سنجش روابط شوک های اطلاعاتی درونی و بیرونی با تورش های رفتاری سرمایه گذاران

اقتصاد مالی

دوره 17، شماره 64، مهر 1402، صفحه 75-100   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/fed.2023.705592

نویسندگان

مریم مرادی؛ زهرا پورزمانی^*

گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

چکیده

چکیده
اقتصاد کلاسیک و مطالعه بازارهای مالی از دیدگاه هنجاری قواعد آنها را در چارچوب عقلانیت عوامل اقتصادی قرار داده ‌است. فرضیه اصلی حول و حوش تصمیم‌گیری براساس عقلانیت است. از طرفی سرمایه­گذاران طوری عمل نمی‌کنند که منطقی باشند، برعکس، تعصبات بسیاری را نشان می‌دهند که منجر به تصمیمات سرمایه‌گذاری ضعیف در زمینه‌های خاص می‌شوند. این خطاهای شناختی به دلیل عدم توانایی سرمایه گذاران در شناختن حرکت بازار برای دوره های بعدی است، که آنها را وادار به تصمیم­گیری های جانبدارانه می­کند. در این مقاله رفتار سرمایه­گذاران در بورس اوراق بهادار تهران مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت تا به بررسی اینکه آیا آنها تحت شرایط شوک اطلاعاتی مستعد تورش­های رفتاری هستند یا خیر؟ بپردازد. برای دستیابی به هدف پژوهش، داده­های 106 شرکت نمونه، در بازه زمانی 1391-1398 جمع آوری شد و به شیوه تحلیل توصیفی–همبستگی با اجرای آزمون رگرسیون چندگانه تجزیه و تحلیل شدند. یافته­ها نشان داد که تنها بین شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی مالکیت نهادی) و تورش رفتاری زیان­گریزی و کوتاه­نگری سرمایه­گذاران رابطه معناداری وجود دارد و با دیگر شوک­های درونی و بیرونی رابطه معناداری یافت نشد. همچنین رابطه معناداری بین شوک­های درونی و بیرونی و تورش رفتاری برجستگی اطلاعات وجود ندارد.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: شوک اطلاعاتی درونی، شوک اطلاعاتی بیرونی، زیان گریزی سرمایه گذاران، برجستگی اطلاعات، کوتاه نگری سرمایه گذاران. طبقه بندی؛ G53؛ G4

اصل مقاله

 

https://doi.org/10.30495/fed.2023.1989167.3004

 

سنجش روابط شوک های اطلاعاتی درونی و بیرونی با تورش های رفتاری سرمایه گذاران

 

 

تاریخ دریافت: 14/04/1402                  تاریخ پذیرش: 04/06/1402

مریم مرادی[1] زهرا پورزمانی*[2]

 

 

چکیده

اقتصاد کلاسیک و مطالعه بازارهای مالی از دیدگاه هنجاری قواعد آنها را در چارچوب عقلانیت عوامل اقتصادی قرار داده ‌است. فرضیه اصلی حول و حوش تصمیم‌گیری براساس عقلانیت است. از طرفی سرمایه­گذاران طوری عمل نمی‌کنند که منطقی باشند، برعکس، تعصبات بسیاری را نشان می‌دهند که منجر به تصمیمات سرمایه‌گذاری ضعیف در زمینه‌های خاص می‌شوند. این خطاهای شناختی به دلیل عدم توانایی سرمایه گذاران در شناختن حرکت بازار برای دوره های بعدی است، که آنها را وادار به تصمیم­گیری های جانبدارانه می­کند. در این مقاله رفتار سرمایه­گذاران در بورس اوراق بهادار تهران مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت تا به بررسی اینکه آیا آنها تحت شرایط شوک اطلاعاتی مستعد تورش­های رفتاری هستند یا خیر؟ بپردازد. برای دستیابی به هدف پژوهش، داده­های 106 شرکت نمونه، در بازه زمانی 1391-1398 جمع آوری شد و به شیوه تحلیل توصیفی–همبستگی با اجرای آزمون رگرسیون چندگانه تجزیه و تحلیل شدند. یافته­ها نشان داد که تنها بین شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی مالکیت نهادی) و تورش رفتاری زیان­گریزی و کوتاه­نگری سرمایه­گذاران رابطه معناداری وجود دارد و با دیگر شوک­های درونی و بیرونی رابطه معناداری یافت نشد. همچنین رابطه معناداری بین شوک­های درونی و بیرونی و تورش رفتاری برجستگی اطلاعات وجود ندارد.

واژه‌های کلیدی: شوک اطلاعاتی درونی، شوک اطلاعاتی بیرونی، زیان گریزی سرمایه گذاران، برجستگی اطلاعات، کوتاه نگری سرمایه گذاران.

طبقه بندی JEL:   G41 , G53 , G4

 

 

1- مقدمه

نظریه عقلانیت مبتنی بر دو فرض است؛ " قاعده عقلانیت" و "عمل عقلانیت". در قاعده عقلانیت، فرد شیوه رفتاری را اتخاذ می­کند که مطلوبیت مورد انتظار را به حداکثر می­رساند در حالی که در عمل عقلانیت، سرمایه­گذار تصمیم می­گیرد به گونه­ای عمل کند که حداکثر سودمندی را داشته باشد. سرمایه­گذاران انتخاب­هایی را انجام می­دهند که منافع را به حداکثر و هزینه را به حداقل برسانند (زمیری[3] و همکاران، 2017). براساس نظریه عقلانیت محدود، افراد دارای تعصبات و محدودیت­های شناختی هستند، که آنها را از دستیابی به عقلانیت کامل در زمان تصمیم­گیری منع می­کند (زمیری و همکاران، 2017). شواهد و توضیحاتی که در نظریه عقلانیت محدود ارائه شده است، توضیح می­دهد که افراد همیشه قادر به بدست آوردن تمام اطلاعات مربوطه برای تصمیم­گیری­های احتمالی مورد نیاز نیستند (کینوشیتا[4] و همکاران، 2013).

به طور سنتی، نظریه فرضیه بازار کارآ به عنوان یکی از مبانی اصلی تصمیم­گیری در مورد سرمایه­گذاری در نظر گرفته می­شود. براساس فرضیه بازار کارآ، هیچ سرمایه­گذاری نمی­تواند بر اساس دانش و توانایی پردازش اطلاعات، بازدهی غیرعادی بیش از میانگین بازده بازار کسب کند (النجار[5] ، 2013؛ راس[6] و همکاران، 2016). بر اساس این فرضیه سرمایه­گذاران منطقی هستند و از طیف متنوعی از مدل­ها برای انتخاب فرصت­های مطلوب سرمایه­گذاری استفاده می­کنند. در واقع افراد عقلایی تمام اطلاعات موجود را در نظر می­گیرند؛ از این رو، آنها پیش­بینی­های بی­طرفانه­ای درباره وقایع آینده ایجاد می­کنند، که به آنها امکان می­دهد بهترین تصمیمات مالی را بگیرند (فاما[7]، 1970؛ مایکل و جنسن[8]، 1978). با این وجود، حتی اگر نظریه مالی مدرن به تدریج رشد کرده باشد، اما هنوز هم دشوار است که بتوان آن را با دلایل علمی توضیح داد که چرا افراد هنگام معاملات رفتار غیرعقلایی دارند. در حالی که نظریه مالی سنتی فرض می­کند افراد تصمیم­گیری­های مالی خود را براساس منطق انجام داده و تقویت می­کنند( مادان و سینگ[9]، 2019).

مخالفان فرضیه بازار کارآ ( شفرین  و استیتمن[10]، 2011؛ باربریس[11]،2017) با این استدلال که سرمایه­گذاران لزوما همان­طور که در فرضیه بازار کارآ ادعا می­شود منطقی عمل نمی­کنند و غیر منطقی بودن آنها را می­توان از طریق ناهنجاری­های مختلف رفتاری توضیح داد. بر این اساس مالی رفتاری بیان می­کند که فرآیند تصمیم­گیری در مورد سرمایه­گذاری تحت تأثیر تورش­های رفتاری مختلفی قرار دارد که سرمایه­گذاران را به انحراف از عقلانیت و گرفتن تصمیمات غیرمنطقی برای سرمایه­گذاری سوق می­دهد (نیهاوس و شریدر[12]، 2014). در واقع، بیشتر تصمیم­گیری­ها مشکل هستند؛ زیرا عوامل روانی نیز در این فرآیند سهیم­اند (موناهان[13]، 2000 ). گاهی عواملی سبب بروز رفتار غیرعقلایی می­شوند و چگونگی تصمیم­گیری آنها را تحت تأثیر قرار می­دهند، که این اتفاق نشان­دهندة کارآ نبودن بازارهای مالی است (توماس[14]، 2003 ). لذا شرایطی به وجود می­آید که امکان رفتار عقلایی را از تصمیم­گیرنده سلب می­کند( جلیلوند و همکاران، 1395). بنابراین می­توان از طریق شناسایی این عوامل و شرایط، تاثیر این انحرافات را در مالی رفتاری کاهش داد و به سرمایه گذاران برای دستیابی به اهداف مالی بلندمدت خود کمک کرد.

بنابر آنچه که گفته شد، در محیط سرمایه­گذاری حساس امروزی، عدم تقارن و شوک اطلاعاتی در استراتژی­های شرکت را می توان به عنوان عوامل و شرایط تاثیر گذار بر رفتار سرمایه­گذاران بیان کرد. آکرلوف^[15] (1970) معتقد است که اگر اطلاعات به اندازه کافی نامتقارن باشد، بازار می تواند کاملا از بین برود. سوسکیچ و زیوکوویچ^[16](2007) استدلال می­کنند که خطر عدم تقارن اطلاعات را نمی­توان به طور کامل از بین برد. از یک سو، اطلاعات برای سرمایه­گذارانی که قادر به تفسیر کامل آنها نیستند، مفید نیستند. از سوی دیگر، همیشه مدیرانی خواهند بود که می‌خواهند تصویر شرکت خود را به وسیله اطلاعات نادرست یا ناقص بهبود بخشند (مینوویچ[17]، ۲۰۱۳).

بدیهی است که مدیران این فرصت را برای چگونگی انعکاس اطلاعات و کنترل این که چه اطلاعاتی باید نمایش داده شود را در دست دارند در نتیجه اطلاعات افشا شده در صورت‌های مالی نمی‌تواند وضعیت واقعی موجود را منعکس کند. مدیر تنها فردی است که اطلاعات خصوصی در مورد ارزش شرکت را دارد در حالی که سایر گروه‌ها تنها اطلاعات عمومی منتشر شده در دسترس همگان را دارا هستند.

به طور کلی، گروه­های مطلع به دنبال بهره­‌برداری از اطلاعات خود به طور مستقیم یا غیر مستقیم در بازار مالی هستند و این تلاش برای کسب سود از اطلاعات خصوصی هزینه نمایندگی را افزایش (جنسن و مک لینگ[18]، ۱۹۷۶) و ارزش فعلی جریان‌های نقدی مورد انتظار را کاهش خواهد داد.

ممکن است مدیران براساس اطلاعاتی که در اختیار دارند، عمل کنند به گونه­ای که سود خود را با هزینه گروه­های ناآگاه به حداکثر برساند. بنابراین شرکت­هایی که ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺎﻟﻲ ﺷﻔﺎف و ﻗﺎﺑﻞ ﻗﺒﻮﻟﻲ ﻧﺪارﻧﺪ، ﺑﺎ رﻳﺴﻚ اﻋﺘﺒﺎری ﻣﻮاﺟﻪ ﺷﺪه، اﻃﻤﻴﻨﺎن ﺳﻬﺎﻣﺪاران را از دﺳﺖ ﻣﻲ دﻫﻨﺪ. ﭼﻨﻴﻦ ﺷﺮاﻳﻄﻲ در ﻧﻬﺎﻳﺖ، درﺟﻪ اﻋﺘﺒﺎر و ﻣﻴﺰان ﻧﻘﺪﺷﻮﻧﺪﮔﻲ را در ﻛﻞ ﺑﺎزار ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ ﺑﻪ ﺷﺪت ﻛﺎﻫﺶ ﻣﻲ­دﻫﺪ.

لذا مدیران با انتخاب راهکاری مناسب برای از بین بردن خلأ وارده از طریق ایجاد شوک اطلاعاتی درونی(تغییر اعضاء هیات مدیره و مالکیت نهادی) و بیرونی (تغییرات شدید بازار سهام) بدنبال دستیابی به رونق بازار سهام می­شود. بدین ترتیب توزیع اطلاعات به صورت نابرابر میان مدیران و مالکان می­تواند در قضاوت­ها و تصمیمات افراد موثر واقع شود که از آن به عنوان شوک‌های اطلاعاتی یاد می‌شود (هایل[19] و همکاران، 2014). از آنجا که شوک خاصیت کوتاه مدت و گذرا دارد، مدیران از این سیاست به عنوان یک فرصت استفاده خواهند کرد تا بتواند قیمت سهام خود را در رونق نگاه دارند. بنابراین ما در این مقاله به دنبال پاسخگویی به چگونگی تاثیر شوک های اطلاعاتی بر تورش­های رفتاری سرمایه­گذاران خواهیم بود.

 

2- پیشینه پژوهش

1-2-پیشینه نظری پژوهش

نظریه مالی مدرن مبتنی بر مفهوم اقتصاد بشری است که از اقتصاد نئوکلاسیک اقتباس شده‌ است. فلسفه مکتب اقتصاد نئوکلاسیک بر اصل عقلایی رفتار کردن افراد و همچنین بنگاه ها در اقتصاد مبتنی است. در این میان اگر پدیده­ای با این اصل ناسازگار باشد از آن به عنوان سوگیری یا تورش یاد می شود.

امروزه ایده­ی رفتار کاملا عقلایی سرمایه­گذاران که همواره به دنبال حداکثر کردن مطلوبیت شان هستند در راستای توجیه رفتار و واکنش بازارها کافی نیست، بنابراین مالی رفتاری را می­توان پارادایمی دانست که با توجه به آن، بازارهای مالی با استفاده از مدل­هایی مورد مطالعه قرار می­گیرند که دو فرض اصلی و محدود کننده­ی پارادایم سنتی یعنی بیشینه­سازی مطلوبیت مورد انتظار و عقلانیت کامل را کنار می­گذارد( مرادی، 1396).

عقلانیت کامل، با فرضیه بازارهای کارآ، زمانی بوجود آمد که مارکویتز[20](1952) نظریه انتخاب پورتفولیوی خود را توسعه داد، که نقطه شروع نظریه‌های مالی مدرن محسوب می‌شود. مفهوم کارآیی بازار به طور رسمی توسط فاما (1970) و نظریه‌های مالی مدرن براساس فرضیات سرمایه­گذاران منطقی و بازارهای کارآ پایه‌ریزی شده ‌است. در مقابل، عامل مالی رفتاری کاملا منطقی نیست، بلکه یک انسان معمولی است که تحت ‌تاثیر احساسات و خطاهای شناختی عمل می‌کند( تالر[21] و همکاران، 2008). متعاقباً تلاش­های متعددی صورت گرفت تا بفهمیم چه عواملی می توانند بر رفتار سرمایه­گذاران تأثیر بگذارند( دبورتلی[22] و همکاران، 2019). بدیهی است که اهمیت هر عامل با توجه به تورش­های رفتاری سرمایه­گذاران متفاوت است. برخی از این عوامل عبارتند از محتوای شرکت، سودآوری، پایداری سود، قیمت و عوامل کلان اقتصادی و سیاسی که بر بازده و ریسک تأثیر می گذارد(قاضی­زاده و خادمی گراشی[23]،2006). بنابراین سرمایه گذاران با توجه به پیچیدگی­های روزافزونی که در آن فعالیت می­کنند، ملزم به پردازش مقادیر زیادی از اطلاعات هنگام تصمیم­گیری هستند. در این بین، اطلاعاتی چون تغییر اعضاء هیات مدیره، مالکیت نهادی و تغییرات شدید بازار سهام که از آنها به عنوان شوک اطلاعاتی در این مقاله یاد شده است برای سرمایه­گذاران از اهمیت بالایی برخوردار است.

شوک اطلاعاتی از عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه گذاران بالقوه و بالفعل ناشی می شود. در حالت کلی شوک اطلاعاتی را می­توان به صورت شوک درونی و بیرونی متصور شد. شوک درونی به مجموعه تصمیماتی که در داخل شرکت گرفته می­شود و عملکرد شرکت را تحت تاثیر قرار می­دهد و شوک بیرونی به آن دسته از رویدادها، وقایع و تصمیماتی گفته می­شود که در خارج از شرکت رخ داده است. هریک از این عوامل می توانند بر رفتار سرمایه گذاران تاثیر بگذارند( عزیزی و همکاران، 1401).

از مجموعه تصمیمات داخلی در شرکت ها، استخدام و برکناری اعضای هیات مدیره به عنوان مهمترین سازوکارهای داخلی کنترلی برای شرکت ها است(فاما ،1980). به طوری که این ساز و کار علاوه برآن که مانع از کم کاری مدیران می شود، محرک آنها جهت عملکرد بهتر و افشای اطلاعات لازم از سوی آنها می­گردد.

وارنر[24] و همکاران(1988) ارتباط قابل توجهی بین عملکرد ضعیف شرکت و انتشار اطلاعات مربوط به تغییر اعضای هیئت مدیره وجود دارد. علاوه بر این، انتصاب­های  جدید فقط به عنوان علامت دهی به بازار انجام می شود. بنابراین در بازار کارآ، تغییر عضو هیئت مدیره مطابق با محتوای اطلاعات این رویداد پردازش می شود و انتظار می رود که به طور کامل و سریع در قیمت سهام منعکس و منجر به تغییر بازده غیرعادی شود. اما ادبیات پیشین(گروسمن و استیگلیتز[25]، 1980) نشان می دهد که اطلاعات به دلیل هزینه بر بودن نمی توانند کاملاً کارآ باشند. بدین شکل در صورت توزیع نامتقارن اطلاعات، شوک اطلاعاتی نمود پیدا می کند.

در واقع شوک انتشار تغییر اعضای هیات مدیره با کاهش ارزش شرکت در ارتباط خواهد بود. به بیان دیگر این اطلاعات علامتی از حرکت شرکت در مسیر کارآیی یا ناکارآیی تلقی می شود. از این رو با کاهش شهرت و اعتبار شرکت، سرمایه گذاران به طور کل از بازار خارج می­شوند و رفتار زیان­گریزی از خود نشان داده یا بدلیل اهمیت عملکرد کوتاه­مدت رفتار کوتاه نگرانه از خود بروز می­دهند. در این صورت تصمیمات خود را در مورد ارزش­های پایین­تر از انتظارات حقیقی­شان می­گیرند و بدین ترتیب معاملات خود را بیش از حد به اثرات منفی در مقایسه با مقدار اثرات مثبت آن توجه می کنند.

از طرفی با توجه به موقعیت دارای نفوذ و اثرگذار سرمایه­گذاران نهادی، انتظار می­رود این گروه از مالکان بر سیاست­های مالی شرکت تاثیر داشته باشند. چنین استدلال می­شود کاهش یا افزایش نسبت مالکان نهادی پیام هایی به بازار مخابره کند که هزینه­های نمایندگی ناشی از فعالیت­های نظارتی این گروه از سرمایه­گذاران کاهش یا افزایش یافته است. بنابراین بر اساس نظریه نمایندگی، انتظار داریم بین تغییرات مالکیت نهادی به عنوان شوک درونی و تورش رفتاری کوتاه­نگری و زیان گریزی سرمایه گذاران رابطه معناداری برقرار شود.

بدیهی است که ﺗﻐﻴﻴﺮ ﻗﻴﻤﺖ ﺳﻬﺎم ﺑﻪ ﻋﻨﻮان ﻣﻌﻴﺎری ﺑﺮای ﺗﻌﺮﻳﻒ رﻳﺴﻚ اﺳﺘﻔﺎده ﻣﻲ­ﺷﻮد و ﻧﺸﺎن دﻫﻨﺪه ﻧﺮخ ﺗﻐﻴﻴﺮ ﻗﻴﻤﺖ ورﻗﻪ ﺑﻬﺎدار در ﻃﻮل زﻣﺎن ﻣﺸﺨﺺ ﻣﻲ­ﺑﺎﺷﺪ. ﻫﺮ ﭼﻪ ﻣﻴﺰان ﺗﻐﻴﻴﺮات ﺑﻴﺸﺘﺮ ﺑﺎﺷﺪ، درﻛﻮﺗﺎه ﻣﺪت ﺷﺎﻧﺲ ﻛﺴﺐ ﺳﻮد ﻳﺎ ﻣﺘﺤﻤﻞ ﺷﺪن زﻳﺎن ﺑﻴﺸﺘﺮ ﻣﻲ­ﺷﻮد. ﺑﻨﺎﺑﺮاﻳﻦ اﮔﺮ ﺳﻬﻤﻲ ﺑﻪ ﻋﻨﻮان سهم دارای ﻧﻮﺳﺎن ﻣﻄﺮح ﺷﻮد، ﻗﻴﻤﺖ آن ﺑﺎﻳﺪ در ﻃﻮل زﻣﺎن ﺗﻐﻴﻴﺮ زﻳﺎدی داﺷﺘﻪ ﺑﺎﺷﺪ و ﺗﺨﻤﻴﻦ ﻗﻴﻤﺖ آﺗﻲ آن ﺑﺴﻴﺎر ﻣﺸﻜﻞ ﺑﺎﺷﺪ. از طرفی ﺳﺮﻣﺎﻳﻪﮔﺬاران رﻳﺴﻚ ﻛﻤﺘﺮ را ﺗـﺮﺟﻴﺢ  ﻣﻲدﻫﻨﺪ. ﻫﺮ ﭼﻪ رﻳﺴﻚ ﺳﺮﻣﺎﻳﻪﮔﺬاری ﻛﻤﺘﺮ ﺑﺎﺷﺪ، آن ﺳﺮﻣﺎﻳﻪﮔﺬاری ﺑﻬﺘﺮ ﻣﻲ ﺑﺎﺷﺪ. ﺑﻪ ﻋﺒﺎرت دﻳﮕﺮ ﻫﺮ ﭼﻪ ﺗﻐﻴﻴﺮﭘﺬﻳﺮی ﻗﻴﻤﺖ ﺳﻬﻢ ﻛﻤﺘﺮ ﺑﺎﺷﺪ، ﺗﻤﺎﻳﻞ ﺑﻴﺸﺘﺮی ﺑﺮای ﺳﺮﻣﺎﻳﻪ­ﮔﺬاری در آن وﺟﻮد دارد(حجازی و همکاران، 1390). بنابراین تغییرات اساسی در بازده بازار می­تواند بر تورش رفتاری سرمایه گذاران تاثیر قابل توجهی داشته باشد.

در این بین عوامل روانشناختی که می تواند بر رفتار معاملاتی سرمایه گذار موثر باشد، دسترسی به اطلاعات می باشد که عامل کلیدی در تصمیمات شهودی است. یکی از دلایل دسترسی به اطلاعات، وجود پدیده برجستگی می باشد. برجسته کردن یک رویداد این گونه در بازارهای مالی اظهار می­شود که سرمایه­گذاران فرض می­کنند اطلاعات و رویدادهای اخیر در آینده نیز ادامه می­یابند. بنابراین در صورتی که شرکتی از قبل تصویر مطلوبی در زمینه شوک­های اطلاعاتی( تغییرات مالکان نهادی، هیات مدیره، تغییرات شدید بازار سهام) داشته باشد، همچنان آن شرکت را با تصویر مثبت در ذهن دارد و به آن بخش از اطلاعات بیشتر از سایر بخش­ها جلب می­شود و به آن وزن بیشتری می­دهد. از آنجا که پردازش اطلاعات توسط سرمایه گذاران محدود است، این رفتار منجر به تعصبات شناختی می‌شود. لذا تنها بر بخشی از اطلاعاتی که در دسترس دارند و از نظرشان مهم است، تمرکز می کنند. لذا به اطلاعات برجسته بیش از احتمال واقعی آن اهمیت می­دهند.  مادان و سینگ(2019) در پژوهشی به تجزیه و تحلیل تورش­های رفتاری در تصمیم­گیری سرمایه­گذاری پرداختند. در این پژوهش چهار تعصب رفتاری؛ اعتماد بیش از حد، لنگر انداختن، خطای وضع موجود و رفتار گله­وار مورد بررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد که تورش اعتماد بیش از حد و رفتار گله­وار بر تصمیم­گیری سرمایه­گذاری تاثیر مثبت و معناداری دارد. به طور کلی نتایج نشان داد که سرمایه­گذاران فردی دانش محدودی دارند و بیشتر در معرض ایجاد خطاهای روان‌شناختی هستند. یافته‌های این مطالعه همچنین وجود این چهار جهت­گیری رفتاری در تصمیمات سرمایه‌گذاری فردی را نشان می‌دهد. دبورتولی^[26] و همکاران(2019)در پژوهشی به بررسی ویژگی های شخصیتی و تحلیل مشخصات سرمایه گذار: نگرشی بر مالی رفتاری پرداختند. این مطالعه بررسی می کند که کدام یک از چهار الگو به بهترین شکل نمایانگر ریسک است که توسط سرمایه گذاران در تصمیمات سرمایه گذاری دارایی مالی آنها نمایان می شود. پارادایم هایی که برای توضیح این پژوهش استفاده شده است عبارتند از: نظریه چشم انداز، تجزیه و تحلیل مشخصات سرمایه گذار(IPA) ، مدل پنج عاملی شخصیت و آزمون بازتوانی شناختی(CRT) . نتایج با استفاده از رگرسیون لجستیک تجزیه و تحلیل و نشان داد افرادی که طبقIPA ، تحمل ریسک بیشتری دارند، نظریه چشم­انداز را نقض می کنند. درجه بالایی برای تجربه و بیشترین احتمال در استفاده از ریسک بالاتر را در تصمیمات سرمایه گذاری خود دارند. با توجه بهCRT ، تعداد بیشتری از پاسخ های صحیح در این آزمون رابطه معکوس با ریسک پذیری دارد.

 

 

2-2- پیشینه تجربی پژوهش

یانگ[27] و وو (2019) در پژوهشی به بررسی احساسات سرمایه‌گذار با شوک اطلاعات در بازار بورس پرداختند. نتایج نشان داد که اطلاعات عمومی تاثیر قابل ‌توجهی بر قیمت دارایی دارد و تاثیر احساسات سرمایه‌گذار بر قیمت دارایی به نسبت سرمایه گذاران احساسی و بازده اطلاعات عمومی بستگی دارد؛ مهم‌تر اینکه، اگر سرمایه گذاران احساسی در بازار وجود داشته باشد، تعادلی در بازار وجود نخواهد داشت که در آن قیمت بتواند به طور کامل اطلاعات عمومی را منعکس کند.

هاراکی[28] و همکاران(2018) در پژوهشی به بررسی تاثیر شوک‌های اطلاعاتی پرداخت سود سهام و ارتباط ارزشی تقسیم سود پرداختند. یافته­های آنها نشان می­دهد که تصویب IFRS از طریق کاهش اطلاعات نامتقارن، کمک زیادی به افزایش پرداخت تقسیم سود می­شود. علاوه بر این، بهبود محیط اطلاعات به سرمایه­گذاران کمک می­کند تا با استفاده از اعداد حسابداری برای ارزیابی عملکرد مالی شرکت، بیشتر اطمینان پیدا کنند که موجب کاهش قابل توجهی در ارزش و سود سهام بین شرکت های پراهمیت می­شود.

فریدمن و وانگ[29](2017) در پژوهشی به بررسی تاثیر برجستگی در رفتار سرمایه گذاران پرداختند. آنها نشان دادند برجستگی بر رفتار سرمایه گذاران تاثیر می­گذارد.

تیکه[30] و همکاران (2016) در پژوهشی در خصوص اینکه کدام عامل بر سوگیری های رفتاری اثر می گذارد، پرداختند. به این نتیجه دست یافتند که، اثر کلی حالت و مزاج، سوگیری آشنایی، قاعده ابتکاری شباهت، سوگیری اوضاع فعلی، سوگیری­هایی هستند که با اعتماد به نفس بالا وکارکرد بازده رابطه دارند.

هایل و همکاران(2014) در پژوهشی به بررسی پرداخت سود تقسیمی و شوک اطلاعاتی پرداختند. آنها پیش‌بینی‌ها را با تحلیل رفتار پرداخت سود تقسیمی یک نمونه جهانی از شرکت‌ها حول پذیرش اجباری IFRS و اجرای اولیه قوانین تجارت داخلی جدید آزمون کردند. هر دو رویداد به عنوان پروکسی برای بهبود کلی محیط اطلاعاتی و در نتیجه ساختار حاکمیت شرکتی در اقتصاد عمل می‌کنند. آنها دریافتند که پس از این دو رویداد، شرکت‌ها  به احتمال کمتری سود سهام را می‌پردازند، اما احتمال قطع (توقف) چنین پرداخت‌هایی را بیشتر خواهد کرد. این تغییرات حول زمان شوک اطلاعاتی و تنها در کشورها و شرکت‌هایی که مشمول تغییر نظارتی هستند رخ می‌دهد. زمانی که مسایل نمایندگی و یا شوک‌های اطلاعاتی قوی‌تر هستند، آنها بیشتردیده می‌شوند. هچنین محتوای اطلاعاتی سود سهام پس از آن کاهش می‌یابد. نتایج اهمیت هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد (و تغییرات در آن) را برای شکل‌دهی سیاست‌های پرداخت شرکت‌ها برجسته می‌کند.

ملکیان و همکاران(1402) در پژوهشی به بررسی شوک نقدینگی، انعطاف‌پذیری مالی و سرعت تعدیل سود تقسیمی سهام در بورس اوراق بهادار تهران  پرداختند. یافته­های تحقیق نشان می‌دهد ارزش نهایی وجه نقد و ظرفیت بدهی استفاده نشده بر سرعت تعدیل سود تقسیمی سهام تأثیر معناداری ندارد. همچنین شوک نقدینگی تاثیری بر ارتباط بین ارزش نهایی وجه نقد و ظرفیت بدهی استفاده نشده بر سرعت تعدیل سود تقسیمی سهام ندارد. براساس نتایج بدست آمده، در توجیه رابطه مثبت بین ارزش نهایی وجه نقد و سرعت تعدیل سود تقسیمی می­توان گفت هر شرکتی که انعطاف‌پذیری مالی بالاتری داشته باشد، در مجموع با ریسک کمتری مواجه بوده و موجب بهبود عملکرد مدیران هنگام استفاده از فرصت­های رشد و سرمایه‌گذاری شده و در نهایت هموارسازی سود تقسیمی آنها بالاتر است. همچنین در توجیه رابطه منفی بین ظرفیت بدهی استفاده نشده و سرعت تعدیل سود تقسیمی می­توان گفت هر شرکتی که ظرفیت بدهی استفاده نشده بالاتری داشته باشد، هموارسازی سود تقسیمی آنها پایین‌تر است.

فدائی و زارع بهنمیری(1401) در پژوهشی به بررسی پیش بینی شوک منفی قیمت سهام با تاکید بر نسبت های مالی پرداختند. نتایج حاصل از RSME  مدل های 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)، 5.8433، 5.6284، 7.537 و 7.295 می باشد. همان‌طور که مشاهده می­شود RSME در شوک دائم براساس الگوریتم ژنتیک، بیشتر از RSME مدل شوک دائم براساس الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات می­باشد. همچنین در مدل شوک موقت براساس الگوریتم ژنتیک RSME مدل، بیشتر از RSME مدل شوک موقت براساس الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات می­باشد. بنابراین می‌توان بیان نمود که رگرسیون برآورد شده بر اساس متغیرهای انتخابی از الگوریتم تکاملی بهینه‌سازی ازدحام ذرات دارای RSME پایین‌تر بوده و قدرت پیش‌بینی‌کنندگی بهتری نسبت به متغیرهای انتخابی از الگوریتم ژنتیک دار است.

عزیزی و همکاران(1401) در پژوهشی به بررسی تاثیر شوک های اطلاعاتی درونی بر بازده غیرعادی انباشته پرداختند. یافته ها نشان داد که از میان شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی ماکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره)، شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی هیات مدیره) در قیاس با متغیر دیگر شوک اطلاعاتی، ارتباط بیشتری با سیاست تقسیم سود و بازده غیرعادی انباشته دارد. همچنین  از میان شوک اطلاعاتی درونی( تغییرات اساسی ماکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره )، شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی هیات مدیره) در قیاس با متغیر دیگر شوک اطلاعاتی، ارتباط بیشتری با سیاست تقسیم سود و بازده غیرعادی انباشته دارد.

راکی و همکاران(1399) در پژوهشی به بررسی مدلسازی اثر تورش رفتاری زیان گریزی بر پویایی­های قیمت و بازدهی بازار سهام ( کاربرد مدل سازی مبتنی بر عامل در اقتصاد فتاری) پرداختند. نتایج حاصل از شبیه سازی بازار سهام مصنوعی شامل دو گروه معامله گران بنیادی و غیربنیادی با تورش رفتاری زیان گریزی نشان می­دهد که تورش رفتاری زیان گریزی، بخشی از پویایی های بازارهای مالی را توضیح می دهد و نقش مهمی در شکل گیری قیمت های بازارهای مالی دارد. همچنین فرآیند تولید قیمت (و به تبع آن بازدهی) که در این مدل به صورت درونزاست با بسیاری از حقایق بازارهای مالی از جمله معمای صرف سهام، حباب قیمت ها، کشیدگی زیاد و غیرنرمال بودن توزیع بازدهی ها و دنباله ضخیم بودن آن سازگار است. دولو و جنتی (1397) در پژوهشی به بررسی اثر عدم تقارن اطلاعاتی بر واکنش بازار نسبت به افزایش سود نقدی پرداختند. یافته های آنها نشان داد که افزایش سود نقدی شرکت های با عدم تقارن اطلاعاتی بالا منجر به بازده غیرعادی مثبت و قوی تر می شود. همچنین شرکت های با سابقه کاهش نوسان غیر سیستماتیک پس از افزایش سود نقدی، بازده غیر عادی مثبتی تجربه می کنند. واکنش مثبت بازده پس از افزایش سودنقدی، برای شرکت های با عدم تقارن اطلاعاتی بالا محرز است.

نصیرزاده و همکاران(1396) در پژوهشی به بررسی واکنش بازار نسبت به افشای اطلاعات با اهمیت پرداختند. نتایج حاکی از آن است که سرمایه گذاران نسبت به اطلاعیه های منفی در روزهای پیش از انتشار اطلاعیه، واکنش مثبت و معنادار نشان می دهند، اما پس از تاریخ انتشار واکنش معناداری نشان نمی دهند. همچنین سرمایه گذاران نسبت به اطلاعیه های مثبت و شفاف ساز واکنش مثبت و معناداری دادند.

حسینی چگینی و همکاران (1393) در پژوهشی به بررسی تورش‌های رفتاری سرمایه‌گذاران در بورس اوراق بهادار تهران بر مبنای مدل معادلات ساختاری پرداختند. نتایج پژوهش گویای آن است که بین تورش­های کوتاه­نگری، بهینه‌بینی، خوداسنادی، توان‌پنداری و دیرپذیری با تصمیمات سرمایه‌گذاری سرمایه‌گذاران در بورس تهران رابطۀ معناداری وجود دارد و تورش رفتاری ابهام‌گریزی به‌صورت مثبت و معناداری بر تصمیمات سرمایه‌گذاری سرمایه‌گذاران تأثیر ندارد.

بر اساس مبانی نظری و پیشینه پژوهش فرضیه های زیر تدوین شده است:

فرضیه اول: بین شوک های اطلاعاتی درونی و تورش های رفتاری سرمایه گذاران  ارتباط معناداری وجود دارد.

• بین شوک های اطلاعاتی درونی و تورش کوتاه نگری سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.
• بین شوک های اطلاعاتی درونی و تورش برجستگی اطلاعات سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.
• بین شوک های اطلاعاتی درونی و تورش زیان گریزی سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.
• فرضیه دوم : بین شوک های اطلاعاتی بیرونی و تورش های رفتاری سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.
• بین شوک های اطلاعاتی بیرونی و تورش کوتاه نگری سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.
• بین شوک های اطلاعاتی بیرونی و تورش برجستگی اطلاعات سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.
• بین شوک های اطلاعاتی بیرونی و تورش زیان گریزی سرمایه گذاران ارتباط معناداری وجود دارد.

 

4-روش شناسی پژوهش

4-1-جامعه و نمونه پژوهش

جامعه آماری پژوهش از شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل شده و قلمرو زمانی پژوهش به صورت یک دوره هشت ساله از سال 1391 تا سال 1398 تعریف شده است. همچنین، نمونه آماری به روش حذفی و با در نظر گرفتن معیارهای چهارگانه زیر انتخاب شده است:

• شرکت منتخب در طول دوره زمانی پژوهش( 1391-1398) نباید پایان سال مالی خود را تغییر داده باشد.
• دوره مالی شرکت منتخب منتهی به 29 اسفند باشد.
• شرکت های برگزیده متعلق به صنایع بورسی «بانک ها، مؤسسات اعتباری و سایر نهادهای پولی»، «سایر واسطه گری های مالی»،«سرمایه گذاری های مالی» و «شرکت های چندر شته ای صنعتی» نباشد.
• اطلاعات مورد نیاز شرکت در دسترس باشد.

با توجه به شرایط اشاره شده در بالا، از مجموع شرکت های پذیرفته شده(563 شرکت) در بورس تعداد 106 شرکت به عنوان نمونه پژوهش استفاده شده است.

 

 

4-2- ابزار گردآوری اطلاعات

در این پژوهش با بررسی مبانی نظری و پیشینه پژوهش از طریق بررسی مقاله ها و نیز طبقه بندی داده های مورد نیاز با استفاده از نرم افزار اکسل و انجام آزمون های آماری مربوط با استفاده از نرم افزار ایویوز، نتایج آزمون فرضیه ها مورد بررسی و تحلیل قرار گرفت.

 

4-3- روش تجزیه و تحلیل داده ها

برای آزمون فرضیه های پژوهش، پس از غربالگری و انتخاب نمونه از جامعه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار و جمع آوری اطلاعات متغیرهای معرفی شده در تعریف عملیاتی متغیرها به شرح زیر اقدام شد:

مدل های رگرسیونی فرضیه اول پژوهش:

Scb _{it =} β₀ + β₁ IIS1 _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                        (1-1)

Scb _{it =} β₀ + β₁ IIS2 _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                        (1-1)

Salince _{it =} β₀ + β₁ IIS1 _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                  (2-1)

Salince _{it =} β₀ + β₁ IIS2 _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                  (2-1)

LA _{it =} β₀ + β₁ IIS1 _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                        (3-1) 

LA _{it =} β₀ + β₁ IIS2 _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                        (3-1) 

مدل های رگرسیونی فرضیه دوم پژوهش:

Scb _{it =} β₀ + β₁ EIS _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                        (1-2)

Salince _{it =} β₀ + β₁ EIS _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                  (2-2)

LA _{it =} β₀ + β₁ EIS _it + β₂CF_it + β₃ROA_it + β₄LEV_it + β₅OWN_it + β₆ illiq _it +€_it                        (3-2) 

 

5- متغیرهای پژوهش

5-1- متغیرهای مستقل

شوک اطلاعاتی درونی: برای اندازه گیری شوک اطلاعاتی درونی از دو شاخص استفاده شده است( عزیزی و همکاران، 1401):

• تغییرات اساسی مالکیت نهادی: تغییرات اساسی مالکیت نهادی(درصد سهامداران نهادی به کل سهام) براساس طبقه بندی استاندارد شماره 15(تا 20 نفوذ وجود ندارد یاخیلی کم است؛ بین 20 تا 50 درصد نفوذ قابل ملاحظه ای دارند؛ از 50 درصد بیشتر، کنترل وجود دارد) صورت گرفت. بدین شکل که اگر مالکیت نهادی شرکتی در سال جاری نسبت به سال قبل تغییر طبقه بندی فوق را داشته باشد به عنوان تغییرات اساسی مالکیت نهادی تلقی شده، متغیر مجازی یک و در غیر این صورت متغیر مجازی صفر اختیار می کند.
• تغییرات اساسی اعضاء هیات مدیره: در ﺻﻮرﺗﻲ ﻛﻪ اﻋﻀﺎء ﻫﻴﺄت ﻣﺪﻳﺮه ﺳﺎل ﺟﺎری، ﻧﺴـﺒﺖ ﺑـﻪ ﺳـﺎل ﻗﺒـﻞ بیشتر از سه نفرﺗﻐﻴﻴﺮ کرده ﺑﺎﺷﻨﺪ از ﻣﺘﻐﻴﺮ ﻣجازی ﻳﻚ و در ﻏﻴﺮ اﻳﻦ ﺻـﻮرت ﻣﺘﻐﻴـﺮ ﻣجازی ﺻﻔﺮ اﺧﺘﻴﺎر ﻣﻲ کند.

شوک اطلاعاتی بیرونی : تغییرات اساسی در نوسانات بازده بازار از طریق دو آزمون مقید ( رابطه 1) و نامقید (رابطه 2) مورد بررسی قرار گرفته شد:

رابطه (1)                                                                                                      R_it=β₀+β₁R_Mt+€_it

رابطه (2)                                                                            

 

که در آن؛ R_it  نشاندهنده بازده ماهانه سهام شرکتi ام در ماه t ام وR_mt ، بیانگر بازده ماهانه بازار (درصد تغییرات شاخص قیمت و نقدی) است که با وقفه های 1تا4 در الگوی فوق حضور دارد.

شوک اطلاعاتی بیرونی زمانی رخ می دهد که دامنه نوسان خطای مدل از حد متعارف دامنه بیشتر یا کمتر باشد. تفاضل خطای مدل حاصل از دو رابطه بدست آمده در بالا، انحراف معیار استاندارد هرسال شرکت به تفکیک صنعت مرتب شده و چارک اول و سوم شرکت های عضو آن صنعت محاسبه می شود. گروه های صنعتی دسته بندی شده در پژوهش با توجه به کدگذاری صنایع در بورس اوراق بهادار تهران، شرکت های نمونه به چهار دسته طبقه بندی گردید. این گروه ها شامل موارد غذایی و دارویی، صنایع خودرویی، صنایع شیمیایی و سایر صنایع بودند. منظور از سایر صنایع بدلیل تعداد شرکت نمونه محدود در تحقیق، آن دسته از صنایع که در نوع محصول نزدیک به یکدیگر بودند در گروه سایر صنایع قرار گرفتند. بدین ترتیب به میزان کسر یا مازاد برحد متعارف ( چارک اول و سوم ) میزان شوک اطلاعاتی بیرونی تلقی شده، متغیر مجازی یک و در غیر این صورت متغیر مجازی صفر اختیار می کند.

 

2-5-متغیرهای وابسته

-تورش رفتاری برجستگی اطلاعات : برای محاسبه برجستگی اطلاعات به ترتیب از دو رابطه (3) و(4) استفاده شد. بدین صورت که بازده سهام و سود برآورد شده فصل اول هر سال مالی از طریق رابطه (3) و بازده سهام و سود برآورد شده فصل آخر هر سال مالی از طریق رابطه (4) تخمین زده شد.

رابطه(3)                                                                           

رابطه (4)                                                                         

سپس ضرایب بدست آمده به صورت زیر عمل گردید:

 

 

درصورتی که عدد بزرگتر از صفر باشد خود عدد و در غیر این صورت صفر در نظر گرفته شد.

-تورش رفتاری کوتاه نگری سرمایه گذاران : درصورتی که فاصله زمانی معاملات (مدت سهامداری) در شرکتی از حد متوسط سالیانه کل بورس زیاد باشد و رتبه نقدشوندگی سهام زیاد باشد، سهام نزد افرادی قرار گرفته است که غیرکوتاه­نگر در امر سرمایه گذاری هستند و در غیر این صورت کوتاه نگر خواهند بود.

رابطه(5)

 

 

رابطه(6)                                                                              A-365= مدت سهامداری

 

مدت سهامداری

رتبه نقدشوندگی

غیرکوتاه نگر

کوتاه نگر

در نهایت از میانگین رتبه نقدشوندگی و مدت سهامداری، نسبت به هر سال کل شرکت های نمونه در نظر گرفته شد. به طوری که به مقادیر بیشتر از میانگین، عدد یک و برای تمامی مقادیر کوچک تر از میانگین، عدد صفر لحاظ گردید. سپس مقادیر بدست آمده از محاسبات فوق را مقایسه می نماییم. به طوری که  هر دو ستونی که شامل مقدار یک بودند، یک و برای مقادیر دو ستونی که هردو مقدار صفر یا هر دو یک و صفر بودند، مقدار صفر لحاظ گردید( رستمی و همکاران، 1398).

 

 

 

 

 

 

 

 

گزارش زیان

خرید

زیان گریز

فروش

گزارش سود

حجم معاملات

-تورش رفتاری زیان گریزی : برای محاسبه زیان گریزی سرمایه گذاران از گزارشات سود و زیان و حجم معاملات خرید و فروش در بورس اوراق بهادار استفاده شد. به طوری که اگر شرکتی زیان ده باشد و حجم معاملات فروش بیشتر از حجم معاملات خرید باشد، با تورش رفتاری زیان گریزی مواجه خواهیم بود و به آن عدد یک و در غیر این صورت صفر لحاظ گردید.

 

5-3-متغیرهای کنترلی

در این پژوهش متغیرهای کنترلی  بر اساس مطالعات  زکی زاده  و همکاران (1398) و چیائو[31] و همکاران (2015) از ویژگی های بنیادین شرکت ها به شرح زیر مورد استفاده قرار گرفت:

-نقدشوندگی سهام: به عنوان واکنش قیمت روزانه سهام به یک واحد حجم معاملات تفسیر می شود. سهامی که نسبت عدم نقدشوندگی آمیهود در آن بالا باشد، در قبال حجم کوچکی از معامله تغییرات قیمتی زیادی دارد. این نسبت از تقسیم قدر مطلق بازده بر حجم معاملات در یک بازه زمانی معین به دست می آید. این معیار به صورت میانگین برای هرسال محاسبه  می شود. بنابراین چنانچه در یک سهم نسبت Illiq بالا باشد آن سهام با عدم نقدشوندگی روبرو می­شود (یحیی زاده و خرمدین،1387).

      رابطه(7)                                                                     

 

که درآن :    حجم معادلات بر روی سهم در روز d وماه t  و    تعداد روزهایی است که سهم i  درماه t معامله شده است.   بازده سهم در روزd در ماه t .

ﭼﻨﺎﻧﭽﻪ ﻧﺴﺒﺖ ﻋﺪم ﻧﻘﺪﺷﻮﻧﺪﮔﯽ ﺑﺎﻻ ﺑﺎﺷﺪ، آن ﺳﻬﻢ ﺑﺎ ﻋﺪم ﻧﻘﺪﺷﻮﻧﺪﮔﯽ روﺑﺮو اﺳﺖ. ﻣﻘﺪار اﯾﻦ ﻧﺴﺒﺖ زﻣﺎﻧﯽ ﺑﺎﻻ اﺳﺖ ﮐﻪ ﻗﯿﻤﺖ ﺳﻬﻢ در واﮐﻨﺶ ﺑﻪ ﺣﺠﻢ ﻣﻌﺎﻣﻼت اﻧﺪک، ﺗﻐﯿﯿﺮات زﯾﺎدی داﺷﺘﻪ ﺑﺎﺷﺪ. اﯾﻦ ﻣﻌﯿﺎر ﺑﻪ ﻋﻨﻮان واﮐﻨﺶ ﻗﯿﻤﺖ روزاﻧﻪ ﺳﻬﺎم ﺑﻪ ﺣﺠﻢ ﻣﻌﺎﻣﻼت ﺗﻔﺴﯿﺮ ﻣﯽﺷﻮد.

-جریان نقدعملیاتی: جریان خالص وجه نقد حاصل از فعالیت عملیاتی تقسیم بر سود عملیاتی

-بازده دارایی: سودخالص متعلق به سهامداران عادی تقسیم بر کل دارایی ها

-اهرم مالی : کل بدهی ها تقسیم بر کل دارایی ها

-مالکیت نهادی: درصد سهامداران نهادی به کل سهام صادره.

 

6- یافته های پژوهش

6-1-آمارتوصیفی

مطابق جدول شماره 1 و 2 ، آمار توصیفی شرکت های موجود در نمونه را ارائه می نماید. با توجه به مجازی بودن شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی مالکیت نهادی)  و میانگین آن یعنی عدد 084/0 می­توان دریافت که در این پژوهش، تعداد سال– شرکت­های دارای تغییرات اساسی مالکیت­نهادی تنها 4/8 درصد شرکت­های نمونه را نشان می­دهد. متغیر شوک درونی( تغییرات اساسی هیات مدیره ) با میانگین 139/0 نشان می دهد که 14 درصد شرکت­های نمونه نسبت به سال قبل تغییرات بیش از سه نفر اعضای هیات مدیره را تجربه کرده­اند. متغیر شوک اطلاعاتی بیرونی با میانگین 496/0 نشان می­دهد کمتر از نیمی از شرکت های نمونه پژوهش، شوک اطلاعاتی بیرونی را تجربه کرده­اند.

متغیر زیان­گریزی سرمایه­گذاران با میانگین 086/0 نشان می دهد که 9 درصد شرکت های نمونه دارای سرمایه­گذاران زیان­گریز بوده اند. متغیر کوتاه­نگری سرمایه گذاران با میانگین 389/0 نشان می­دهد کمتر از نیمی از شرکت­های نمونه پژوهش، با کوتاه نگری سرمایه­گذاران مواجه بوده­اند.

 

جدول 1 .تحلیل توصیفی مقادیر مربوط به متغیرهای مجازی

تعداد مشاهدات	درصد فراوانی	فراوانی	مقادیر مجازی	نماد	متغیر
848	916/0	777	۰	IIS1	شوک اطلاعاتی درونی
	084/0	71	۱
	861/0	730	۰	IIS2
	139/0	118	۱
	503/0	427	۰	EIS	شوک اطلاعاتی بیرونی
	496/0	421	۱
	914/0	775	0	LA	زیان گریزی سرمایه گذاران
	086/0	73	1
	611/0	518	0	SCB	کوتاه نگری سرمایه گذاران
	389/0	330	1

منبع: یافته های پژوهشگر

متغیر برجستگی اطلاعات با مقدار 852/0 نشان می­دهدکه 82 درصد سرمایه گذاران، وزن قابل توجهی به شواهد منطبق با برداشت­های خود داده­اند و اطلاعات برجسته­تر یا اطلاعاتی که نیازمند پردازش کمتری است، مورد استفاده قرار داده اند.

 

جدول 2 . آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

تعداد مشاهدات	بیشینه	کمینه	چولگی	کشیدگی	انحراف معیار	میانگین	نماد	نام متغیر
848	005/3	0	682/0	557/2	810/0	852/0	SALINCE	برجستگی اطلاعات
	986/1	000/0	691/1	785/8	276/0	144/0	ILLIQ	نقدشوندگی سهام
	469/1	089/0	259/0	371/3	231/0	589/0	LEV	اهرم مالی
	995/0	005/0	531/1-	725/4	242/0	700/0	OWN	مالکیت نهادی
	847/0	607/0-	432/0	347/5	159/0	111/0	ROA	بازده دارایی
	961/3	774/3-	604/0-	902/4	208/1	686/0	CF	جریان نقد عملیاتی

منبع: یافته های پژوهشگر

 

6-2-آمار استنباطی

6-2-1- نتایج  آزمون فرضیه های پژوهش

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول، جهت بررسی رابطه بین شوک های اطلاعاتی درونی و تورش رفتاری سرمایه­گذاران(کوتاه نگری) به شرح جدول 3 قابل مشاهده است. از آنجا که متغیر کوتاه نگری سرمایه گذاران متغیری مجازی است و به صورت 1و0 اندازه گیری شده است، لذا از رگرسیون لجستیک استفاده شده است. با توجه به نتایج آزمون مشاهده می شود که مقدار آماره LR که بیانگر معنادار بودن کل رگرسیون است، برابر 000/0 بوده و نشان می دهد که مدل معنادار است. بر اساس نتایج، آماره Z و سطح معناداری متغیر شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره)، به ترتیب نشانگر معناداری و عدم معناداری ضرایب است. این یافته نشان می­دهد که بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی) و تورش رفتاری سرمایه­گذاران(کوتاه­نگری) رابطه معناداری وجود دارد و با شوک اطلاعاتی دورنی( تغییرات اساسی هیات مدیره) رابطه معناداری وجود ندارد.

 

 

 

 

 

جدول 3. بررسی رابطه بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره) و تورش رفتاری سرمایه گذاران ( کوتاه­نگری)

سطح معناداری	آماره z	ضرایب	متغیر	کوتاه نگری
000/0	523/5-	008/2-	C
041/0	403/1	427/0	IIS1
538/0	617/0-	038/0-	CF
151/0	436/1	773/0	ROA
815/0	234/0	088/0	LEV
000/0	626/4	686/1	OWN
000/0	488/5	906/1	ILLIQ
060/86	آماره LR	176/0	ضریب تعیین مک فادن
745/523-	Log likelihood	000/0	سطح معناداری
330/67		درصد صحت پیش بینی
سطح معناداری	آماره z	ضرایب	متغیر	کوتاه نگری
000/0	012/6-	142/2-	C
951/0	062/0-	013/0-	IIS2
564/0	577/0-	036/0-	CF
104/0	624/1	870/0	ROA
741/0	330/0	123/0	LEV
000/0	920/4	783/1	OWN
000/0	473/5	900/1	ILLIQ
0995/83	آماره LR	174/0	ضریب تعیین مک فادن
777/524-	Log likelihood	000/0	سطح معناداری
450/67		درصد صحت پیش بینی

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول به منظور بررسی رابطه بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره) و تورش رفتاری سرمایه­گذاران (برجستگی اطلاعات ) به شرح جدول 4 قابل مشاهده است. برای اندازه گیری قدرت توضیح دهندگی مدل از ضریب تعیین (R₂) استفاده گردید. با توجه به نتایج آزمون مقدار آماره اف بیانگر معنادار بودن کل رگرسیون، کمتر از سطح خطای پنج درصد است؛ بنابراین اطمینان از نکویی برازش و معنادار بودن آن حاصل شد. با توجه به نتایج جدول شماره 4 از آنجا که سطح معناداری متغیر شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره) بیشتر از 5% است، ارتباط معناداری بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره) و تورش رفتاری سرمایه­گذاران ( برجستگی اطلاعات) برقرار نیست.

 

جدول 4. بررسی رابطه بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره) و تورش رفتاری سرمایه گذاران (برجستگی اطلاعات )

سطح معناداری	آماره تی		برجستگی اطلاعات
000/0	854/7
533/0	624/0
336/0	962/0-
195/0	298/1-
159/0	409/1
982/0	023/0
013/0	499/2
احتمال	مقدار
000/0	052/24	ضریب تعیین
032/0	842/13	آزمون هاسمن
000/0	838/27	دوربین واتسون
سطح معناداری	آماره تی		برجستگی اطلاعات
218/0	234/1
339/0	957/0
721/0	358/0-
118/0	565/1
026/0	232/2
190/0	312/1
338/0	958/0
احتمال	مقدار	آزمون
000/0	445/25	اف لیمر		ضریب تعیین
375/0	444/56	آزمون هاسمن
000/0	880/37	اف فیشر		220/2				دوربین واتسون

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول، جهت بررسی رابطه بین شوک های اطلاعاتی درونی و تورش رفتاری سرمایه­گذاران(زیان گریزی) به شرح جدول 5 قابل مشاهده است. از آنجا که متغیر زیان گریزی سرمایه گذاران متغیری مجازی است و به صورت 1و0 اندازه گیری شده است، لذا از رگرسیون لجستیک استفاده شده است. با توجه به نتایج آزمون مشاهده می شود که مقدار آماره LR که بیانگر معنادار بودن کل رگرسیون است، برابر 000/0 بوده و نشان می دهد که مدل معنادار است. بر اساس نتایج، آماره Z و سطح معناداری متغیر شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی)، نشانگر معناداری ضریب بوده و متغیر شوک اطلاعاتی درونی ( تغییرات اساسی هیات مدیره)، نشانگر عدم معناداری ضریب است. این یافته نشان می­دهد که بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی) و تورش رفتاری سرمایه­گذاران ( زیان گریزی) رابطه معناداری وجود دارد، اما شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی هیات مدیره) و تورش زیان گریزی سرمایه گذاران رابطه معناداری وجود ندارد.

 

جدول 5. بررسی رابطه بین شوک اطلاعاتی درونی (تغییرات اساسی مالکیت نهادی و تغییرات اساسی هیات مدیره) و تورش رفتاری سرمایه گذاران ( زیان گریزی)

سطح معناداری	آماره z	ضرایب	متغیر	زیان گریزی
005/0	792/2-	039/2-	C
039/0	648/1	734/0	IIS1
670/0	427/0-	043/0-	CF
000/0	387/8-	773/18-	ROA
445/0	763/0	612/0	LEV
232/0	195/1-	849/0-	OWN
698/0	388/0-	337/0-	ILLIQ
393/222	آماره LR	447/0	ضریب تعیین مک فادن
594/137-	Log likelihood	000/0	سطح معناداری
330/92		درصد صحت پیش بینی
سطح معناداری	آماره z	ضرایب	متغیر	زیان گریزی
012/0	502/2-	756/1-	C
339/0	957/0-	436/0-	IIS2
703/0	381/0-	038/0-	CF
000/0	436/8-	961/18-	ROA
454/0	748/0	599/0	LEV
145/0	457/1-	004/1-	OWN
656/0	445/0-	388/0-	ILLIQ
824/220	آماره LR	444/0	ضریب تعیین مک فادن
379/138-	Log likelihood	000/0	سطح معناداری
220/92		درصد صحت پیش بینی

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم، جهت بررسی رابطه بین شوک های اطلاعاتی بیرونب و تورش­های رفتاری سرمایه­گذاران(کوتاه نگری، زیان گریزی و برجستگی اطلاعات) به شرح جدول 6 قابل مشاهده است. از آنجا که متغیر کوتاه نگری و زیان گریزی سرمایه گذاران متغیری مجازی است و به صورت 1و0 اندازه گیری شده است، لذا از رگرسیون لجستیک استفاده شده است. با توجه به نتایج آزمون مشاهده می شود که مقدار آماره LR که بیانگر معنادار بودن کل رگرسیون است، برابر 000/0 بوده و نشان می دهد که مدل معنادار است.بر اساس نتایج، آماره Z و سطح معناداری متغیر شوک اطلاعاتی بیرونی، نشانگر عدم معناداری ضرایب است. این یافته نشان می­دهد که بین شوک اطلاعاتی بیرونی و تورش رفتاری سرمایه­گذاران ( کوتاه نگری و زیان گریزی) رابطه معناداری وجود ندارد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم به منظور بررسی رابطه بین شوک اطلاعاتی بیرونی و تورش رفتاری سرمایه­گذاران (برجستگی اطلاعات ) به شرح جدول 6 قابل مشاهده است. برای اندازه گیری قدرت توضیح دهندگی مدل از ضریب تعیین (R₂) استفاده گردید. با توجه به نتایج آزمون مقدار آماره­اف بیانگر معنادار بودن کل رگرسیون، کمتر از سطح خطای پنج درصد است؛ بنابراین اطمینان از نکویی برازش و معنادار بودن آن حاصل شد. با توجه به نتایج جدول شماره 6 از آنجا که سطح معناداری متغیر شوک اطلاعاتی بیرونی بیشتر از 5% است، ارتباط معناداری بین شوک اطلاعاتی بیرونی و تورش رفتاری سرمایه­گذاران ( برجستگی اطلاعات) برقرار نیست.

 

جدول 6. بررسی رابطه بین شوک اطلاعاتی بیرونی  و تورش رفتاری سرمایه گذاران ( کوتاه­نگری، زیان­گریزی و برجستگی اطلاعات )

آماره z		ضرایب		کوتاه نگری
875/5-		109/2-
579/0-		087/0-
549/0-		034/0-
653/1		885/0
367/0		137/0
895/4		775/1
489/5		928/1
آماره LR		174/0
Log likelihood		000/0
330/67					درصد صحت پیش بینی
آماره z		ضرایب		زیان گریزی
459/2-		740/1-
646/0-		213/0-
311/0-		032/0-
373/8-		701/18-
794/0		641/0
506/1-		036/1-
410/0-		361/0-
آماره LR		443/0
Log likelihood		000/0
100/92					درصد صحت پیش بینی
آماره تی		ضرایب		برجستگی اطلاعات
090/1		120/0
949/0		049/0
361/0-		008/0-
491/1		254/0
177/2		280/0
401/1		134/0
809/0		090/0
احتمال		مقدار		آزمون
000/0		952/25		اف لیمر		ضریب تعیین
559/0		879/4		آزمون هاسمن
000/0	اف فیشر		215/2		دوربین واتسون

منبع: یافته های پژوهشگر

 

7- نتیجه گیری و پیشنهادات

افشای اطلاعات مهمترین ابزار نظارتی با هدف کاهش عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه­گذاران و تولیدکنندگان محصول است، بنابراین افراد را قادر به تصمیم­گیری­های آگاهانه می­کند. با این وجود، همان­طور که توسط چندین مطالعه رفتاری و تجربی نشان داده شده است، ترجیحات ریسک و تصمیمات مالی ممکن است نسبت به نحوه انتشار اطلاعات حساس باشند (کانمن و تورسکی[32]، 1974؛ تورسکی و کانمن،1981؛ وانگ و همکاران[33]،2011). از آنجا که مدیران در جهت منافع سرمایه­گذاران حرکت نمی­کنند، ممکن است این تضاد منافع سبب تشدید عدم تقارن اطلاعاتی شده و با ایجاد شوک اطلاعاتی بدنبال نشان دادن تصویر مطلوب از شرکت و حفظ و رونق سهام خود باشند. در این شرایط، سرمایه­گذاران به دلیل محدودیت زمان و منابع شناختی، ممکن است قضاوت­های تورش­دار و غیر مستدلی اتخاذ نمایند. نظر به اهمیت این موضوع در این پژوهش به بررسی تاثیر شوک­های اطلاعاتی درونی و بیرونی بر تورش­های رفتاری سرمایه گذاران بین 106 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های1391 الی 1398 پرداخته شد.

با در نظر گرفتن نتایج حاصل از آزمون­ها می­توان گفت که شوک اطلاعاتی درونی( تغییرات اساسی در مالکیت نهادی) رابطه مثبت و معناداری با تورش رفتاری زیان گریزی و کوتاه­نگری سرمایه­گذاران دارد. این موضوع بیانگر این است که به دنبال افزایش تغییرات اساسی در مالکیت نهادی با تورش رفتاری کوتاه­نگری و زیان­گریزی سرمایه­گذاران مواجه خواهیم شد. این یافته با مبانی نظری سازگاری دارد. یکی از بارزترین ویژگی­های نظریه چشم انداز، زیان­گریزی است، این نظریه تمایل افراد به پرهیز از زیان را بیشتر از کشش آنها به سمت کسب سود می­داند. از طرفی با تغییر در محیط اطلاعاتی که از طریق شوک اطلاعاتی(تغییرات اساسی در مالکیت نهادی) بوجود آمده است، با تغییر قیمت سهام در بازار روبه رو خواهیم شد. لذا این امر بر سرمایه­گذارانی که توجه بیش از حد بر شرایط کوتاه مدت دارند، تاثیر گذارده و نمی­توانند به آینده دور اعتماد کنند. بدین سبب به نظر می رسد پیامد تورش زیان­گریزی و کوتاه­نگری سرمایه­گذاران به دلیل نقش فزآینده­ی سرمایه گذاران نهادی در بازار سرمایه و فضای بی ثبات بورس اوراق بهادار تهران باشد. نتایج این پژوهش به نوعی با پژوهش دبورتولی و همکاران(2019) مغایر و با راکی و همکاران(1399) مطابقت دارد.

شوک اطلاعاتی درونی(تغییرات اساسی هیات مدیره) و شوک اطلاعاتی بیرونی بر زیان گریزی و کوتاه نگری سرمایه­گذاران رابطه معناداری ندارد. با توجه به اینکه اعضای هیئت مدیره از قدرت و نفوذ قابل توجهی در استراتژی­ها، سیاست­ها و اختیارات تصمیم­گیری در شرکت برخوردار هستند، لذا یک رویداد بالقوه­ی قابل توجه در هر شرکت تغییر در ترکیب هیئت مدیره یا انتصاب عضو جدید هیئت مدیره است. به دلایلی تغییر در ترکیب هیئت مدیره می تواند مفید باشد. همه مدیران توانایی تأثیرگذاری بر سیاست ها و اهداف شرکت و در نتیجه عملکرد را دارند. منصوب جدید در هیئت مدیره می­تواند انگیزه تازه و پویایی را برای عملیات شرکت به ارمغان آورد. از طرفی سهم بالقوه یک عضو هیات مدیره به طور مستقیم قابل شناسایی نیست و  می توان آن را در عملکرد قیمت سهام جستجو کرد. در این حالت به نظر می رسد شوک تغییر اساسی ترکیب هیات مدیره( استعفا و انتصاب و...) به عنوان مخابره علامتی به بازار باشد که این علامت می تواند منفی یا مثبت تلقی شود. به نظر می رسد سرمایه گذاران موجود در نمونه ما نسبت به اثرات این اطلاعات حساس نیستند و تورش رفتاری کوتاه نگری و زیان گریزی شان تشدید نمی­شود. نتایج این پژوهش به نوعی با پژوهش راکی و همکاران (1399) و باها[34] (2016) مبنی بر اینکه تغییر ترکیب هیات مدیره برای فعالان بازار محتوای اطلاعاتی دارد و از نظر آماری تغییر قابل توجهی در قیمت بازار سهام ایجاد می­کند، مغایرت دارد.

شوک اطلاعاتی دورنی و بیرونی بر تورش رفتاری برجستگی سرمایه گذاران تاثیر معناداری ندارد. به نظر می رسد شوک­های اطلاعاتی درونی و بیرونی تاثیری در برداشت سرمایه گذاران از اطلاعات ندارد و سرمایه گذاران فرض می­کنند اطلاعات رویدادهای اخیر در آینده نیز ادامه دارد. نتایج این پژوهش به نوعی با پژوهش فریدمن و وانگ(2017) مطابقت دارد.

باتوجه به نتایج حاصل از نتایج پژوهش مبنی بر تاثیر تغییرات اساسی مالکیت نهادی بر تورش رفتاری زیان­گریزی و کوتاه­نگری سرمایه­گذاران، به سرمایه­گذاران پیشنهاد می­شود به میزان مالکان نهادی به سبب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و بحث نظارتی بالاتر در شرکت ها، توجه ویژه­ای داشته باشند و قبل از انجام معاملات، تصمیمات سرمایه­گذاری خود را بهبود بخشند و اطلاع بیشتری از شکل تاثیرگذاری انواع مالکین حاضر در شرکت ها بر امور شرکت مورد نظر خود داشته باشند. از آنجا که تورش های رفتاری سرمایه گذاران تحت تاثیر اطلاعات موجود در بازار سرمایه قرار دارد، به دستگاه­های قانونی کشور از جمله سازمان بورس اوراق بهادار پیشنهاد می­شود که در زمینه شفافیت اطلاعات و کیفیت گزارشگری مالی شرکت­ها با اجرای نظام راهبری و نظارت دقیق بر شرکت ها، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش دهند و تمهیدات لازم را برای توسعه بازار سرمایه انجام دهند.

برای پژوهش های آتی پیشنهاداتی به شرح زیر ارائه می شود:

• در این پژوهش شوک اطلاعاتی بیرونی از تغییرات بازده بازار استفاده شد؛ پیشنهاد می شود از تغییرات قانون مالیات ها و استانداردهای حسابداری به عنوان شوک بیرونی استفاده شود.
• در این پژوهش از متغیر مستقل شوک­های اطلاعاتی استفاده شد پیشنهاد می شود از متغیرهایی دیگری مانند(ابهام اطلاعاتی، ایفای مسئولیت اجتماعی، ارتباط ارزشی سود و..) استفاده شود.

 

[1] گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران   [e-mail]

[2] گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران (نویسنده مسئول) [e-mail]

 

[3] Zamri

[4] Kinoshita

[5] Alnajjar

[6] Ross

[7] Fama

[8] Michael and Jensen

[9] Madaan  and Singh

[10] Shefrin and Statman

[11] Barberis

[12] Niehaus and Shrider

[13] Monahan

[14] Thomas

^[15] Akerlof

[16] Soskic and Zivkovic

[17] Minovic

[18] Jensen and Meckling

[19] Hail

[20] Markowitz

[21] Thaler

[22] De Bortoli

[23] Ghazizade and Khademi grashi

[24] Warner

[25] Grossman and Stiglitz

[26] De Bortoli

[27] Yang ana Wu

[28] Harakeh

[29] Frydman and Wang

[30] Tekce

[31] Chiao

[32] Kahneman and Tversky

[33] Wang

[34] Bhana

مراجع

فهرست منابع

• ابزری، مهدی؛ درخشیده، حامد.(1392). تاثیر شفاف سازی اطلاعات مالی بر رفتار سرمایه­گذاران در بورس اوراق بهادار اصفهان. فصلنامه علمی و پژوهشی برنامه ریزی و بودجه. سال18، شماره 1 ، صص75-59.
• جلیلوند، ابوالحسن؛ رستمی نوروزآباد، مجتبی؛ رحمانی نوروزآباد، سامان.(1395).شواهد اخیر از رفتار سرمایه­گذاران در بورس اوراق بهادار تهران:شواهد اولیه و بینش آینده.تحقیقات مالی. دوره18، شماره1، صص127-95.
• حجازی، رضوان؛ قیطاسی، روح اله؛ مسجد موسوی، میر سجاد؛ رضایی، ساجده.(1390). اثر خط مشی تقسیم سود بر تغییرپذیری قیمت سهام. پژوهشنامه حسابداری مالی وحسابرسی، سال 3 ، شماره 11، صص25-45.
• حسینی چگینی، الهام؛ حقگو، بهناز؛ رحمانی نژاد، لیلا.(1393). بررسی تورش های رفتاری سرمایه گذاران در بورس اوراق بهادار تهران بر مبنای مدل معادلات ساختاری. راهبرد مدیریت مالی.سال 2، شماره7، صص133-113.
• دولو، مریم؛ جنتی، علی. (1397). بررسی اثر عدم تقارن اطلاعاتی بر واکنش بازار نسبت به افزایش سود نقدی. فصلنامه حسابداری مالی ، سال 10 ، شماره 39 ، صص 30-1.
• راکی، مولود، مهرآرا، محسن؛ عباس نژاد، حسین؛ سوری، علی.(1399). مدلسازی اثر تورش رفتاری زیان گریزی بر پویایی­های قیمت و بازدهی بازار سهام ( کاربرد مدل سازی مبتنی بر عامل در اقتصاد فتاری).دانش مالی تحلیل اوراق بهادار.دوره13، شماره45، صص180-165.
• زکی زاده، محمد امین؛ رضایی، فرزین؛ نوروش، ایرج. (1398) ارزیابی و ارائه الگوی شناسایی خطر حسابرسی مبتنی بر ویژگی­های بنیادین شرکت ها. فصلنامه پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی. دوره 11 ، شماره 43 ، صص 152-119.
• عزیزی، سیروان؛ وطن پرست، محمدرضا؛ صدرآرا، مهرداد؛ رضایی، فرزین.(1401). تاثیر شوک های اطلاعاتی درونی بر بازده غیرعادی انباشته. دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت. 11(43)، 364-355.
• فدایی، ابراهیم؛ زارع بهنمیری، محمدجواد. (1401). پیش‌بینی شوک منفی قیمت سهام با تأکید بر نسبت‌های مالی . پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی. 14(55)، 181-204.
• مرادی، مجید(1396). عوامل موثر بر روانشناسی مالی و رفتار مالی.مطالعات اقتصاد، مدیریت مالی و حسابداری. دوره3، شماره1، صص33-11. ملکیان، اسفندیار؛ قربانی،مریم؛ نبویان، سید مرتضی. (1402). شوک نقدینگی، انعطاف‌پذیری مالی و سرعت تعدیل سود تقسیمی سهام در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی.15(58)، 66-39.
• نصیرزاده، فرزانه؛ موسوی گوکی، سیدعلی.(1396).بررسی واکنش بازار نسبت به افشای اطلاعات بااهمیت. مجله دانش حسابداری.دوره 8، شماره 3.پیاپی30،صص53-80.
• یحیی زاده فر، محمود، خرمدین، جواد.(1387). نقش عوامل نقدشوندگی سهام و ریسک عدم نقدشوندگی بر مازاد بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی های حسابداری و حسابرسی،دوره 15 ،شماره53، صص101-118.