات شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره زمانی 93-1388 در جایگاه نمونه، به بررسی تأثیر رقابت بر ریسک سقوط قیمت سهام در سطح صنعت و شرکت به عنوان کشف اثرات متقابل اقتصاد واقعی و اقتصاد مالی پرداخته شد. نتایج نشان داد که تمرکز بالای صنعت (که به معنای انحصار قوی‌تر است)، ریسک سقوط قیمت آتی سهام را برای شرکت‌های آن صنعت افزایش می‌دهد. علاوه بر این پس از کنترل شرکت‌های فعال در صنعت، در مواقعی که رقابت در صنعت نامتوازن است، سهام شرکت‌ها مستعد ریزش قیمتی هستند؛ که این امر مبین این مطلب است که یک ساختار رقابتی متعادل و متوازن می‌تواند به کاهش ریسک سقوط قیمت آتی سهام کمک کند. نتایج بدست آمده با نتایج شین و همکاران (2015) و لی و ژان (2014) منطبق است و با یافته‌های گالدون سانچز و اشمیتز (2002)، جونیور (2002) و سیورسون (2011) سازگاری دارد. درنهایت،درسطحشرکت،قدرتبازارواندازهبیشازحدازیکشرکت،یکاثرتعاملیبرریسک سقوط قیمتآتی سهامدارد؛ بدان معنی که اندازهبیشازحد شرکت تأثیرقدرتبازاربرریسک ریزش قیمتیسهامرا تشدید می‌کندکه این امر با توجه به سطح معنی‌داری و ضریب بدست آمده به وضوح قابل تأیید است. همچنین نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم با یافته‌های شین و همکاران (2015)، جین و مایرز (2006) و گسپر و ماسا (2006) هماهنگی دارد.

بنابراین نتایج بدست آمده بیانگر آن است که رقابت متعادل به کاهش ریسک سقوط قیمت سهام در هر دو سطح صنعت و شرکت کمک می‌کند. نتایج این پژوهش پیامدهای سیاسی را نیز در بر دارد. به‌طوری که درروندبازسازیاقتصادی،تحول وارتقاء که هم‌اکنون پس از دوران پسا تحریم شاهد آن هستیم، سیاست‌گذارانبایدسعیکنندبا درهم شکستن ساختاری انحصاری وبا اجتنابازوضعیت دو قطبی یا انحصار چند جانبه که در حال حاضر کشور به آن مبتلا است، توجهبیشتریبهساختاررقابتی نشان دهند. همچنین نتایج بدست آمده از منظر دیگری برای قانون‌گذاران بسیار با اهمیت است. قانون‌گذاران می‌توانند با نظارت بر شرکت‌های بسیار بزرگ، موجب بهبود شفافت اطلاعاتی شوند و از قدرت انحصاری که از اندازه بیش از حد و قدرت بازار ناشی می‌شود جلوگیری نمایند که این امر به نوبه خود می‌تواند تا حدودی به کاهش ریسک سقوط قیمتی سهام کمک نماید.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1-گروهحسابداری،واحدکرج ، دانشگاهآزاداسلامی،،کرج،ایران. نویسنده مسئول . moradzadehfard@kiau.ac.ir



[i]Xin et al.

[ii] Jump

[iii] Crash

[iv] Hutton et al

[v]Li and Zhan

[vi] Chen et al

[vii] Gennotte and Leland

[viii] Hong and Stein

[ix] Huang and Wang

[x] behavioural finance

[xi] rational expectations equilibrium

[xii] Romer

[xiii] Jinand Myers

[xiv] Kim et al.

[xv] Kim and Zhang

[xvi] Pan et al

[xvii]Xu et al.

[xviii] herd behaviour

[xix] Hou and Robinson

[xx] Sharma

[xxi] Peress

[xxii] Li

[xxiii]Xin et al.

[xxiv] Gaspar and Massa

[xxv] Galdon-Sanchez and Schimitz

[xxvi] Syverson

[xxvii] Hart

[xxviii] Laksmana and Yang

[xxix] Balakrishnan and Cohen

[xxx]Hoberg et al

[xxxi] Dhaliwal et al

[xxxii] proprietary cost

[xxxiii] Verrecchia

[xxxiv] Darrough

[xxxv] Dedman and Lennox

[xxxvi] Ellis et al

[xxxvii] Shleifer

[xxxviii] Lin et al.

[xxxix] Ball

[xl] Graham et al

[xli] Khan and Watts

[xlii] Kothari et al

[xliii] LaFond and Watts

[xliv] information concealing

[xlv] stock price synchronicity

[xlvi] Gaspar and Massa

[xlvii]Augmented Dickey Fuller Test

[xlviii] Phillips-Perron test

1)   بنی مهد، بهمن، احمد یعقوب نژاد و الهام وحیدی کیا، (1394)، "توان رقابتی محصول و هزینه حقوق صاحبان سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 26، صص 107-118.

2)   دیانتی دیلمی، زهرا و مرتضی بیاتی، (1394)، "رابطه رقابت بازار محصول و حق‌الزحمه حسابرس مستقل"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 27، صص 23-38.

3)   عباسی، ابراهیم، علی شهرتی و مریم قدک فروشان، (1393)، "بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر خطر ریزش قیمت سهام در شرایط عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله دانش حسابداری، سال پنجم، شماره 19، صص 141-162.

4)   فخاری، حسین و ماریه حسنی، (1392)، "بررسی رابطه بین جریان‌های نقدی عملیاتی، عدم شفافیت سود و ریسک سقوط قیمت سهام"، پژوهش‌های کاربردی در گزارشگری مالی، سال دوم، شماره 2، صص 88-63.

5)   فروغی، داریوش و منوچهر میرزایی، (1391)، "تأثیر محافظه‌کاری شرطی حسابداری بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار"، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دوره چهارم، شماره دوم، صص 117-77.

6)   فروغی، داریوش، منوچهر میرزایی و امیر رسائیان، (1391)، "تأثیر فرار مالیاتی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه پژوهشنامه مالیات، سازمان امور مالیاتی، جلد 20، شماره 13 صص 71-102.

7)   فولاد، فرزانه، احمد یعقوب نژاد و عبدالرضا تالانه، (1391)، "محافظه‌کاری و کـاهش خطـر سقوط قیمت سهام"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، (19)69، صص 99-118.

8)   ودیعی نوقابی، محمد حسین و امین رستمی، (1393)، "بررسی تأثیر نوع مالکیت نهادی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار"، فصلنامه علمی پژوهشی حسابداری مالی، سال ششم، شماره 23، صص 63-43.

9)      Balakrishnan, K. and Cohen, D, (2011), “Product Market Competition and Financial Accounting Misreporting”, Working paper, University of Pennsylvania and University of Texas, Dallas, TX.

10)  Chen, Joseph, Harrison Hong, and Jeremy C. Stein, (2001), “Forecasting Crashes: Trading Volume, Past Returns, and Conditional Skewness in Stock Prices”, Journal of Financial Economics, 61, PP. 345-81.

11)  Darrough, Masako N., (1993), “Disclosure Policy and Competition: Cournot vs. Bertrand”,Accounting Review, 68-3, PP. 534-61.

12)   Dedman, Elisabeth, and Clive Lennox., (2009), “Perceived Competition, Profitability and theWithholding of Information about Sales and the Cost of Sales”, Journal of Accounting andEconomics, 48-2, 3, PP. 210-30.

13)   Dhaliwal, Dan, Shawn Huang, Inder K. Khurana, and Raynolde Pereira, (2014), “Product Market Competition and Conditional Conservatism”, Review of Accounting Studies, PP. 1-37

14)   Ellis, Jesse A., C. Edward Fee, and Shawn E. Thomas, (2012), “Proprietary Costs and the Disclosure of Information about Customers”, Journal of Accounting Research, 50-3, PP. 685-727.

15)   Galdon-Sanchez, Jose E., and James A. Schmitz, Jr., (2002), “Competitive Pressure and LaborProductivity: World Iron-Ore Markets in the 1980’s”, American Economic Review, 92-4, PP.1222-35

16)   Gaspar, J. M. and Massa, M. (2006), “Idiosyncratic Volatility and Product Market
Competition”, The Journal of Business 79 (6), PP. 3125-3152.

17)   Gennotte, Gerard, and Hayne Leland, (1990), “Market Liquidity, Hedging, and Crashes”, American Economic Review, 80-5, PP. 999-1021.

18)   Hart, Oliver D., (1983), “The Market Mechanism as an Incentive Scheme”, The Bell Journal ofEconomics, 14-2, PP. 366-82

19)   Hoberg, Gerard, Gordon Phillips, and Nagpurnanand Prabhala, (2014), “Product Market Threats, Payouts, and Financial Flexibility”, Journal of Finance, 69-1, PP. 293-324

20)   Hong, Harrison, and Jeremy C. Stein, (2003), “Differences of Opinion, Short-Sales Constraints, and Market Crashes”, Review of Financial Studies, 16-2, PP. 487-525.

21)   Hou, Kewei, and David T. Robinson, (2006), “Industry Concentration and Average Stock Returns”, Journal of Finance, 61-4, PP. 1927-56.

22)   Huang, Jennifer, and Jiang Wang, (2009), “Liquidity and Market Crashes”, Review of FinancialStudies, 22-7, PP. 2407-43.

23)   Hutton, A.P., Marcus, A.J., Tehranian, H. (2009), “Opaque Financial Reports, R2, and Crash Risk”, Journal of Financial Economics, 94(1), PP. 67-86.

24)   Jin, L. and Myers, S. C. (2006), “R2 around the World: New Theory and New Tests”,
Journal of Financial Economics 79 (2), PP. 257-292.

25)   Kim, J. and Zhang, L. (2010), “Does Accounting Conservatism Reduce Stock Price Crash
Risk? Firm Level Evidence”, Unpublished Working Paper, City University of Hong Kong.

26)   Kim, J., Li, Y., and Zhang, L. (2011a), “Corporate Tax Avoidance and Stock Price Crash Risk: Firm-Level Analysis”, Journal of Financial Economics 100 (3), PP. 639-662.

27)   Kim, J., Li, Y., and Zhang, L. (2011b), “CFOs Versus CEOs: Equity Incentives and Crashes”, Journal of Financial Economics 101 (3), PP. 713-730.

28)   Laksmana, I. and Yang, Y.W. (2012), “Product Market Competition and Earnings Management: Evidence from Discretionary Accruals and Real Activity Manipulation”, Working paper, Kent State University and Wake Forest University.

29)   Li, Si and Zhan, Xintong, (2016), “Product Market Threats and Stock Crash Risk”, Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=2474135.

30)   Li, X. (2010), “The Impacts of Product Market Competition on the Quantity and Quality of Voluntary Disclosures”, Review of Accounting Studies 15 (3), PP. 663-711.

31)   Lin, Chen, Micah S. Officer, and Xintong Zhan, (2013), “Does Competition Affect Earnings Management? Evidence from a Natural Experiment”, working paper, University of Hong Kong

32)   Pan, Y., Dai, Y., and Lin, C. Xinxi Butouming, Fenxishi Guanzhu yu Gegu Baodie
Fengxian, (2011), “Information Non-transparency, Analyst Following, and Individual Stock Crash Risk”, Journal of Financial Research, Issue 9, PP. 138-151.

33)   Peress, J. (2010), “Product Market Competition, Insider Trading, and Stock Market Efficiency”, The Journal of Finance 65 (1), PP. 1-43.

34)   Romer, D. (1993), “Rational Asset Price Movements without News”, The American Economic Review 83 (5), PP. 1112-1130.

35)   Sharma, V. (2011), “Stock Returns and Product Market Competition: Beyond Industry Concentration”, Review of Quantitative Finance and Accounting 37 (3), PP. 283-299.

36)   Shleifer, Andrei, (2004), “Does Competition Destroy Ethical Behavior?”, American Economic Review, 94-2, PP. 414-418.

37)   Syverson, Chad, (2011), “What Determines Productivity?”, Journal of Economic Literature, 49-2, PP. 326-65

38)   Verrecchia, Robert E., (1983), “Discretionary Disclosure”, Journal of Accounting and Economics, 5- 1, PP. 179-94.

39)   Xin Yu, Gu Xiaolong, and Tianyu Li, (2015), “Industry Competition Structure, Market Power, and Stock Price Crash Risk”, China Accounting and Finance Review, Vol. 17, No. 2, DOI 10.7603/s40570-015-0004-z.

40)   Xu, N., Jiang, X., Yi, Z., and Xu, X. Fenxishi Liyi Chongtu, Leguan Piancha yu Gujia Bengpan Fengxian, (2012), “Analysts’ Conflict of Interest, Optimistic Deviation, and Stock Price Crash Risk”, Economic Research Journal, Issue 7, PP. 127-140.

41)   Xu, N., Yu, S., and Yi, Z., Jigou Touzizhe Yangqun Xingwei yu Gujia Bengpan
Fengxian, (2013), “Herd Behaviour of Institutional Investors and Stock Price Crash Risk”, Management World, Issue 7, PP. 31-43.

 

 

یادداشت‌ها