صفحه محصول - مبانی نظری و پیشینه تحقیق مفهوم و تبیین نوسانات بازار سهام وعملکرد شرکتها (فصل دوم)

قیمت 42٬000 تومان
پرداخت و دانلود

توضیحات

مبانی نظری و پیشینه تحقیق مفهوم و تبیین نوسانات بازار سهام وعملکرد شرکتها (فصل دوم) (docx) 65 صفحه

دسته بندی : تحقیق

نوع فایل : Word (.docx) ( قابل ویرایش و آماده پرینت )

تعداد صفحات: 65 صفحه

قسمتی از متن Word (.docx) :

HYPERLINK \l "_Toc397723992" 2-1 بخش اول : مبانی نظری PAGEREF _Toc397723992 \h 12 2-1-1 مقدمه PAGEREF _Toc397723993 \h 12 2-1-2 نوسانات بازار سهام PAGEREF _Toc397723994 \h 12 2-1-3 مدل سازی نوسان PAGEREF _Toc397723995 \h 16 2-1-4 مفاهیم اولیه اندازه گیری نوسان PAGEREF _Toc397723996 \h 16 2-1-5 مدلهای ساده PAGEREF _Toc397723997 \h 17 2-1-5-1 گام تصادفی PAGEREF _Toc397723998 \h 17 2-1-5-2 میانگین تاریخی PAGEREF _Toc397723999 \h 18 2-1-5-3 میانگین متحرک ساده PAGEREF _Toc397724000 \h 18 2-1-5-4 هموارسازی نمایی PAGEREF _Toc397724001 \h 19 3-1-5-5 مدل میانگین وزنی متحرک نمایی (EWMA) PAGEREF _Toc397724002 \h 20 2-1-5-6 روش هموارسازی نمایی متغیر PAGEREF _Toc397724003 \h 20 2-1-6 سایر مدلها PAGEREF _Toc397724004 \h 21 2-1-6-1 نوسانات تصادفی PAGEREF _Toc397724005 \h 22 2-1-6-2 نوسان ضمنی PAGEREF _Toc397724006 \h 24 2-1-7 ویژگی های آماری بازده سهام PAGEREF _Toc397724007 \h 25 2-1-7-1 دنباله بزرگ PAGEREF _Toc397724008 \h 26 2-1-7-2 نوسان خوشه ای PAGEREF _Toc397724009 \h 27 2-1-7-3 اثر اهرمی PAGEREF _Toc397724010 \h 27 2-1-7-4 دوره های غیرتجاری PAGEREF _Toc397724011 \h 28 2-1-7-5 رویدادهای قابل پیش بینی PAGEREF _Toc397724012 \h 28 2-1-7-6 نوسان و همبستگی سریالی PAGEREF _Toc397724013 \h 28 2-1-7-7 جهت حرکت در نوسانات PAGEREF _Toc397724014 \h 29 2-1-7-8 متغیرهای کلان اقتصادی و نوسان PAGEREF _Toc397724015 \h 29 2-1-9 عملکرد شرکت PAGEREF _Toc397724016 \h 30 2-2 بخش دوم : پیشینه تحقیق PAGEREF _Toc397724017 \h 32 2-2-1 پیشینه تحقیق درباره " نوسانات" PAGEREF _Toc397724018 \h 32 2-2-1-1 پژوهش های خارجی PAGEREF _Toc397724019 \h 34 2-2-1-2 مطالعات داخل ایران PAGEREF _Toc397724020 \h 44 2-2-2 پیشینه پژوهش درباره "عملکرد" PAGEREF _Toc397724021 \h 50 2-2-2-1 پیشینه مربوط به تحقیقات خارجی PAGEREF _Toc397724022 \h 50 2-2-2-2 پیشینه پژوهش در ایران PAGEREF _Toc397724023 \h 58 2-3 مدل مفهومی PAGEREF _Toc397724024 \h 62 2-4 جمع بندی و نتیجه گیری................................................................................... PAGEREF _Toc397724025 \h 62 2-1 بخش اول : مبانی نظری 2-1-1 مقدمه با توجه به هدف پژوهش حاضر که در فصل قبل به آن اشاره شد ( بررسی تاثیر نوسانات بازار سهام بر عملکرد شرکتها)˓ در این فصل˓ ابتدا به تعریف و توضیح نوسانات بازار و بررسی چند پژوهش انجام گرفته در این زمینه پرداخته و بحث با مدلسازی نوسانات و ویژگی های آماری بازده سهام (به عنوان معیاری برای نوسانات بازار سهام)˓ ادامه یافته و در نهایت مهمترین پژوهش های داخلی و خارجی انجام گرفته مرتبط با موضوع پژوهش ارائه می شود و با تبیین یک مدل مفهومی و نتیجه گیری این فصل به اتمام خواهد رسید. 2-1-2 نوسانات بازار سهام نوسانات بازار سهام موضوع مطالعات زیادی در طی چند دهه اخیر بوده است. انگیزه اصلی برای این علاقه بعد از سقوط بازار سهام در سال 1987 آغاز شد جایی که برای مثال شاخص S&P با کاهشی 20.4 درصدی از 282.70 به 224.84 رسید و میانگین داو-جونز نیز در یک روز 508 درجه کاهش یافت. اصطلاح "نوسانات بازار سهام" به افزایش یا کاهش سریع در قیمت در یک دوره کوتاه (از روزی به روز دیگر با از هفته ای به هفته ای دیگر) اشاره دارد. یک تعریف کامل از نوسان در زمینه اقتصادی توسط اندرسن و همکاران (2005) ارائه شد:"نوسان در اقتصاد اندکی تفصیلی تر مورد استفاده قرار می گیرد تا تغییرپذیری جزء متغیر تصادفی (غیر قابل پیش بینی) یک سری زمانی را بدون یک معیار ضمنی مشخص توصیف کند. اصطلاحاتی مثل "نوسان ضمنی" از قیمتهای اختیاری بر این مجموعه اصطلاحات و تعاریف تکیه دارد. این پدیده موضوعی جدید نیست چرا که در طول دوران جنگها˓ بازار سهام˓ بازار مربوط به کالاها˓ بازار های اوراق قرضه و بازارهای مبادله ارز تغییرات سریعی ثبت شده است. در مقاله ای که توسط کران (1991) ارائه شد چندین مساله مورد مطالعه قرار گرفته است: "در نهایت چه عاملی˓ مسبب این تغییرات روزانه در قیمتهاست؟ آیا ما می توانیم منبع تغییرات را به یک شکل منطقی به شوکهای پایه ای موثر بر اقتصاد ردیابی کنیم؟ آیا تغییرات قیمتها منجر به تغییرات در نظرها یا روانشناسی (مثل تغییرات در اطمینان˓ اشتیاق و...) میشود؟ علاوه بر آن اقتصاددانها و دیگر صاحبنظران درباره فرضیه بازار کارا و نوسان نگران هستند. آیا آزمونهای مربوط به نوسان کارایی را رد مینماید؟ آنطور که شیلر (1989) و کران (1991) ذکر کردند آزمونهای مربوط به نوسان اینطور ادعا نمی کنند که بازارها کارا نیستند. "آزمونهای نوسان در حقیقت فقط آزمون هایی مشخص مربوط به مدلهای نرخ - تنزیل می باشند و آنها معادل با آزمونهای های بازده – پیش بینی مرسوم هستند. تعریف عوامل موثر بر نوسانات بازار های مالی بر طبق نظر شیلر (1988) سخت به نظر می رسد. چرا که اقتصاد دانها و دیگر محققان˓ تئوری اثبات شده ای از نوسانات مالی ندارند. تئوری های موجود اغلب متقاعد کننده نیستند. یک تعبیر از نوسانات بازار سهام که توسط شیلر ارائه شد "روانشناسی بازار" است. سرمایه گذاران در اکثر مواقع نسبت به یکدیگر واکنش نشان می دهند تا رویدادها و این پروسه می تواند منجر به نوسانات بزرگی در بازار شود. او با بررسی خود ادعا کرد که روانشناسی بازار یک عامل کلیدی در زمینه سقوط بازار سهام در سال 1987 بوده است. میشکین (1988) با شیلر موافق است که تعریف نوسانات بازار سهام کاری دشوار است و با وجود اینکه با نتایج بررسی او به طور کامل موافق نیست اما معتقد است عوامل بنیادی اقتصادی ممکن است نقشی در سقوط بازار سهام در سال 1987 ایفا نموده باشند. مفهوم "محتکران" (آشوب گران) همواره به عنوان یکی از عواملی که بر نوسانات تاثیر بدی می گذارد ذکر شده است. موضوع قابل بحثی که راجع به محتکران و تاثیر آنان بر نوسان مطرح است حاکی از این است که افزایش نوسان˓ نامطلوب و کاهش نوسان˓ مطلوب است. این مطلبی گمراه کننده است چرا که رابطه بین اطلاعات و نوسان نادیده گرفته می شود( آنتونیو و هولمز (1995) ). در ادبیات فرضیه بازار کارا رابطه مثبتی بین افشای اطلاعات و افت و خیزهای قیمت وجود دارد. در نتیجه اگر جریان اطلاعات افزایش یابد (در یک بازار کارا) تغییر قیمتها مکررا رخ خواهد داد و با نوسان بیشتری همراه خواهد بود. (آنتونیو و همکاران (1997)). افزایش نوسان ممکن است از طریق منعکس کردن اطلاعات مربوط به ارزشهای بنیادی به عنوان نتیجه یک نوآوری ظاهر شود. بنابراین نوسان در حال افزایش ضرورتا نامطلوب نیست. (بولرسلی و همکاران (1992) ). راس (1989) با استفاده از یک مدل ساده در شرایطی که هیچگونه آربیتراژ وجود نداشته باشد اثبات کرده است که انحراف تغییر قیمت معادل خواهد بود با نرخ (یا انحراف) جریان اطلاعات. "در یک اقتصاد بدون آربیتراژ نوسان قیمتها مستقیما به میزان جریان اطلاعات به بازار مربوط می شوند. این نتیجه آزمونهای نوسانات را به فرضیه بازار کارا مرتبط می سازد که مجموعه اطلاعاتی را که بازار برای قیمت گذاری استفاده می کند را مشخص می نماید. با این مشاهدات ما می توانیم اینطور نتیجه گیری کنیم که نوسان قیمت دارایی ها و در نتیجه نوسان بازار زمانی که نرخ اطلاعات افزایش می یابد به صورت کلی افزایش خواهد یافت. میشیکین (1988) همچنین نقش سیاستهای پولی را در مواجهه با نوسانات بازارهای مالی مورد بررسی قرار داد.تدوین کنندگان سیاستهای پولی در مواجهه با نوسان دو گزینه پیش رو دارند: آنها می توانند تلاش کنند تا نوسان را از طریق مداخله در بازار کاهش دهند یا آنها می توانند خارج از بازار منتظر مانده و آماده باشند تا در بحرانهای مالی عکس العمل نشان دهند. علاوه بر این سقوط بازار سهام برای اقتصاد می تواند زیان بخش باشد. با توجه به مشاهدات بکتی و سلون (1991) نوسان بازار سهام از طریق مصرف کنندگان و سرمایه گذاری بر اقتصاد تاثیر داشته و همچنین می تواند عملکرد هموار سیستم مالی را از طریق ایجاد تغییرات ساختاری در هم شکند. ابتدا˓ نوسانات بازار سرمایه عملکرد اقتصاد را از طریق تقاضای مشتری به تاخیر می اندازد. بلافاصله بعد ازسقوط در قیمتهای سهام در اکتبر 1987˓ پیش بینی های اقتصادی به سرعت ضعیف شدن وضعیت اقتصادی را پیش گویی کردند. اعتقاد بر این است که سقوط قیمتهای سهام به علت کاهش اعتماد و ثروت مصرف کننده˓ تقاضای مشتری را کاهش می دهد. دوم˓ سرمایه گذاران ممکن است افزایشی را به عنوان افزایش در ریسک سرمایه گذاری در اوراق بهادار در نوسانات بازار سهام مشاهده کنند. بنابراین˓ سرمایه گذاران توانستند وجوه خود را به دارایی ها با ریسک کمتر مثل اوراق قرضه منتقل کنند. اگرچه سرمایه گذاری های بلندمدت هم میزانی از ریسک را در بر می گیرند. این واکنش˓ هزینه سرمایه را برای صدور سهام و تخصیص اشتباه منابع افزایش می دهد. شرکتهای کوچک و جدید ضربه های زیادی در این رخدادها متحمل شدند چرا که سرمایه گذاران به سمت شرکتهای بزرگ و مشهور گرویده و مبادرت به خرید سهام این شرکتها میکردند. سرانجام تغییرات شدید در قیمت سهام توانست همچنین بر مکانیزم مالی تاثیر گذاشته و به تغییرات ساختاری منجر شود. سیستمهایی که تحت نوسانات قیمت˓ به صورت نرمال فعالیت می کنند ممکن است برای مواجهه با تغییرات شدید در قیمتها ناتوان باشند. اگر سرمایه گذاران قادر نباشند معاملات سهام را به طور کامل به اتمام برسانند سیستم اقتصادی ممکن است به نوسانات کمک کند. برای افزایش انعطاف بازار در مواجهه با نوسانات بزرگتر˓ تغییرات در قوانین یا مقررات بازار ممکن است ضروری باشد. تغییرات در نوسانات سهام مفاهیم مهمی برای سرمایه گذاران و سیاستگذاران در بر دارد. سرمایه گذاران ممکن است که مجبور شوند استراتژی های سرمایه گذاری خود را تغییر دهند. آنها دو راه برای مقابله با این نوسان افزایش یافته در پیش رو دارند: آنها قادرند پرتفوی سرمایه گذاری خود را به سمت دارایی های کوتاه مدت با ریسک کمتر منتقل کنند یا آنها می توانند از مصون سازی استفاده نمایند. برای مثال سرمایه گذاران بعد از سقوط بازار سهام در اکتبر 1987 تلاش نمودند تا از طریق ایجاد تغییر در ساختار پرتفوی هایشان خود را با نوسانات سازگار نمایند. این مبین سقوط سریع در خرید سهام بعد از سقوط بازار است. از طرف دیگر سیاستگذاران ممکن است تجدید ساختارهایی از طریق تلاش برای کاهش مستقیم نوسان یا از طریق کمک به بازارهای مالی و موسسه ها اتخاذ کنند تا با نوسان افزایش یافته سازگار شوند.در عمل سیاستمداران بر موضوع دوم تاکید می کنند. برای موسسات مالی که مستقیما در معرض نوسان افزایش یافته قرار گرفته اند سیاستگذاران کسب سرمایه بیشتری را تشویق می نمایند. افزایش سرمایه به این موسسات اجازه می دهد تا نوسانات مالی بیشتری را بدون تحمل کردن مشکلاتی مثل ناتوانی در بازپرداخت بدهی های مالی و تصویه شدن که ممکن است عملکرد بازارهای مالی را در هم ریزد پشت سر گذارند. عنوان نوسان اهمیت خاصی برای هرکسی که در بازارهای مالی فعالیت می کند در بر دارد. در حالت کلی نوسان به ریسک مربوط می شود و نوسان بالا به عنوان یک نشانه از سقوط بازار همراه با اوراق بهاداری که به اشتباه قیمت گذاری شده اند و عملکرد اشتباه بازار (در حالت کلی) در نظر گرفته می شود. اخیرا˓ ادبیات موجود بر توانایی پیش بینی نوسانات بازده دارایی ها تاکید نموده است. دلایل زیادی وجود دارد که چرا پیش بینی نوسان اهمیت زیادی دارد. برای مثال قیمت گذاری انتخابی بدون پیش بینی صحیح نوسانات با اشتباه مواجه خواهد شد. اعمال کنترل برای تخمین خطا در پربفوی ها به منظور کاهش ریسک مربوط به رویدادهای گذشته ایجاد می شود. با پیش بینی صحیح ما قادر خواهیم بود تا از مزایای ساختار همبستگی بین دارایی ها بهره مند شویم. سرانجام در زمان ساخت و درک مدلهای قیمت گذاری دارایی ما باید ماهیت نوسان و میزان تخمین پذیری آنها را نیز در نظر بگبریم چرا که ترجیحات مربوط به پذیرش ریسک بر اساس ارزیابی بازار از نوسان انجام می گیرد. این آشکار است که نوسانات مهم است چرا که به صورت مستقیم و غیر مستقیم بر سیستم مالی و اقتصاد (در حالت کلی) تاثیر گذار است. هدف اصلی این بخش نگاهی به جنبه های پیش بینی نوسان بوده چرا که با توجه به تمام دلایل توضیح داده شده در بالا محققان سیاستگذاران و سرمایه گذاران از مزیتهایی در زمینه پذیرش ریسک تشخیص سیاستهای اقتصادی و کسب سود برخوردار می شوند. در اینجا آشنایی با مدلهای متفاوتی که برای تخمین نوسان مورد استفاده قرار می گیرند ضروری به نظر می آید. 2-1-3 مدل سازی نوسان موضوع پیچیده اندازه گیری و ارزیابی نوسانات هنوز یکی از چالشهای اصلی اساتید و فعالانی که با آن سرو کار دارند می باشد. در طول سالها مدلها و روشهایی پیشنهاد شده است اما هنوز ما از یک فرمول قابل قبول به دور هستیم. در بخش بعد تعدادی از مفاهیم اولیه و مدلهای اندازه گیری نوسان توصیف می شود. 2-1-4 مفاهیم اولیه اندازه گیری نوسان به منظور ارزیابی و مدلسازی کردن نوسان ما باید ابتدا نوسان را تعریف کنیم. در این کار فیگلوسکی(2004) با ایجاد مبنایی مناسب برای درک مفهوم نوسان از اصول مالی استفاده کرد.با شروع از "بازار کارا" یا مدل گام تصادفی تغییرات قیمت گذاری دارایی می تواند با معادله ای به شکل زیر توصیف شود: lefttop (2-1) او بیان کرد "بازده در زمان t ˓rt ˓ درصد تغییر در قیمت دارایی (s) در طول دوره t تا t-1 می باشد.این با tµ (یک بازده با میانگین غیرتصادفی برای دوره t به علاوه یک توزیع تصادفی با میانگین صفر ) معادل است. tɛ که از تمامی tɛ های گذشته و آینده مستقل است. این موضوع به خاطر نبود همبستگی سریالی در tɛ تصادفی است که مشخصه قیمت گذاری بازارهای کارا است. تغییرات قیمت تاریخی هیچ اطلاعاتی درباره جزء تصادفی بازده در دورهt نمی دهد. 2-1-5 مدلهای ساده وازه "ساده" برای مدلهای توصیف شده زیر به کاربرد سنتی و گسترده آنها در تکنینکهای گذشته نه تنها در زمینه مالی بلکه دیگر زمینه ها اشاره می کند. لیست مدلهای حاضر در این مقوله وسیع است و تنها تعداد محدودی مدل در اینجا توصیف شده است. 2-1-5-1 گام تصادفی اگر نوسان به صورت تصادفی رخ دهد پیش بینی صحیح نوسان در دوره بعد همان نوسان در دوره جاری خواهد بود: (بدون هیچ تغییری با آخرین مشاهده انجام شده) (2-2) 2-1-5-2 میانگین تاریخی بررسی میانگین تاریخی پروسه نوسان احتمالا˓ گویاترین ابزار پیش بینی نوسانات آتی است. علاوه بر آن˓ اگر توزیع نوسان یک میانگین پایدار داشته باشد˓ تمام انحرافات در نوسان تخمین زده شده به خطای اندازه گیری شده و میانگین تاریخی که به شکل زیر محاسبه می شود اختصاص می یابد و تخمینی مناسب برای تمامی دوره های آتی در اختیار ما قرار می دهد: (2-3) 2-1-5-3 میانگین متحرک ساده در این مدل نوسان از طریق یک میانگین غیروزنی از مشاهدات قبلی در طول یک دوره تاریخی مشخص پیش بینی می شود: (2-4)در این معادله p ˓ دوره میانگین متحرک است (سالهایی که قصد داریم نوسان را در آن محاسبه کنیم).انتخاب این دوره اختیاری است. 2-1-5-4 هموارسازی نمایی فرمول این مدل عبارت است از: (2-5) در اینجا Ø یک پارامتر هموار است که بین صفر و یک قرار می گیرد زمانی که این پارامتر رقم صفر را اتخاذ می کند به مدل "گام تصادفی" تبدیل شده و زمانی که مقدار یک را اتخاذ می کند وزن تنها به پیش بینی دوره قبلی اختصاص می یابد. ارزش Ø به صورت تجربی تعیین می شود از طریق ارزشی که مجموع مربع خطاهای پیش بینی در نمونه را به حداقل می رساند. مطالعات تجربی نیز به سودمندی این مدل اشارات زیادی داشته اند. در سال 1989 مورگان رویه ماتریس ریسک را با استفاده از مدلی که در بالا توصیف شد به منظور تعیین مقدار و ارزیابی ریسکی که موسسه در معرض آن است نسبت به نوسان ایجاد نمود.این رویه با پذیرش گسترده ای در بازارهای مالی و همچنین اساتید و دانشمندان رو به رو شد. از زمان پذیرش چندین حالت از از تکنیک ماتریس ریسک منتشر شده است علاوه بر آن ایجاد چارچوب ارزش در معرض خطر شهرت روش ماتریس ریسک را بیشتر نمود. 3-1-5-5 مدل میانگین وزنی متحرک نمایی (EWMA) این مدل مشابه مدل بالایی بوده اما نوسانی که در گذشته مشاهده شده با یک پیش بینی با میانگین متحرک جایگزین می شود به شکل زیر: (2-6) این مدل بسط اندازه گیری نوسان تاریخی بوده که به مشاهدات جدید این اجازه را می دهد تا تاثیر قوی تری بر پیش بینی نوسان نسبت به مشاهدات قبلی داشته باشند. زمانی که مدل EWMA به کار گرفته شد مشاهده آخر بیشترین وزن را گرفته و وزنهای مربوط به مشاهدات قبلی به صورت نمایی در طول زمان کاهش می یابد. در تضاد با مدل نوسان تاریخی ساده نوسان نسبت به رویدادهای اخیری که وزن بیشتری را به خود اختصاص داده اند نسبت به رویدادهایی که در گذشته های دور رخ داده اند تاثیر بیشتری می پذیرد و تاثیر یک مشاهده مفرد با نرخی نمایی کاهش می یابد. 2-1-5-6 روش هموارسازی نمایی متغیر این مدلها به متغیرها این اجازه را می دهد تا در طول زمان به منظور سازگاری با تغببرات در ویژگی های سری های زمانی تغییر نمایند. تیلور (2004) استفاده از عملکرد منطقی یک کاربر را پیشنهاد می دهد که به عنوان یک متغیر هموار قابل انطباق متغیر تعیین می شود. در چهارچوب مدلسازی پیش بینی نوسان این مسئله به صورت زیر فرموله می شود: (2-7) این متغیر (smoothing) بین صفر و یک تغییر می کند و با تغییرات در متغیر انتقالی Vt سازگار می شود و جایی که tɛ و |tɛ| به همین طریق به عنوان متغیرهای انتقالی مورد استفاده قرار می گیرند علامت و اندازه تغییرات گذشته به عنوان متغیرهای انتقالی در مدلهای گارچ غیرخطی مورد استفاده قرار می گیرند (تیلور 2001). به گفته گرانگر و پون (2003) و مدل انتقالی هموار یک حالت منعطف تر مدل هموارسازی نمایی است˓ چرا که وزن به اندازه و علامت بازده قبلی بستگی دارد. این رویه مشابه مدلهای گارچ است که به محرکهای واریانس شرطی اجازه میدهد تا تحت تاثیر اثر اهرمی و تداوم نوسان – که در بازار سهام مطرح می شوند - قرار گیرند. 2-1-6 سایر مدلها به علت محبوبیت موضوع مدلسازی و پیش بینی نوسانات چندین مدل دیگر پیشنهاد شده است. این لیست نیز گسترده بوده و به همین دلیل تنها به چند مورد اشاره می کنیم. قبلا ذکر شد که یک معیار ساده برای انحراف استاندارد˓ بازده های یک شاخص است. بکتی و سلون (1991) نوسان را از طریق انحراف استاندارد سالانه بازده های ماهانه در S&P اندازه گیری کردند. این معیاری از پراکندگی بازده های ماهانه در زمینه بازده میانگین برای هر سال است. روش دیگر برای اندازه گیری نوسان نرمال دوباره به وسیله همین دو محقق با استفاده از چارک و فاصله بین یک چهارم و سه چهارم بازده ماهانه در یک سال عنوان شد. در مقاله ای که در سال 2003 توسط پون و گرانگر ارائه شد این دو محقق تلاش کردند تا تمایزی میان انحراف استاندارد نوسان و ریسک برقرار نمایند. انحراف استاندارد یا واریانس از طریق مجموعه ای از مشاهدات به شرح زیر محاسبه می شوند: (2-8) در اینجا میانگین بازده است. بحثی که اینجا مطرح است این است که انحراف استاندارد تنها معیار پراکندگی صحیح برای معیار پراکندگی نرمال در توزیع نرمال است. رابطه بین ریسک و نوسان یک رابطه بحث برانگیز است. ریسک معمولا مربوط به بازده های منفی و کوچک است در حالی که اغلب معیارهای پراکندگی تمایزی در این زمینه قائل نمی شوند. دو نمونه که توسط پون و گرانگر (2003) ذکر شد شامل: 1. نرخ شارپ است با این فرمول: انحراف استاندارد /(بازده بدون ریسک –بازده سهم ) که عمدتا به عنوان معیار عملکرد سرمایه گذاری مورد استفاده قرار می گیرد. 2. نیمه واریانس است. مفهومی که توسط هری مارکویتز عنوان شد که تنها مربع بازده هایی که زیر میانگین هستند مورد استفاده قرار می گیرند اما این روش در عمل چندان ساده نیست و به صورت گسترده مورد عمل قرار نمی گیرد. 2-1-6-1 نوسانات تصادفی مدلهای نوسان تصادفی توسط پیت (1983) و تیلور (1982) به عنوان یک راه مناسب برای توصیف نوسانات با زمانهای متغیر جهت تشخیص بازده ها معرفی شد. در میان مدلهای پیش بینی سریهای زمانی مالی از آنجاییکه این مدلها توانایی ارزیابی تغییرات واریانس سهام یا نرخ ارز که در طی زمان مشاهده می شوند را دارد به عنوان یکی از مهمترین مدلها محسوب می شوند. نوسان تصادفی نقش مهمی در پیش بینی های مالی دارد زیرا می تواند به خوبی میزان تورم را در ارزش سرمایه و کمیتهای تصادفی که اغلب تغییرات ناگهانی قیمت پدید می آورند اندازه گیری کند. یکی از دلایل اصلی استفاده از مدلهای SV توانایی آنها در مدل بندی نوسانات است. در سریهای زمانی مالی ویزگی های خاص و معینی از نوسانات که در بازده مالی بدیهی است اغلب قابل مشاهده است. این ویزگی ها که در مقاله آیدمیر (1998) به آنها اشاره شده است نقش مهمی در ساختار و انتخاب مدل ایفا می کنند که به چند مورد در زیر اشاره می شود: داده های مشاهده شده از مندلبورت و فاما (1963) نشان دادند که میزان کشیدگی بازده های مالی حاکی از آنند که توزیع بازده ها دمهایی پهن تر نسبت به توزیع نرمال دارند. نوسانات اثرات نامتوازن و اهرمی دارند. بلک (1976) نشان داد که بین نوسانات و حرکات سرمایه های موجود ارتباط خطی منفی وجود دارد. انجل (1993) اثرات مثبت یا منفی بازده ها بر نوسانات آینده را مورد بررسی قرار داد.این تاثیرات اغلب بازتاب خبرهای خوب یا بد بازار افزایش یا کاهش غیرمنتظره در سرمایه است.هم چنین او دریافت که خبرهای بد نسبت به خبرهای خوب نوسانات را بیشتر افزایش می دهد. قانون دیگر حرکت فعل و انفعالی بین بازارها بخشهای سرمایه در یک حوزه شاخص ها یا نرخهای جاری ارز است که به عنوان همبستگی از آنها یاد می شود. مدلهای SV در بین استفاده کنندگان تحلیلهای آماری در بررسی مسایل اقتصادی از سال 1970 بسیار رایج شد. زیرا در این مدلها˓ نوسانات بوسیله مشاهدات گذشته با استفاده از تغییرات واریانس همانند مدلهای ARCH مدل بندی نمی شوند.بلکه در این مدلها واریانسها یک ساختار تغییراتی پنهان دارند.بررسی های کلاسیک و نوین روی ریز ساختارهای بازار مالی نوسانات تصادفی را به عنوان جریان ناهموار و تصادفی اطلاعات جدید بازار مالی تعریف می کنند. مدلهای SV در بسیاری از مطالعات کمی مالی مانند قیمتهای اختیاری مدیریت ریسک مقادیر در معرض خطر (VAR) ریسک مالی ریسک باورمند و ریسک عملکرد به کار گرفته می شود. این مدلها با فرض نرمال بودن توزیع بازده ها ایجاد شد و سپس تحلیلهای بیزی با استفاده از روشهای MCMC در مورد آنها بسط و گسترس یافت. کیم (2000) توزیع لگاریتم توان دوم بازده ها را با یک توزیع آمیخته گسسته از توزیع های نرمال متعدد تقریب زد. متاسفانه فرض نرمال بودن بسیار محدود کننده˓ نسبت به مشاهدات پرت بسیار حساس است. در واقع کوچکترین تغییر در توزیع داده ها اثر بسیار زیادی بر استنباط خواهد داشت. مدلهای نوسان تصادفی ابتدا با مدل بندی تغییرات واریانس سری های زمانی داده های مالی معرفی شدند. محققان˓ تغییرات اثرات اهرمی (نامتقارن) پرش مولفه ها و خطاهایی با دم های پهن را در شناسایی بازده ها بسیار مهم دانستند و هم چنین نشان دادند که توزیع بازده های مالی دم هایی پهن تر از توزیع نرمال دارند.توزیع های زیادی نظیر توزیع تی اسلش و توزیع واریانس گاما در مدلهای نوسان تصادفی به کار رفته است که همه آنها دم هایی پهن تر از توزیع نرمال داشته و استواری استنباط های آماری در آنها و نسبت به مشاهدات پرت از حساسیت کمتری برخوردارند. 2-1-6-2 نوسان ضمنی همانطور که در قسمتهای قبل عنوان شد فرمول قیمت گذاری قرارداد اختیار معامله بلک – اسکولز عنوان می کند که قیمت اختیار معامله تابعی از قیمت دارایی˓ قیمت توافقی˓ نرخ بهره بدون ریسک˓ زمان باقی مانده تا سررسید قرارداد اختیار معامله و نوسان دارایی است. تمامی پارامترهای بالا قابل مشاهده هستند اما نوسانی که در قیمت بازار قرارداد اختیار معامله نهفته است تنها از طریق یک مدل قیمت گذاری قابل استخراج است. به این نوسان نوسان ضمنی می گویند. نوسان ضمنی اغلب به عنوان انتظار بازار از نوسان تا زمان سررسید قرارداد اختیار معامله تفسیر می شود. چند مورد از مطالعاتی که مدل قیمت گذاری قرارداد اختیار معامله بلک – اسکولز در آنها مورد استفاده قرار گرفت مطالعات رندلمان و لاتان(1976)˓ ماناستر و چیراس(1978) و بکرز(1981) می باشد. مطالعات بیشتری همچنین نوسان ضمنی را به عنوان منبعی از اطلاعات تعیین نموده اند. برای مثال مطالعاتی که توسط دی و لوییس(1990) انجام شد به این نتیجه رسید که مدلهای سری زمانی نوسان شرطی حاکی از نوسان ضمنی بوده و لامورکس و لاستراپس(1993) دریافتند که اطلاعاتی که در نوسان تاریخی وجود دارد بهتر و مؤثرتر از اطلاعاتی است که در نوسان ضمنی وجود دارد. علاوه بر این کانینا و فیگلوسکی(1993) دریافت که نوسان ضمنی هیچگونه ارتباطی با نوسانات آتی نداشته و بنابراین به منظور تخمین نوسانات بازار نباید تنها به نوسانات ضمنی تکیه نمود. از طرف دیگر تعداد زیادی از مطالعات در پیشینه رساله یافت می شود که در آنها برتری نوسان ضمنی مورد حمایت قرار گرفته است. برای مثال کارهایی که توسط جوریون(1995)˓ فلمینگ(1998)˓ پرابهالا و کریستنسن)1998) و هنسن و کریستنسن(2002) انجام گرفت. اخیرا پرابهالا˓ هنسن و کریستنسن(2001)˓ بلیر ˓ پون وتیلور (2001)˓ ادرینتون و گوان(2002)˓ پنگ و جیانگ(2004) مجموعه ای بزرگتر از داده ها و گزارشاتی متناوبتر به منظور ایجاد تغییرات ساختاری اتخاذ کردند و نتیجه گیری شد که نوسان ضمنی یک پیش بینی موثرتر برای نوسان آتی نسبت به نوسان تاریخی است. در تازه ترین مقاله که توسط پون و گرنگر (2005) ارائه شد این نتیجه گیری صورت گرفت که توانایی پیش بینی نوسان ضمنی نمی تواند در مقایسه با مدلهای نوسان دیگر نادیده گرفته شود یا دست کم گرفته شود. به ویژه اینکه نوسان ضمنی توانایی های پیش بینی برتری را به نمایش گذاشته است و باعث ایجاد مدلهای نوسان تاریخی بسیاری شده و عملکرد پیش بینی ها را که از سری های زمانی که از داده های زیاد با تناوب بالا تشکیل شده اند را با هم منطبق می کند. 2-1-7 ویژگی های آماری بازده سهام با توجه به پژوهش بنیادی مندلبروت (1963) و فاما (1965) و محققان زیادی گزارش کردند که توزیع تجربی بازده سهام عمدتا غیر نرمال است. به خصوص کشیدگی سری های زمانی بازده سهام بزرگتر از توزیع نرمال است. توزیع بازده سهام می تواند دارای چولگی باشد خواه به طرف راست و یا خواه به طرف چپ و واریانس بازده سهام در طول زمان ممکن است پایدار نبوده و نوسان واقعی به صورت خوشه ای ارائه می شود. محققان این مسئله را به عنوان تداوم نوسان بازار سهام در نظر گرفته و تحلیلگران مالی آن را عدم قطعیت یا ریسک خطاب می کنند. نوسان از طریق واریانس و کوواریانس اندازه گیری می شود و این مسئله دهه هاست که مورد پذیرش قرار گرفته است (چونگ˓ 1999). به منظور انتخاب یک مدل نوسان مناسب˓ ما باید ایده مناسبی در زمینه انتخاب ویژگی های تجربی که مدل باید اتخاذ نماید داشته باشیم. چند مورد از مشخصات مهم برای بازده های دارایی در زیر ارائه شده است. 2-1-7-1 دنباله بزرگ بازده دارایی لپتوکورتیک است (نرمال ولی با کشیدگی بیشتر از تابع نرمال). طبق مدلهای بازده دارایی بازده های دارایی دارای توزیعی با دنباله بزرگ هستند و به عنوان توزیعی مستقل مدل سازی می شوند. این مشخصه توسط مندلبورت (1963)˓ فاما ( 1963˓-1965 )˓ کلارک (1973) و بلتبرگ و گوندس (1974) مستند شده است. برای درک هرچه بهتر این تابع (لپتوکورتیک)˓ نمودار 1 ارائه شده است. نمودار 2-1 نمایش تابع لپتوکورتیک 2-1-7-2 نوسان خوشه ای نوسان خوشه ای توسط مندلبورت در سال (1963) عنوان شد. این پدیده زمانی که بازده دارایی ها در طول زمان ترسیم می شوند قابل مشاهده است. بازده های دارای نوسان خوشه ای و دنباله بزرگ رابطه ای بسیار نزدیک با یکدیگر دارند. نمودار زیر نمونه ای از نوسانات خوشه ای مربوط به بازده دارایی ها است. نمودار 2-2 نوسانات خوشه ای بازده دارایی ها 2-1-7-3 اثر اهرمی تئوری اثر اهرمی به رابطه منفی بازده سهام با ریسک دلالت دارد. یعنی اگر بازده سهام افزایش پیدا کند میزان نوسانات سهام کاهش خواهد یافت و در صورت کاهش بازده سهام میزان نوسانات بنگاه افزایش خواهد یافت. اثر اهرمی ابتدا توسط بلک (1976) مطرح شد. او معتقد بود که تغییرات ساختار سرمایه بنگاه یا به عبارتی تغییر نسبت بدهی به دارایی (نسبت اهرم) در میزان نوسانات سهام بنگاه موثر است. بلک نشان داد که تغییر ارزش بنگاه در حالی که موجب کاهش ارزش دارایی ها می شود تاثیر چندانی بر ارزش بدهی های بنگاه ندارد. کاهش ارزش بنگاه بیشتر موجب کاهش ارزش دارایی و سهام بنگاه می شود. بنابراین نسبت اهرم افزایش می یابد و این افزایش احتمالا افزایش نوسانات سهام را موجب خواهد شد. 2-1-7-4 دوره های غیرتجاری اطلاعاتی که در زمان بسته شدن بازارهای مالی گردآوری می شوند در زمان دوباره باز شدن بازارها منعکس می شوند. برای مثال اطلاعاتی که با یک نرخ پایداردر طول زمان انباشته می شود واریانس بازده ها در طول یک دوره از جمعه تا دوشنبه (تعطیلی بازار) سه برابر واریانس بازده ها از دوشنبه تا سه شنبه (تعطیلی بازار) است. طبق فاما (1965) و رول و فرنچ (1986) اطلاعات در تعطیلی بازار با سرعتی پایینتر نسبت به زمانی که آنها باز و فعال هستند انباشته می شوند. انحرافات بعد از آخر هفته ها و تعطیلات بیشتر هستند اما نه به اندازه زمانی که سرعت انباشت اطلاعات ثابت است. برای مثال رول و فرنچ (1986) پی بردند که نوسان در زمانی که بازارها فعال هستند به طور متوسط در هر ساعت 70 بار نسبت به زمانی که بازارها غیرفعالند بیشتر است. 2-1-7-5 رویدادهای قابل پیش بینی انتشار قابل پیش بینی اطلاعات مهم با نوسان بالای مربوط به رویدادهای گذشته مرتبط است. برای مثال کرنل (1978) ˓پتل و ولفسن (1981˓ 1979) نشان دادند که نوسان بازده سهام موسسات فردی در اطراف زمان اعلام سود بالا است و هاروی و هوانگ (1991 -1992) پی بردند که درآمد ثابت و نوسان مبادلات خارجی در طول دوره هایی که تجارتهای سنگین از طریق بانک مرکزی انجام می شود یا زمانی که اخبار متغیرهای کلان اقتصادی منتشر شود بیشتر است. همچنین تغییرات قابل پیش بینی غیرتجاری در نوسان هم وجود دارد. یک توضیح برای نوسان بالا در روزهای فعال بازار اطلاعات انباشته شده است (همانطور که در بالا عنوان شد) اما توضیح نوسان در روزهای غیر فعال بازار بسیار دشوارتر است. 2-1-7-6 نوسان و همبستگی سریالی لبارون )1992) به وجود رابطه معکوس شدیدی بین نوسان و همبستگی سریالی برای شاخص های سهام و مبادلات ارزی پی برد. یافته های بالا به صورت برجسته ای با انتخاب دوره زمانی نمونه˓ شاخص بازار معیار نوسان و وقوع وقفه اندازه گیری قوی تر می شود. 2-1-7-7 جهت حرکت در نوسانات بلک (1976) ذکر کرد که در حالت کلی زمانی که نوسانات تغییر می کنند همگی آنها تمایل دارند تا در جهت همسانی تغییر کنند.چندین بررسی این گفته را در بازار سهام حمایت می نمایند. انجل (1990) نشان داد که تغییرات نوسانات اوراق قرضه آمریکا به طور تنگاتنگی دز طول دوران سررسیدشان با یکدیگر ارتباط دارند. توده تغییرات در نوسان تنها در میان دارایی های یک بازار رخ نمی دهد بلکه در میان بازارهای مختلف نیز می توانیم این پدیده را شاهد باشیم. برای مثال اسکورت (1989) دریافت که نوسانات بازار سهام آمریکا و اوراق قرضه با یکدیگر حرکت نموده و انجل و ساسمل (1993) و هاماوو (1990) ارتباط میان تغییرات نوسان در بازارهای سهام بین المللی را کشف نموده اند. همانطور که بولرسلو (1994) بیان کرد این واقعیت که نوسانات حرکتی همزمان دارند برای مدلسازان نوید بخش است چرا که تنها تعداد کمی از فاکتورهای مربوط ممکن است قادر باشند بسیاری از انحرافات موقتی را در واریانس های شرطی و کوواریانس بازده دارایی ها توصیف نمایند که این˓ اساس مدل ARCH می باشد. 2-1-7-8 متغیرهای کلان اقتصادی و نوسان ارزشهای سهام شدیدا با سلامت اقتصاد گره خورده است. بنابراین این طبیعی است که انتظار داشته باشیم معیارهای نامطمئن اقتصادی مثل واریانسهای شرطی تولیدات صنعتی˓ نرخهای بهره و رشد پول در توضیح تغییرات در نوسان بازار سهام به ما کمک نمایند. (بولرسلو ˓ 1994) اسکورت (1989) پی برد که اگرچه نوسان سهام به سرعت در دوره رکود و بحران های اقتصادی افزایش می یابد و در دوران توسعه کاهش می یابد رابطه بین متغیرهای کلان اقتصادی که با عدم قطعیت همراه هستند و نوسان سهام به طرز شگفت انگیزی ضعیف است.از طرف دیگر گلوستن (1993) از رابطه ای مثبت و قوی بین نوسانات بازده سهام و نرخهای بهره سخن به میان آورد. تا آغاز سال 1980ویِزگی های بالا توسط بیشتر سری های زمانی ساده و سنتی و دیگر مدلها که به منظور مدلسازی و پیش بینی نوسان ایجاد شده مورد خطاب قرار نگرفت. اگرچه بر اساس مسائل ذکر شده در بالا در 1982 انجل مدل ARCH را پیشنهاد و ایجاد کرد.این روش در محافل علمی با تایید همه جانبه ای مواجه شد. 2-1-9 عملکرد شرکت ارزیابی عملکرد شرکت بخش عمده ای از مباحث حسابداری، مدیریت و اقتصاد را تشکیل می دهد. ارزیابی عملکرد یعنی اندازه گیری این موضوع که شرکت تا چه حدی به اهداف تعیین شده در برنامه های خود دست یافته است. نتیجه حاصل شده از ارزیابی عملکرد ابزاری برای پیش بینی برنامه های آتی و نیز بهبود نقاط قوت و برطرف کردن نقاط ضعف می باشد. در بحث ارزیابی عملکرد معمولا این سوال مطرح می شود که کدامیک از معیارهای عملکرد شرکتها از اعتبار بیشتری برخوردار است. اصولا یک شاخص مطلق و ایده آل برای سنجش عملکرد شرکتها وجود ندارد. در یک تقسیم بندی کلی، معیارهای عملکرد را می توان به معیارهای مالی و معیارهای غیرمالی طبقه بندی کرد. معیارهای غیرمالی عمدتا شامل معیارهای اجتماعی، معیارهای بازاریابی و معیارهای تولیدی می باشد. برای ارزیابی عملکرد با استفاده از معیارهای مالی تکنیک های بسیاری شامل نسبتهای مالی وجود دارد. برای ارزیابی عملکرد شرکتها از رویکردهای متفاوتی استفاده می شود و مهمترین این رویکردها را می توان به چهار گروه کلی به شرح زیر تقسیم نمود: 1) داده های حسابداری ، همانند سود هر سهم ، بازده حقوق صاحبان سهام ، روند رشد مبلغ فروش 2) داده های مدیریت مالی همانند بازدهی هر سهم ، بازده سود سهام ، معادله خط بازار سرمایه و مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای 3) داده های اقتصادی همانند ارزش افزوده اقتصادی 4)داده های تلفیقی که حاصل ترکیب ارزش بازار و اطلاعات حسابداری است.همانند نسبت P/E، شاخص قیمت به سود، نسبت Q-توبین و نسبت ارزش بازار هر سهم به ارزش دفتری هر سهم. اگر هدف شرکت کسب سود برای سهامداران باشد (هندریکسن ˓1992). مبلغ سودی که در طی دوره کسب می شود معیاری برای اندازه گیری عملکرد شرکتها خواهد بود. هندریکسن (1992) از سود به عنوان معیار ارزیابی کارایی نام برده و معتقد است کارایی یک واحد تجاری بر روند پرداخت سود سهام به سهامداران تاثیر می گذارد و سود به عنوان شاخص ارزیابی کارایی مدیران مطرح می شود. بنابراین لازم است که مفهومی از سود را در اختیار داشته باشیم که بتوان بر اساس ارزشهای بازار آن را اندازه گیری نمود به نحوی که از دیدگاه حسابداری معیار اندازه گیری عینی باشد. از چهار مفهومی که برای سود ارائه می شود (ون هورن 1992) سود تجاری و عایدی را می توان با استفاده از اطلاعات بازار اندازه گیری نمود ولی عایدی خالص و سود خالص قابل اندازه گیری نمی باشد. زیرا برای اندازه گیری انها باید از نرخ بازده نرمال استفاده کرد و بطور مستقیم این نرخ در بازار قابل رویت نمی باشد. با توجه به اینکه به حداکثر رسانیدن عایدی در جهت منافع سهامداران نمی باشد ( چارلز جونز 1993) در نتیجه معیار رضایت بخشی برای اندازه گیری عملکرد نیست و از طرفی اصل حداکثر نمودن ثروت سهامداران که یک راهنمای قابل قبول برای اداره موسسات تجاری و تخصیص موثر منابع می باشد به عنوان هدف مورد قبول به منظور نشان دادن اینکه تصمیمات مالی چگونه اتخاذ شود انتخاب شده است. در طول سالهای 1980 انتظارات سهامداران به سطح بی سابقه ای رسید و منجر به اعمال فشار فزاینده به شرکتها در جهت افزایش ارزش سهامداران با روند ثابت شد. بر این اساس قرارداد پاداش مدیران بر مبنای عوامل موثر در تغییر ثروت سهامداران منعقد گردید. اما در طراحی این قراردادها یک مسئله مهم وجود دارد و آن این است که کدام معیار عملکرد موردنظر سهامدار بایستی در طراحی قرارداد مورد استفاده قرار گیرد. روشنترین معیار برای قضاوت در مورد عملکرد شرکت قیمت سهام است که این نظر به وسیله مورفی (1990) و میلبورن(1996) ارائه شده است. اما معیار قیمت از یک ضعف برخوردار است زیرا برخی عوامل که در قیمت سهام تاثیر دارند خارج از کنترل مدیران می باشند مانند شرایط سیاسی – اقتصادی جامعه و جهان. بنابراین معیار مورد استفاده بایستی از دو ویژگی زیر برخوردار باشد.: (جفری ˓1997) 1) در معرض تمامی عواملی که خارج از کنترل بوده و بر قیمت سهام تاثیر دارند نباشد. 2) بیشترین رابطه را با تغییرات در ثروت سهامدار داشته باشد. این ویژگی ها اصلی ترین نقشی است که یک معیار عملکرد خوب بایستی آن را حل کند. یکی از معیارهایی که در سالهای اخیر برای تحقق این ویژگی توسط آقای استوارت ارائه شده EVA می باشد. پژوهش های صورت گرفته به وسیله ایشان نشان می دهد که از بین معیارهای EVA ، رشد فروش ، رشد سود و ROE معیار EVA بالاترین رابطه را با تغییرات در ارزش بازار سهام دارد و می تواند بیش از 50% در تغییرات در این عامل را تشریح نماید(استوارت ˓1994). اما پژوهش های بعدی که توسط بکیدور ، بکویست، میلبورن ، تاکور در سال 1997 صورت گرفت نشان می دهدکه توانایی معیار ارزش افزوده تعدیل شده (REVA) در پیش بینی ایجاد ارزش برای سهامداران بیشتر از EVA می باشد. بنابراین می توان گفت که هنوز معمای بهترین و مناسبترین معیار ارزیابی عملکرد بدون پاسخ باقی مانده است. 2-2 بخش دوم : پیشینه تحقیق 2-2-1 پیشینه تحقیق درباره " نوسانات" نوسانات بازارهای مالی یک موضوع پژوهش هایی مهم برای دهه های گذشته بوده و مقاله های زیادی با توجه به مدلهای نوسان و پیش بینی نوسان در بازارهای مختلف نوشته شده است. اولین محققانی که از آزمونهای گارچ جهت توضیح ارتباط حجم معاملات و نوسانات بازده و تفسیر MDH استفاده نمودند لامورکس و لاستراپس (1990) بودند.این دو محقق بر پایه مدلهای ARCH انگل (1982)و مدل گارچ بولرسلف (1986)و نیز مدل MDH (1976) به بررسی ارتباط حجم معاملات و نوسانات بازده سهام پرداختند.آنها بر طبق مدل خود توضیح واریانس ناهمگن شرطی تعمیم یافته (GARCH) بولرسلف واریانس شرطی سری تعمیم یافته GARCH برولرسلف واریانس شرطی سری های زمانی را به عنوان تابعی از مجذور خطای گذشته محدود نمودند.چنین مدلی در زیر ارائه شده است: Rt = µt-1 + ɛt ɛt | (ɛt-1 ˓ ɛt-2 ˓ … ) ˷ N (0 ˓ ht ) ht = ɑ 0 + ɑ 1 (L) ɛ2t-1 + ɑ 2 (L) h t-1 که در آن Rt نرخ بازدهی در روز t ˓ µt-1 میانگین بازدهی به شرط اطلاعات گذشته ˓ L عامل وقفه 0˃ɑ 0 است.اگر ɑ 1 (L) و ɑ 1 (L) پارامترهای چند جمله ای وقفه و مثبت باشند شوکها به نوسانات در طول زمان پایدار می باشد.درجه دیرپایی به مقادیر این پارامترها بستگی دارد. جهت آزمون تجربی در این مطالعه اگر ᵹi به عنوان I امین رشد بین روزی قیمت تعادلی در روز t باشد خواهیم داشت : (2-10) εt≡i=1ntδit و در آن nt متغیر ترکیبی است که نرخ تصادفی جریان ورود اطلاعات به بازار را نشان می دهد. باید توجه نمود که ɛt از یک توزیع های ترکیبی استخراج شده که واریانس هر کدام از آنها به زمان ورود اطلاعات وابسته است. معادله ɛt دلالت دارد بر اینکه بازدهی های روزانه توسط فرآیند تصادفی تبعی تولید شده است که ɛt تابع ᵹi است و nt یک فرآیند مستقیم می باشد.اگر ᵹi ˓ IID باشد با میانگین صفر و واریانس صفر و واریانس S2 و n1 به اندازه کافی بزرگ باشد بر اساس قضیه حد مرکزی خواهیم داشت: ɛt| nt ≈ N (0 ˓ S2 nt ) و nt فرض می شود که دارای خود همبستگی پیاپی به صورت زیر باشد: nt=k + b(l) nt-1 + ut که K پارامتر ˓b(l) وقفه چندجمله ای با درجه q و ut مولفه خنثی مباشد. تمرکز آزمونهای تجربی در این مطالعه بر پایه واریانس بازدهی به شرط آگاهی از متغیر ترکیبی nt می باشد و به علت اینکه معمولا قابل مشاهده نیست یک متغیر جایگزین نیاز می باشد. در مطالعه لامورکس و لاستراپس حجم معاملات vt به عنوان جانشین nt در نظر گرفته شده است . معاملات به شکل زیر بر پایه مدل گارچ تخمین زده شده می شوند. Rt = µ t-1 + ɛt ɛt | (vt , ɛt-1 , ɛt-2 , … ) ˷ N (0 ,ht) ht = ɑ0 + ɑ1 (L) ɛ2t-1 + ɑ2 (L) ht-1 + ɑ3 vt بر اساس مدل ترکیبی ارائه شده در قسمت بالا باید 0˃ɑ3 باشد. علاوه بر آن در حضور حجم معاملات و 0˃ɑ3 , ɑ1 ˓ ɑ2 کوچک و از لحاظ آماری بی معنی خواهند بود اگر حجم معاملات خود همبستگی پیاپی داشته باشد. نتیجه ای که از پژوهش لامورکس و لاستراپس گرفته شد این بود که می توان به طور موقتی از حجم معاملات روزانه به عنوان متغیر جانشین برای ورود ااطلاعات استفاده نمود. مدل آنها نشان داد که پدیده ARCH اگر حجم معاملات به عنوان توضیح دهنده نوسان بازده سهام مورد توجه قرار گیرد تمایل به از بین رفتن دارد. چون حجم معاملات به عنوان یک جانشین می تواند توضیح دهنده غیر نرمال بودن باشد. 2-2-1-1 پژوهش های خارجی 2-2-1-1-1 تیموثی برایلسفورد (1994) در این مطالعات تحلیل تجربی بین حجم معاملات و نوسانات بازده سهام در بازار استرالیا مورد آزمون قرار گرفته است.داده های این پژوهش شامل شاخص کلی بازار استرالیا برای دوره زمانی 24 آوریل 1982 تا 31 دسامبر 1993 بود و آنها به بررسی روابط همزمان و نوسانات شرطی پرداخته اند و نتیجه گرفته اند که یک رابطه مثبت بین حجم معاملات و تغییر قیمت وجود دارد و فرضیه ترکیب توزیع ها را تاکید کردند. 2-2-1-1-2 لقمان گاندوز و عبدالناصر حاتمی (2000) در این مطالعات به بررسی ارتباط پویا بین قیمت سهام و حجم یا نسبت معاملات بازار برای 5 مهم اروپای شرقی پرداختند. داده ها شامل یک سری داده های هفتگی از شاخصهای قیمتی سهام و حجم معاملات در 5 بازار معاملاتی بزرگ شرق اروپا شامل استانبول˓ بوداپست˓ پراگ و مسکو است و داده ها در دوره زمانی : 5زانویه 1988 تا 19 مارس 2002 برای ترکیه 2 نوامبر 1995 تا 15 مارس 2002 برای روسیه 7مارس 1994 تا 18 مارس 2002 برای لهستان 24 ز.ئن 1991 تا 18 مارس 2002 برای مجارستان 13 نوامبر 1993 تا 18 مارس برای جمهوری چک در این مطالعه به جای استفاده از حجم معاملات خام در آزمون ها از نسبت معاملاتی بازار استفاده شده است که این نسبت عبارتست از تعداد سهام معامله شده به کل سهام. نتایجی که از این مطالعه اخذ شد عبارت بودند از: 1.رابطه بلند مدت بین قیمت های سهام و حجم معاملات به جز برای مورد جمهوری چک وجود دارد. 2.رابطه بلند مدت بین قیمتهای سهام و نسبت معاملات بازار به جز برای مورد روسیه وجود دارد. 3.آزمود علیت گرنجر در رابطه علیتی بین قیمت سهام . حجم معاملات یا نسبت معاملات در بازار سهام جمهوری چک وجود نداشت. 2-2-1-1-3 مارتین بوهل و هارالد هنک (2000) به استناد فرضیه ترکیب توزیع ها در این مطالعه روابط بین بازدهی روزانه و حجم معاملات برای 20 سهام در لهستان بررسی شده است. داده ها عبارت بودند از 20 سهام بورس لهستان در دوره 4 زانویه تا 31 اکتبر 2000.چون که تعداد حذف داده ها اندک بود تقریبا در حدود 455 مشاهده برای هر سهم وجود داشت. در این مطالعه از مدل GARCH جهت آزمون فرضیه ها استفاده شد. شاهد این مطالعه تاییدی بر فرضیه ترکیب توزیع ها بود. 2-2-1-1-4 پیون ˓ یونگ لی و نام (2000) این مطالعه ارتباط بین حجم معاملات و تفاوت زمانی واریانس ناهمگن شرطی را به وسیله آزمون فرضیه ترکیب توزیع ها بررسی می کند به دنبال دو سوال است: 1.آیا حجم معاملات می تواند به عنوان یک متغیر توضیحی ترکیبی برای نرخ ورود اطلاعات به کار رود یا خیر؟ 2.آیا بازدهی سهام شرکتها در کره می تواند به تفاوت در جریان شرطی اطلاعات از شرکت های کوچک به بزرگ یا برعکس مربوط شود همانگونه که در آمریکا بوده است؟ داده های این مطالعه از بازدهی های هفتگی سهم های بازار کره در طول دوره 5 ساله بین 1990 تا 1994 استفاده نموده است.در این مطالعه با توجه به اثرات فصلی همانند اثر زانویه یا اثرات روز دوشنبه از داده های روز چهارشنبه از روز سه شنبه استفاده شد.در این مطالعه دو نمونه از سهم ها مورد آزمون قرار گرفتند اولین نمونه 15 سهم از 33 شرکت فعال تر بازار بوده و جهت آزمون جریان اطلاعات شرکتها دومین نمونه شامل 2 سبد سهام می باشد که شامل 20 سهم از بین 120 سهم با ارزش بازاری بالا و پایین انتخاب شد. 2-2-1-1-5 هچت (2000) هچت در سال 2000 بیا ن می کند که امکان ناهنجاری ساختار سرمایه مقطع عرضی نوسانات در بازده های مورد انتظار را وسعت می بخشد.FF 1993 ˓5 فاکتور ریسک معمول در بازده های سهام و اوراق بهادار را شناسایی کردند که بازده های متوسط سهام و اوراق بهادار را شرح می دهند که عبارتند از اندازه ˓ نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار ˓ مازاد بازده در پرتفوی بازار برای سهام و برای اوراق بهادار ˓ سررسید و ریسک عدم پرداخت بدهی. آنها همه شرکتها شامل شرکتهای مالی را در نظر گرفتند. 2-2-1-1-6 هانگ و یانگ (2001) این مطالعه به بررسی و آزمون فرضیه ترکیب توزیع ها در بازار سهام تایوان و با استفاده از شاخصهای بورس تایوان و داده های 5 دقیقه ای پرداخته است. نتیجه ای که از این آزمونها گرفته شد این بود که ورود حجم معاملات به معادله واریانس شرطی نتوانست درجه دیر پایی را کاهش دهد. به عبارت دیگر فرضیه ترکیب توزیع ها نتوانست از بین رفتن پدیده را توضیح دهد. در این مطالعه علت این موضوع اینگونه بیان شد که حضور 92 درصدی سرمایه گذاران فردی عامل شکل گیری ناپایداری نوسانات می باشد و نیز وجود دامنه نوسان قیمت می تواند تا حدودی توضیح دهنده ناپایداری بازده باشد. داده ها عبارت بودند از حجم معاملات و شاخص های قیمت وزنی برای هر دقیقه یک بار در معاملات طول روز و دوره بررسی از 1 سپتامبر 1989 تا 1993 بود که با حذف روزهای شنبه از مشاهدات (چون ساعت کاری در این روز از 9 صبح تا 11 صبح می باشد و در روزهای معمولی از 9 صبح تا 12 ظهر) در مجموع 971 روز معاملاتی وجود دارد و در هر روز 36 داده حجم معاملات و 37 داده بازدهی. در این مطالعه دو مدل زیر طبق مدل لامورکس و لاستراپس برای شاخص بورس تایوان و سپس برای 17 سهم از این بازار ارائه شد. مدل اول: Rt = µ t-1 + ɛt ɛt | ( ɛt-1 , ɛt-2 , … ) ˷ N (0 ,ht) ht = ɑ0 + ɑ1 (L) ɛ2t-1 + ɑ2 (L) ht-1 مدل دوم: Rt = µ t-1 + ɛt ɛt | (vt , ɛt-1 , ɛt-2 , … ) ˷ N (0 ,ht) ht = ɑ0 + ɑ1 (L) ɛ2t-1 + ɑ2 (L) ht-1 + ɑ3 vt نتیجه این بود که برای 36 دوره زمانی در طول روز 2ɑ+1ɑ در مدل شماره دو نسبت به مدل شماره یک کاهش پیدا نکرد و به عبارت دیگر درجه دیرپایی هنگامی که حجم معاملات به عنوان متغیر جایگزین وارد می شد کاهش پیدا نکرد.در مورد 17 سهم مورد بررسی نیز برای 9 سهم اینگونه بود و از 8 تای بقیه فقط یک مورد 2ɑ+1ɑ کمتر از یک دهم گزارش شد. نتایج این پزوهش فرضیه ترکیب توزیع ها را تایید نکرده اند و مولفان این موضوع ها را به صورت زیر تفسیر نمودند : اکثر فعالان بازار سهامداران کوتاه مدت هستند. دامنه نوسان در بازار سهام تایوان موجود می باشد. علاوه بر دلایل بالا تاریخ تایوان درگیر بی ثباتی های سیاسی و اقتصادی زیادی بوده است. 2-2-1-1-7 چن ˓ میکاییل فیرث و الیور روی (2001) در این مطالعه روابط پویا بین بازدهی˓ حجم معاملات و نوسانات شاخص های سهام آزمون شده است. افزون بر آن در این مطالعه از شاخص های سهام نه بازار ملی برای دوره 1973 تا 2000 شامل آمریکا˓ زاپن˓ انگلستان˓ فرانسه˓ کانادا˓ ایتالیا˓ سوئیس˓ هلند و هنگ کنگ استفاده شده است. روش پژوهش در این مطالعه بدین شکل بود که ابتدا جهت روند زدایی از حجم معاملات از رگرسیون زیر استفاده شد. (2-11) Vt = a + ß1 t + ß2 t2 + et نتایج این رگرسیون نشان داد که ß1 و ß2 هر دو معنی دار هستند و لذا در این مطالعه از حجم معاملات تعدیل شده برای همه بازارهای مورد مطالعه استفاده شده است. جهت آزمون پایایی برای حجم معاملات (روند زدایی شده) و بازده آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته استفاده شده است و در نهایت نتیجه گرفته شد که این متغیرها پایا می باشند. جهت بررسی روابط همزمان پس از انجام آزمونهای لازم جهت بررسی صحت داده ها موارد زیر آزمون شده است: بررسی رابطه حجم معاملات و تغییرات قیمت سهام بر اساس فرمول صفحه بعد: (2-12) Rt= a + b Rt + ut Vt = a + b |Rt| + ut V : متغیر وابسته حجم روند زدایی شده R : متغیر مستقل˓ لگاریتم طبیعی قیمتهای نسبی و قدر مطلق نتیجه : ضرایب برای زاپن˓ سوئیس˓ هلند و هنگ کنگ در سطح معنی داری 1 درصد و برای فرانسه در سطح 5 درصد بوده است و ضرایب کشورهای آمریکا˓ انگلیس˓ کانادا و ایتالیا بی معنی شدند. در این مطالعه به منظور بررسی اینکه آیا حجم معاملات بر بازده مقدم است یا بر عکس (بررسی روابط علی) از روابط علیتی گرنجر (1969) استفاده شد. بدین منظور از روابط خود رگرسیونی دوگانه زیر جهت آزمون علیت بین دو متغیر حجم معاملات و بازده سهام استفاده شده است: (2-13) Vt=∝0+i=1m∝iVt-i+ j=1nβjRt-j Vt =ɑ0 + Ʃ ɑi Vt-i +Ʃ ßj Rt-j Rt = ɑ0 + Ʃ γi Rt-1 + Ʃ ᵹj Vt-j بر مبنای این روابط اگر jß معنی دار باشند می توان گفت که R عامل V‌ است.در صورتی که iᵹ معنی دار باشند گفته می شود حجم معاملات عامل بازدهی است و اگر ß و ᵹ هر دو صفر نباشند یک رابطه با خوردی بین حجم معاملات و بازدهی وجود دارد. نتیجه پژوهش این بود که بازدهی عامل حجم معاملات است. 2-2-1-1-8 مستل ˓گورگول و مجدوز (2003) این مطالعه به بررسی رابطه بین بازده سهام ˓ نوسانات بازده (ناپایداری) و حجم معاملات می پردازد. داده ها از 31 شرکت بورسی در استرالیا برای دوره 2000/6 تا 2003/4 انتخاب شدند.انتخاب شرکتها بر اساس حضور آنها در شاخص ATM PRIME در تاریخ 30ام آوریل سال 2003 بوده است. بازده روزانه با استفاده از قیمت پایانی و تعدیل بر اساس تقسیم سود و افزایش سرمایه بوده است و حجم معاملات نیز با استفاده از نسبت معاملات که برابر است با تعداد سهام معامله شده تقسیم بر تعداد کل سهام منتشره به دست آمده است. اما به دلیل کوچک بودن این داده ها آنها در عدد 1000 ضرب شده اند. نوسان بازده نیز با مربع بازدهی جایگزین شده است. روش پژوهش به صورت زیر می باشد: همبستگی مقطعی بین بازدهی و حجم معالات و نوسانات بررسی شده است. نتایج نشان دادند که یک همبستگی ضعیف بین حجم معاملات و بازدهی و همبستگی مثبت بین نوسانات و حجم وجود دارد و در 55 درصد از موارد نوسانات بازدهی بر حجم معاملات مقدم است که این موضوع ازآنجا ناشی می شود که تغییرات بازده جدای از علامتشان اطلاعاتی را در بر می دارد که روند معاملات را تحت تاثیر قرار می دهد و لذا می توان گفت که در بازار هنوز اطلاعات خصوصی وجود دارد و بازار کارا نیست. 2-2-1-1-9 فردریک ˓ هو و یونفنگ (2005) این مطالعه به بررسی نقش شمار معاملات˓ اندازه معاملات و حجم معاملات در رابطه بین نوسان قیمت – حجم می پردازد. در این مطالعه حجم معاملات به دو جزء تجزیه شده است. 1.اندازه معامله 2.فراوانی معامله هر یک از این دو عامل می توانند نقش کلیدی را در نوسان قیمت بازی کنند. برای پاسخ به این پرسش˓ که کدام یک از این دو نقش بیشتری را در نوسان قیمت دارند. دو مدل رقابتی و استراتزیک مطرح گردید. در مدل رقابتی با اطلاعات نامتقارن معامله گران آگاه ترجیح می دهند تعداد سهام بیشتری را در هر قیمت معین معامله کنند.)فلیدرر 1984 ; کیم و ورچیکا 1991). این مدل بیان می کند معاملات با اندازه بزرگتر اطلاعات بیشتری را منتقل می کنند بنابراین اندازه معامله با نوسان قیمت همبستگی مثبتی دارد. در مدل استراتژیک معاملات همچنان بر اساس اطلاعات نامتقارن انجام می شود اما یک معامله گر آگاه و بزرگ˓ معاملات بزرگ را به چندین معامله کوچکتر تجزیه کرده و معامله تجاری بزرگش را از این طریق پنهان می کند به طوری که همه اطلاعات محرمانه اش از طریق یک معامله بزرگتر آشکار نشود. آدامتی˓ فاستر و ویشواناتان 1990 و کیل 1985) چنین رفتار استراتزیکی ممکن است منجر به یک رابطه مثبت بین فراوانی معامله و اطلاعات معامله گران آگاه شود و فراوانی معامله ممکن است اطلاعات بیشتری را نسبت به اندازه معامله منتقل کند بنابراین انتظار می رود بین فراوانی معامله و نوسان قیمت ارتباط مثبت وجود داشته باشد. داده های این مطالعه شامل یک نمونه 566 تایی از سهام شانگهای چین در طول دوره فوریه 2001 تا زوئن 2002 می باشد. در این مطالعه معاملات به پنج طبقه معاملاتی تقسیم شده اند و رابطه بین نوسان قیمت روزانه و شمار معاملات را˓ در طبقات با اندازه های مختلف را مورد بررسی قرار دادند و به این نتیجه رسیدند که شمار معاملات بهتر از اندازه معاملات در بازار سهام چین رابطه نوسان قیمت – حجم را توضیح می دهند و همچنین معاملات با اندازه متوسط بیشتر از سایر طبقات معاملاتی در بازار های چین بر نوسان قیمت تاثیر می گذارد. 2-2-1-1-10 اجاسی هاروی و همکاران (2008) داده های این مطالعه شامل شرکتهای حاضر در بورس اوراق بهادار غنا در طول دوره 2002 تا 2006 می باشد. در این تحقیق˓ رابطه بین شاخص های نوسان اقتصاد کلان و نوسان بازار سهام را مورد بررسی قرار دادند و به این نتیجه رسیدند که رابطه ای مثبت و معنادار بین آنها وجود دارد. 2-2-1-1-11 یاو – هوی وانگ و همکاران (2010) این مطالعه تحت عنوان "الگوهای نوسان روزانه در بازار تایوان و تاثیر آن بر پیش بینی نوسان" انجام گرفت. داده های این مطالعه شامل شرکت های حاضر در بورس اوراق بهادار تایوان در طول دوره 2001 تا 2006 می باشد. این مطالعه به بررسی الگوهای نوسان روزانه و سپس تاثیر آنها بر پیش بینی نوسان می پردازد. محققان دریافتند که نوسان بازده در بورس تایوان یک الگوی دوره ای روزانه L شکل را به نمایش می گذارد و همچنین استفاده از الگوهای دوره های روزانه اساسا می تواند صحت پیش بینی نوسان را بهبود بخشد. 2-2-1-1-12 پیم ون ولیت و دیوید بلیتز (2011) این مطالعه تحت عنوان "رابطه بین نوسان و بازده موردانتظار سهام" انجام گرفت. داده های این مطالعه شامل شرکتها حاضر در بورس آمریکا در طول دوره 1963 تا 2009 می باشد. در این مطالعه محققان دریافتند که رابطه بین نوسان تاریخی و بازده موردانتظار منفی است.علاوه بر آن˓ آنها پی بردند که رابطه مثبتی که بین نوسانات و بازده موردانتظار در بعضی از تحقیقات به آن دست یافته شده می تواند بخاطر تمایلات جانبدارانه باشد. علاوه بر آن این تحقیق یک مبنای تجربی برای رویه های سرمایه گذاری با نوسان کم و واریانس های حداقلی فراهم می آورد. 2-2-1-1-13 رابرت دایگلر و همکاران (2012) این مطالعه تحت عنوان "بررسی تاثیر نوسانات بازده بر مبادلات ارزی" انجام گرفت. داده های این تحقیق شامل شرکت های حاضر در بورس اوراق بهادار آمریکا در طول دوره نوامبر 2007 تا آگوست 2011 می باشد. در این مطالعه محققان به دنبال علامت˓ تقارن و قدرت ارتباط بین بازده – نوسانات برای واحد پول یورو در بازار سهام می باشند. در مطالعات بازار سهام˓ یک رابطه بازده – نوسان نامتقارن منفی برای نوسان ضمنی با شدتی بالا بدست آمد.در حالی که رابطه بازده – نوسانات (یورو) می تواند علامتی مثبت یا منفی را اتخاذ کند˓ نامتقارن است و نسبت به حالت قبل ضعیف تر است. بنابراین علامت و قدرت رابطه یورو (euro relation) با اوراق بهادار آن متفاوت است. 2-2-1-1-14 کولین کلاب و گولی وو (2014) این مطالعه تحت عنوان "نوسانات سود و پیش بینی سود" انجام گرفت. داده های این تحقیق شامل شرکت های حاضر در بورس انگلستان در طول 1991 تا 2010 می باشد. این مطالعه به وجود رابطه ای منفی بین تداوم سود و نوسانات آن دست یافت. 2-2-1-2 مطالعات داخل ایران در داخل کشور در سالهای قبل در حوزه حجم معاملات و قیمت سهام و نوسانات چندین مطالعه صورت گرفته است و می توان گفت که مطالعه ارائه شده در این پایان نامه اولین مطالعه است که به بررسی اثر نوسانات بر عملکرد پرداخته است. 2-2-1-2-1 مصطفی امید قائمی (1379) در این مطالعه جهت دسترسی به اهداف پژوهش 11 فرضیه (شش فرضیه اصلی و 5 فرضیه فرعی) مورد آزمون قرار گرفته است که به ترتیب عبارت بودند از: 1.تعداد دفعات معامله هر روز با تعداد سهام معامله شده در آن روز هم بستگی مثبت ندارد. 2.قدرمطلق تغییر قیمت سهام هر روز نسبت به روز بعد با تعداد دفعات معامله روز مورد نظر رابطه ای ندارد. 3.قدر مطلق تغییر قیمت سهام هر روز نسبت به روز نسبت به روز قبل با تعداد سهام معامله شده روز مورد نظر هم بستگی ندارد. 4.قدر مطلق تغییر قیمت سهام هر روز نسبت به روز بعد با تعداد سهام معامله شده روز موردنظر رابطه ای ندارد. 5.قدرمطلق تغییر قیمت سهام هر روز نسبت به روز قبل با تعداد سهام معامله شده آن روز رابطه همبستگی مثبت ندارد. 6.تغییر قیمت سهام هر روز نسبت به روز قبل با تغییر قیمت سهام همان روز نسبت به روز بعد همبستگی ندارد. 7.میانگین عددی قیمت سهام با میانگین تعداد دفعات معامله روزانه رابطه ای ندارد. 8.انحراف میانگین معیار قیمت روزانه سهام با میانگین مقدار عددی قیمت سهام رابطه ای ندارد. 9.مقدار عددی قیمت سهام با میانگین تعداد سهام معامله شده روزانه رابطه ای ندارد. 10.انحراف معیار قیمت روزانه سهام با میانگین تعداد دفعات معامله رابطه ای ندارد. 11.انحراف معیار قیمت سهام با میانگین تعداد سهام معامله شده روزانه رابطه ای ندارد. در این مطالعه از داده های 24 شرکت بورسی در بورس اوراق بهادار تهران در دوره 1374/5/1 تا 1378/9/30 استفاده شده است.به دلیل افزایش سرمایه شرکت یا تقسیم سود احتمالی در مجامع از داده های بین مجامع استفاده شده و لذا داده ها حداقل به 5 دوره تقسیم شدند و هر یک از این 5 قسمت به عنوان یک نمونه آماری در نظر گرفته شد. روش مورد استفاده در این مطالعه روش آماری بود.ابتدا از آزمون کولموگروف اسمیرنوف جهت بررسی نرمال بودن داده ها استفاده شده و سپس در صورت نرمال بودن از آزمون ضریب همبستگی پیرسون و در صورت غیرنرمال بودن از آزمون ضریب همبستگی رتبه ای یا اسپیرمن جهت آزمون فرض ها استفاده شده است.نتایج آزمون فرض ها در این پژوهش به صورت زیر بود: شماره فرضیهتعداد فرضیه صفر پذیرفته شدهتعداد فرضیه صفر رد شدهنتیجه آزمون17148رد فرضیه210451پذیرش347108رد411144پذیرش546109رد632123رد7--پذیرش8--رد9--رد10--پذیرش 1.تعداد دفعات معامله هر سهم با تعداد سهام معامله شده همبستگی مثبت دارند بدین معنی که سهامداران عمده نسبت به سهامداران جزء کمتر وارد معامله می شوند و تعداد معاملات عمده به مراتب کمتر از تعداد معاملات جزئی است. 2.تعداد دفعات معامله هر روز و تعداد سهام معامله شده هر روز با تغییر قیمت آن روز رابطه معنادار و هم جهت است. 3.تعداد دفعات معامله و تعداد سهام معامله شده امروز رابطه معناداری با تغییر قیمت سهام فردا دارند. 2-2-1-2-2 نجارزاده و مهدی زیوداری (1384) در این مطالعه جهت دسترسی به اهداف پژوهش 4 فرضیه مورد آزمون قرار گرفته است که به ترتیب عبارتند از : 1.رابطه بین حجم معاملات و تغییر قیمت سهام مثبت است. 2.رابطه بین حجم معاملات و قدرمطلق تغییر قیمت سهام مثبت است. 3.یک رابطه پویا بین حجم معاملات و بازده سهام وجود دارد. 4.حجم معاملات توضیح دهنده نوسان بازده می باشد. در این مطالعه از داده های 50 شرکت فعال بورس برای سال 83 استفاده شده است که دامنه زمانی به منظور آزمون فرضیه ها از 83/01/08 تا 84/03/11 می باشد. روش مورد استفاده در این مطالعه روشهای اقتصادسنجی بود.جهت آزمون فرضیه ها به ترتیب مراحل زیر بررسی می شود: 1.توصیف آماری داده ها 2.آزمون ریشه واحد متغیرها 3.روابط همزمان متغیرها 4.آزمون علیت و روابط پویا بین حجم معاملات و بازده سهام با استفاده از آزمون GARCH نتایج آزمون فرضیه ها در این پژوهش به صورت زیر می باشد: 1.رابطه بین حجم معاملات و قدرمطلق تغییر قیمت مثبت می باشد. 2.یک رابطه بازخوردی بین حجم معاملات و بازده سهام وجود دارد. 3.حجم معاملات توضیح دهنده نوسان بازده نمی باشد.(فرضیه رد شده است). 2-2-1-2-3 محسن مهرآرا و قهرمان عبدلی (1385) در این مقاله رابطه میان تکانه های بازدهی با قیمت سهام (اخبار) و نوسانات شرطی با استفاده از الگوهای GARCH ˓ TARCH ˓ EGARCH و CARCH متقارن و غیرمتقارن در بازار بورس اوراق تهران بررسی و فرضیه عدم تقارن نوسانات آزمون شد. شواهد تجربی حاصل از به کارگیری مدلهای نوسان برای بورس اوراق بهادار تهران حاکی از آن است که˓ تاثیر تکانه های قیمتی منفی و مثبت بر نوسانات آتی قیمت به لحاظ آماری متفاوت نیست. مهمترین دلایل احتمالی نتیجه مذکور را می توان به جوان بودن بورس اوراق بهادار تهران˓ کند بودن جریان اطلاعات و محدودیت هایی نهادی و سازمانی نسبت داد که منجر به تاثیرات متقارن اخبار خوب و بد شده اند. داده های مورد استفاده در این تحقیق شامل 1327 مشاهده (داده های 1327 روز) از یازدهم فروردین 1378 (سی ام مارچ 1998) تا شانزدهم اردیبهشت 1382 (پنجم می 2003) مربوط به شاخص قیمت بورس تهران (TEPIX) است. 2-2-1-2-4 علیرضا اسلامی بیگدلی و حسن قالیباف اصل (1388) در این پژوهش به بررسی آثار تغییر حد نوسان قیمت سهام از 2 درصد به 3 درصد بر روی بعضی از متغیرهای موثر در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته شده است. جهت تجزیه و تحلیل داده های پژوهش از روشهای آمار توصیفی و استنباطی استفاده شده است. برای آزمون فرضیات از فنون اقتصادسنجی و آماری همچون مدل گارچ و مدل رگرسیون چند متغیره استفاده شده است. معنی دار بودن ضرایب مدل ها˓ با استفاده از P-Value محاسبه شده و در سطح معنی داری 0.05 بررسی شده است. جامعه آماری این پژوهش شامل کلیه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی 1/7/1386 تا 30/9/1387 به صورت روزانه می باشد. نتایج این پژوهش نشان می دهد که تغییر حد نوسان قیمت سهام از 2 درصد به 3 درصد در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی مورد بررسی تاثیر معنی داری بر نوسان بازار˓ بازدهی بازار و تعداد دفعات معامله نداشته است. اما با اندازه معاملات بازار و سرعت گردش سهام رابطه معنی داری داشته است˓ به طوری که افزایش حد نوسان قیمت سهام باعث افزایش اندازه معاملات و کاهش سرعت گردش سهام یا کاهش نقدشوندگی بازار شده است. به عبارتی نتایج پژوهش حاکی از آن است که افزایش یک درصدی حد نوسان قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران تاثیر بسزایی بر متغیرهای اصلی بازار ندارد. 2-2-1-2-5 احمد بدری و رمضانیان (1389) این پژوهش با استفاده از روش شناسی مطالعه رویدادی˓ اثربخشی حد قیمت سهام را با استفاده از دو مقطع زمانی تغییر حد (از 5٪ به 2٪ در سال 1384 و از 2٪ به 3٪ در سال 1387) در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار داده است. یافته ها نشان می دهد که تغییر میزان حد قیمت با تغییر در نوسانهای قیمت و حجم معاملات˓ رابطه معکوس دارد. بنابراین می توان گفت ساختار کنترلی حد قیمت در بورس اوراق بهادار تهران˓ نتوانسته است به گونه ای اثربخشی نوسانات قیمت سهام را کاهش دهد. یافته دیگر پژوهش حاکی است که تغییر حد قیمت با اندازه شرکت ارتباط معناداری ندارد. 2-2-1-2-6 یدالله دادگر و بهزاد ورمزیاری (1390) این مقاله به بررسی رابطه پویای بازارهای مالی˓ پایداری˓ قابلیت پیش بینی و میزان ماندگاری نوسانات شوک ها در بازارهای سهام کشورهای ایران˓ عربستان˓ امارات˓ قطر˓ بحرین و عمان پرداخته است. در این تحقیق با به کارگیری داده های ماهیانه برای دوره زمانی 20 ساله 1990 تا 2010 از مدل های خودهمبسته واریانس ناهمسانی شرطی تعمیم یافته (GARCH) و مدل های سری زمانی خودهمبسته میانگین متحرک (ARMA) استفاده شده است. نتایج نشان می دهد بازار سهام ایران قابلیت پیش بینی چندانی ندارد. اکثر بازارها نوسانات خوشه ای است و تقریبا در هیچ یک از بازارهای به جز عمان نوسانات انفجاری وجود ندارد. همچنین در کشورهای بحرین و عمان در سطح 5٪ و در ایران در سطح 1٪ میزان بازدهی دارای پایداری نمی باشد. با وجودی که بازارهای این کشورها ظرفیت هایی بالایی برای کسب بازدهی سرمایه گذاری هستند اما نتایج این مقاله نشان دهنده پایین بودن میزان ارتباط این بازارها بوده است. همچنین نتایج نشان می دهد هیچ بازار انفرادی توانایی رهبری این مجموعه بازارها را ندارد. 2-2-1-2-7 اسماعیل ابوذری و محمدرضا عبداللهی (1391) این مقاله از یک مدل گارچ چند متغیره برای برآورد همزمان میانگین و واریانس شرطی بازده های روزانه بخش های مختلف بازار سهام ایران از 1 تیر 1386 تا 1 تیر 1391 استفاده می کند. از آنجایی که دارایی های مالی بر اساس این شاخص های بخشی داد و ستد می شوند. مکانیسم انتقال نوسانات در طول زمان و در میان بخش ها به منظور تصمیم گیری برای تخصیص بهینه سبد مهم است. نتایج بیانگر انتقال معنادار شوک ها و نوسانات در میان بخش های مختلف است. این یافته ها ایده به اشتراک گذاری اطلاعات به وسیله سرمایه گذاران در این بخش ها را تایید می کند. 2-2-1-2-8 شهاب الدین شمس و سلیمانی اشرفی (1392) این تحقیق رابطه بین حد نوسانات قیمت و عدم تقارن اطلاعاتی را در دوره قبل از اعلان سود در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1383 تا 1390 بررسی می کند. نمونه آماری متشکل از 116 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می باشد. فرضیه ها با استفاده از رگرسیون چند متغیره آزمون شده است.نتایج نشان می دهد که بین حد نوسانات قیمت و عدم تقارن اطلاعاتی و نیز ارزش معاملات و عدم تقارن اطلاعاتی رابطه معناداری وجود دارد. در واقع افزایش حد نوسان می تواند باعث افزایش کارایی بازار و تقارن اطلاعاتی گردد. 2-2-2 پیشینه پژوهش درباره "عملکرد" 2-2-2-1 پیشینه مربوط به تحقیقات خارجی 2-2-2-1-1 مورک˓ شیفلر و وشینی (1981) مورک˓ شیفلر و وشینی (1981) توجه خود را معطوف به رابطه ساختار مالکیت و عملکرد شرکتهای سهامی عام نموده است. جامع آماری ایشان شامل 371 شرکت است. سنجه عملکرد مورد استفاده را Q توبین اختیار کرده اند و در زمینه مالکیت درصدی از سهام (حداقل 2٪ از کل) که متعلق به هیئت مدیره و مدیران ارشد است را برگزیده اند. ایشان در رگرسیون خطی برقرار شده رابطه ای بین عملکرد و مالکیت مشاهده ننمودند. 2-2-2-1-2 پستما و همکاران (1999) پستما و همکاران در سال 1999 رابطه بین ویزگی های هیئت مدیره و تیم ارشد مدیریت و عملکرد شرکت را در نمونه ای متشکل از 94 شرکت پذیرفته شده در بورس آمستردام مورد بررسی قرار دادند.متغیرهایی که آنان با استفاده از برآورد رگرسیون مقطعی˓ مورد تجزیه و تحلیل قرار دادند به شرح زیر است: متغیرهای مستقل: این متغیرها مربوط به ویزگی های هیئت مدیره و تیم ارشد مدیریت است و شامل تعداد اعضای تیم اعضای هیئت مدیره˓ متوسط سن هر یک از اعضای تیم و درصد اعضای غیرموظف در هیئت مدیره می باشد. متغیرهای وابسته : اغلب معیارهایی که مورد استفاده قرار می گیرد معیارهای حسابداری شامل نرخ بازده دارایی ها (ROA) و نرخ بازده فروش (ROS) و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (ROE) است. از جمله قرضیه هایی که آنها در مطالعه خود مورد بررسی قرار دادند عبارت بود از : نسبت اعضای غیرموظف در هیئت مدیره و عملکرد شرکت˓ رابطه معکوس U شکلی دارند.نتیجه حاصل از آزمون این فرضیه روشن ساخت که حضور اعضای غیر موظف تاثیر معناداری بر عملکرد شرکت ندارد. 2-2-2-1-3 کلز و همکاران در سال ( 2002) کلز و همکاران در سال 2002 رابطه بین مکانیزم های حاکمیت شرکتی را بر عملکرد مورد بررسی قرار دادند آنان با انتخاب 144 شرکت از شرکت های آمریکایی معیارهایی را به شرح زیر برای هر یک از طرفین رابطه در نظر گرفتند. معیارهای حاکمیت شرکتی شامل جبران خدمت مدیرعامل˓ دوره تصدی مدیرعامل˓ ترکیب هیات مدیره˓ ساختار رهبری و ساختار مالکیت و معیارهای عملکرد شرکت شامل : ارزش افزوده بازار (MVA) ˓ عملکرد حسابداری تعدیل شده و EVA می باشد. آنها برای انجام آزمون فرضیات خود˓ متغیرهای مالکیت سهامدار˓ عملکرد صنعت و اندازه شرکت را تحت کنترل قرار دادند از جمله فرضیه های این پژوهش عبارت بود از: شرکتهایی که تعداد بیشتری از اعضای غیرموظف در هیئت مدیره به خدمت می گیرند نسبت به شرکتهایی که تعداد اعضای موظف آنها در هیئت مدیره بیشتر است عملکرد بهتری دارند. در ادامه خلاصه ای از پیشینه تحقیق تا سال 2008 جدول بندی شده است: جدول 2-1 خلاصه ای از پیشینه پژوهش های خارجی در باره "عملکرد شرکت" محققموضوعسال پزوهشنتیجهچنبررسی اثر مالکیت متمرکز شده خانوادگی بر عملکرد عملیاتی شرکت و تقسیم سود2005الف:رابطه ای مثبت بین مالکیت خانوادگی و ROA و ROI نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری مشاهده نشد.ب:رابطه کمی بین مالکیت خانوادگی و سیاست تقسیم سود وجود دارد.ج:ترکیب مدیران هیئت مدیره اثر کمی بر عملکرد شرکت و سیاست تقسیم سود دارد.معیار عملکرد :ROA, ROI , ˓ ارزش دفتری /ارزش بازارسندابررسی روشهای نظام راهبری شرکت و عملکرد مالی شرکت در نیجریه2005الف:شرکتها برای دستیابی به اندازه معقول هیات مدیره مورد تشویق قرار گیرندب:وظایف رئیس هیئت مدیره و مدیرعامل تفکیک گردد.ج:عدم وجود رابطه معنی دار بین مدیران غیر موظف و عملکرد شرکتد:تمرکز مالکیت به صورت گسترده باشد.معیار عملکرد : نسبت قیمت به درآمد ˓ ROA ˓ ROI ˓ ROI و Q توبینکی ربابررسی رابطه بین نظام راهبری شرکت و عملکرد در بخش غیرسنتی در شرکتهایی از کشور غنا2007رابطه نامعلومی بین اندازه هیئت مدیره ˓ تفکیک وظایف مدیرعامل و رئیس هیئت مدیره و عملکرد شرکت در بخش غیرسنتی وجود دارد.معیار عملکرد :ROA ˓ ROI و رشد فروشمورفیبررسی ترکیب هیات مدیره و عملکرد شرکت 2007الف:دوره تصدی و سن مدیران با عملکرد شرکت رابطه دارد.ب: نسبت بالای مدیران غیرموظف با کاهش عملکرد شرکت مرتبط است.ج: اندازه هیئت مدیره و تجربه مدیران نیز با عملکرد رابطه مثبت دارد.زیتونآیا تمرکز مالکیت بر عملکرد و احتمال عدم توانایی در پرداخت بدهی در سررسید در شرکتهای اردنی تاثیر می گذارد؟2007بین تمرکز مالکیت 5 سهامدار بزرگ و معیارهای ROA و ROI رابطه معناداری وجود دارد.معیار عملکرد:ROA ˓ ROI ˓Qتوبین و ارزش بازار به ارزش دفتریاستاکوراسبررسی اثر اندازه و ترکیب هیئت مدیره بر عملکرد بانکهای اروپایی2007سود دهی بانکها با اندازه هیئت مدیره رابطه منفی دارد.معیار عملکرد :ROA ˓ ROI ˓ Q توبینلفورتبررسی رابطه بین استقلال هیئت مدیره ˓ عملکرد شرکت و تمرکز مالکیت2007الف:نسبت مدیران مستقل بعد از تاثیر عوامل بیرونی ارزش شرکت را تحت تاثیر قرار می دهد.ب:به نظر می رسد صرفا درصد مدیران غیرموظف بر ارزش شرکت اثر داردمعیار عملکرد: Q توبین و ROAعمرانبررسی اثر تمرکز مالکیت بر عملکرد در بازار سرمایه کشورهای عربی 2008تمرکز مالکیت اثر مشخصی بر سود دهی و عملکرد شرکت ندارد.معیار عملکرد:ROA ˓ ROI ˓ Q توبینکریوگورسکیبررسی رابطه مالکیت ˓ ساختار هیئت مدیره و عملکرد در قاره اروپا2006الف: رابطه مثبت بین سطح مالکیت سهامداران بلوکی و نهادی و نسبتهای سودآوری شرکتب: رابطه مثبت بین نسبت مدیران غیرموظف در هیئت مدیره و نسبت های سودآوریج:نبود رابطه بین نسبت مدیران داخلی و یا مالکیت داخلی و سودآوری در شرکتهای اروپاییمعیار عملکرد: ROI ˓ ROA و ارزش بازار به ارزش دفتریسرکاربررسی معیارهای تعیین کننده حقوق و پاداش مدیریتی با تاکید بر رابطه بین حقوق و پاداش و عملکرد2008در ترکیب هیئت مدیره ˓ عضو غیرموظف هیئت مدیره نقش نظارتی قوی ایفا نمی کند و زمانی که شرکت اعضای غیرموظف دارد سطح دستمزد بالاتر است.معیار عملکرد : EVA ˓ ROA ˓ Q توبین ˓ ارزش دفتری به ارزش بازار 2-2-2-1-4 بیل فرانسیس و همکاران (2012) این مطالعه تحت عنوان "اساتید دانشگاهها در هیئت مدیره و تاثیر آنها بر حاکمیت شرکیت و عملکرد شرکت" انجام گرفت. داده های این مطالعه شامل 1500 شرکت بین سالهای 1998-2011 می باشد. در این مطالعه محققان دریافتند که شرکتهایی که مدیرانی آکادمیک دارند عملکرد بالاتری دارند پس رابطه ای مثبت بین این دو برقرار است. 2-2-2-1-5 محمد هوکو و هسنان احمد (2012) این مطالعه تحت عنوان "حاکمیت شرکتی و عملکرد بانکی" انجام گرفت. داده های این مطالعه شامل 25 بانک در کشور بنگلادش بین سالهای 2003-2011 می باشد. آنها در بررسی خود دریافتند که مدیران مستقل تاثیر مثبت معناداری بر عملکرد بانک ها که معیار ارزیابی آن Q توبین بود˓ خواهند داشت. 2-2-2-1-6 پانکاج وارشنی و ویجای کومار (2012) این مطالعه تحت عنوان "مکانیسم حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت ها" انجام گرفت. داده های این مطالعه شامل شرکتهای حاضر در بورس اوراق بهادار کشور هند بین سال های 2002-2009 می باشد. آنها در بررسی خود دریافتند که بین اندازه هیئت مدیره و عملکرد شرکت˓ زمانی که EVA معیار ارزیابی آن است˓ رابطه مثبت و معناداری برقرار است. از طرف دیگر˓ هیچ مدرکی مبنی بر اینکه بین نسبت مدیران بیرونی و عملکرد شرکت رابطه مثبت معنادار برقرار است˓ وجود ندارد. 2-2-2-1-7 آر.کاجانان تان و پی. نیمال تاسان (2013) این مطالعه تحت عنوان "ساختار سرمایه و تاثیر آن بر عملکرد شرکت" انجام گرفت. داده های این مطالعه شامل شرکتهای تولیدی در کشور سریلانکا در سالهای 2008 تا 2012 می شود. معیارهای عملکرد در این تحقیق ROA ˓ ROE و سود خالص می باشد. آنها دریافتند که سود خالص ˓ ROE و ROA به طور معناداری با نرخ بدهی- اوراق بهادار همبستگی و ارتباط ندارد در حالی که حاشیه سود خالص و ROE به طور معناداری با نرخ بدهی- دارایی همبسته و مرتبط هستند. علاوه بر یافته های بالا آنها دریافتند که ساختار سرمایه تاثیر عمده ای بر سود خالص و ROE دارد. 2-2-2-2 پیشینه پژوهش در ایران 2-2-2-2-1 شریعت پناهی (1380) دکتر شریعت پناهی 1380 در رساله دکتری خود در دانشگاه علامه موضوع مالکیت و رابطه آن را با عملکرد مورد هدف قرار داده و از طریق آن هفت ساز و کار کنترل عملکرد مدیران را که در ادبیات مربوط به نظریه نمایندگی مطرح هستند مورد آزمون قرار می دهند. وی مالکیت را متغیری در انزوا دیده و بین نوع مالکیت و عملکرد شرکت رابطه ای نمی بیند.جامعه آماری وی 100 شرکت از شرکتهای پذیرفته شده در بورس و سنجه عملکرد Q توبین و از حداقل مجذورات عادی و دو مرحله ای برای آزمونهای به عمل آمده استفاده شده است. در این پژوهش از بین ساز و کارهای کنترل مدیران و عملکردشان فقط بین میزان استفاده شرکت از بدهی و احتمال قبضه مالکیت شرکت با عملکرد شرکت رابطه معناداری به دست آمده است. 2-2-2-2-2 مرضیه مومنی ( 1384) مرضیه مومنی در سال 1384 از دانشگاه الزهرا به بررسی اثر نوع مالکیت و عملکرد پرداخته است.در این پزوهش مالکیت خصوصی و عمومی از نظر تاثیرشان بر عملکرد شرکتها مورد مقایسه قرار گرفته اند.معیارهای ارزیابی عملکرد در این پزوهش از قرار زیر می باشند:نسبت نقدینگی ˓ نسبت فعالیت˓ نسبت بدهی ˓ نسبت سودآوری و بازده کل سهام عادی. در این پژوهش تعداد 100 شرکت در قلمرو زمانی 7 ساله در نظر گرفته شده اند.نتیجه پژوهش نشان می دهد که شرکتهای واگذار شده به بخش خصوصی تغییرات عملکردی خوبی را تجربه کرده اند. 2-2-2-2-3 فاطمه رضایی خانم فاطمه رضایی در پایان نامه کارشناسی ارشد خود در دانشگاه الزهرا رابطه بین نسبت حضور اعضای غیرموظف هیئت مدیره و عملکرد را مورد بررسی قررا داده است متغیر مستقل در این پزوهش "نسبت اعضای غیرموظف به کل اعضا هیئت مدیره " می باشد و متغیر وابسته که عملکرد می باشد با معیارهایی همچون ROE ˓ ROA ˓ متوسط نرخ فروش ˓ حاشیه سود خالص و حاشیه سود ناخالص مورد ارزیابی قرار گرفته شده است.نتیجه پژوهش پس از آزمون فرضیات حاکی از عدم وجود رابطه بین عملکرد و نسبت اعضای غیرموظف می باشد. 2-2-2-2-4 ولی خدادادی و رضا تاکر در این تحقیق به بررسی تاثیر ویژگی های حاکمیت شرکتی شامل تمرکز مالکیت˓ سرمایه گذاران نهادی˓ مالکیت دولتی˓ مالکیت مدیریتی˓ دوگانگی وظیفه مدیرعامل و درصد مدیران غیرموظف در هیئت مدیره بر عملکرد مالی و ارزش شرکتهای بورسی پرداخته شده است. در تحلیل ها از داده های 80 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصله زمانی 1384-1387 استفاده شده است. روش مورد استفاده برای آزمون فرضیه ها˓ روش رگرسیونی داده های ترکیبی است. نتایج تحقیق نشان داد که تمرکز مالکیت و مالکیت دولتی با عملکرد و ارزش شرکت ها دارای رابطه مثبت معناداری هستند. سرمایه گذار نهادی عمده با ارزش شرکت دارای رابطه مثبت و با عملکرد شرکت دارای رابطه منفی است. دوگانگی وظیفه مدیر عامل با ارزش شرکت دارای رابطه منفی معنی دار بوده و با عملکرد شرکت ها دارای رابطه معنی دار نیست. هم چنین ساختار حاکمیت شرکتی که شامل تمام ویژگی های ساختاری مورد بررسی در این تحقیق بود با ارزش شرکت و عملکرد آن دارای رابطه مثبت و معنی داری است. 2-2-2-2-5 سید محمدرضا رییس زاده و ابراهیم محسنی این پژوهش به بررسی رابطه بین نسبت Q توبین و سود تقسیمی هر سهم در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می پردازد. در این پژوهش تعداد 100 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1382-1388 بررسی شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه های این پژوهش با استفاده از آزمون ضریب همبستگی اسپیرمن نشان می دهد که بین نسبت Q توبین و سود تقسیمی هر سهم رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد و امکان جایگزینی نسبت Q توبین به جای سود تقسیمی هر سهم وجود ندارد. در این پژوهش برای تعیین تفاوت معناداری از آزمون من ویتنی استفاده شده است. 2-2-2-2-6 محمد عرب مازار و رضا طاهرخانی (1390) این پژوهش با عنوان " تاثیر ترکیب هیئت مدیره بر عملکرد شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" ارائه شد. نتایج آزمون شش فرضیه مطرح شده در این تحقیق نشان داد که متغیرهای راهبری شرکتی شامل تعداد اعضای هیئت مدیره و تعداد اعضای غیرموظف هیئت مدیره و تعداد سهامداران عمده هیچ تاثیری بر بازده حقوق صاحبان سهام ندارد˓ اما از سویی دیگر این متغیرها بر q توبین دارد˓ ولی تعداد اعضای غیرموظف هیئت مدیره و تعداد سهامداران عمده دارای تاثیر مثبت و البته ناچیز بر q توبین هستند. 2-2-2-2-7 مهدی عربصالحی و مویدفر (1391) هدف این پژوهش˓ بررسی ارتباط بین ریسک محیط˓ استراتژی شرکت و ساختار سرمایه با عملکرد شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1381-1387 است. متغیرهای مستقل مورد استفاده در این پژوهش عبارتند از : ریسک اقتصادی˓ ریسک بازار˓ رشد فروش˓ رشد دارایی˓ رشد بالقوه شرکت˓ نسبت نقدینگی و نسبت بدهی. همچنین معیارهای مورد استفاده برای عملکرد شرکت (به عنوان متغیر وابسته پژوهش) عبارتند از : جریان نقد آزاد هر سهم و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام. این پژوهش از نوع توصیفی-علی است و روش گردآوری مباحث نظری آن کتابخانه ای بوده و داده های آن از سازمان بورس اوراق بهادار و گزارش های مالی شرکت ها به دست آمده است. در این پژوهش از آزمون های رگرسیون تک متغیره و چندمتغیره به روش داده های تابلویی و داده های ترکیبی برای تعیین معنادار بودن ارتباط بین متغیرهای مستقل و وابسته استفاده شده است. نتایج حاصل از پژوهش صورت گرفته حاکی از آن است که بین ریسک محیط و جریان نقد آزاد هر سهم˓ بین ریسک محیط و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و بین ساختار سرمایه و جریان نقد آزاد هر سهم ارتباط معنی دار وجود دارد. 2-2-2-2-8 غلامحسین مهدوی و اصغر قربانی (1391) هدف این پژوهش˓ بررسی نقش هر دو گروه شاخص های نوین و سنتی نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی است. در راستای تحقق اهداف پژوهش˓ پانزده فرضیه تدوین شده است که معنادار بودن رابطه بین شاخصهای نقدینگی و عملکرد مالی شرکت ها را مورد آزمون قرار می دهد. روش آماری مورد استفاده برای آزمون فرضیه های مطرح شده در این پژوهش˓ روش "داده های ترکیبی" است. نمونه آماری پژوهش شامل 74 شرکت طی بازه زمانی بازده سالانه 1378-1388 است. تجزیه و تحلیل فرضیه های پژوهش نشان می دهد که تمامی فرضیه های پژوهش˓ به جز فرضیه های مربوط به نسبت Q توبین تایید شده است. بر اساس نتایج حاصل از آزمون فرضیه ها˓ به طور کلی˓ شاخص های نوین نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکتها تصویر دقیقتری نسبت به شاخص های سنتی نقدینگی به استفاده کنندگان از اطلاعات مالی در جهت اخذ تصمیمات بهینه ارائه می دهند. 2-2-2-2-9 حمید محمودآبادی و غلامحسین مهدوی (1392) این پژوهش˓ به بررسی نحوه اثرگذاری جریانهای نقدی آزاد و هزینه های نمایندگی بر عملکرد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می پردازد. به طور خاص˓ هدف پژوهش حاضر بررسی فرضیه جریانهای نقدی آزاد و آزمون تئوری نمایندگی است. در راستای تحقق این هدف˓ دو فرضیه اصلی و هشت فرضیه فرعی طراحی و با انتخاب 92 شرکت از بین شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی بازه زمانی 10 ساله˓ 1380 الی 1389˓ آزمون شده است. روش آماری مورد استفاده جهت آزمون فرضیه های پژوهش˓ روش داده های ترکیبی است. در این پژوهش˓ برای اندازه گیری عملکرد شرکت از دو معیار حسابداری بازده دارایی ها و بازده حقوق صاحبان سهام و همچنین˓ از دو معیار بازار نسبت Q توبین و بازده سهام استفاده شده است. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل آماری فرضیه های پژوهش نشان می دهد که جریانهای نقدی آزاد با کلیه معیارهای ارزیابی عملکرد شرکت رابطه مثبت و معنادار دارد. بنابراین˓ پژوهش حاضر به شواهدی در زمینه نقض فرضیه جریانهای نقدی آزاد دست یافت. با این وجود˓ رابطه معناداری بین هزینه های نمایندگی و عملکرد به منظور تایید تئوری نمایندگی در بورس اوراق بهادار تهران مشاهده نشد. 2-3 مدل مفهومی پس از مطالعات اکتشافی ادبیات و پیشینه تحقیق˓ مدل مفهومی زیر که رابطه بین متغیرها را تعیین می کند و مبنای تدوین پرسش ها و فرضیه ها قرار گرفته است به شرح زیر قابل ارائه است: 3299460323850عملکرد شرکت:EVAROEROANET INCOMEROE00عملکرد شرکت:EVAROEROANET INCOMEROE514350114300نوسانات بازار سهام00نوسانات بازار سهام 161353520002500 43815022860اندازه شرکت00اندازه شرکت 16135353365500 390525232410رشد تولید ناخالص ملی00رشد تولید ناخالص ملی 15659107493000 2-4 جمع بندی و نتیجه گیری در بخش اول این فصل (مبانی نظری) ابتدا به تعریف "نوسانات بازار سهام" و توضیح آن پرداخته و پس از بیان چند عامل موثر بر نوسان ˓ به مدل سازی نوسانات پرداختیم.به این منظور ابتدا با مفاهیم اولیه ای برای اندازه گیری نوسان آشنا شده و انواع مختلفی از مدلها را مورد بحث قرار دادیم که از جمله آنها می توان به مدل "گام تصادفی" ˓ "میانگین تاریخی" ˓ "میانگین متحرک ساده" و "هموارسازی نمایی" اشاره کرد.در ادامه به ویژگی های آماری بازده سهام به عنوان معیاری برای نوسانات بازده پرداخته که برخی از این ویژگی ها که در متن به آنها اشاره شد "دنباله بزرگ" ˓ "نوسان خوشه ای" و "اثر اهرمی" می باشد.سپس به توضیح عملکرد از جنبه های مختلف پرداخته و میان معیارهای مختلف مقایسه ای مختصر صورت گرفت. در بخش دوم به پژوهش های انجام شده در زمینه "عملکرد شرکت" و معیارهایی که برای اندازه گیری آن اتخاذ شده و همچنین نوسانات بازار سهام پرداخته و در ادامه با ارائه جدولی سایر پژوهش های مهم به صورتی خلاصه ارائه گردیده است. در نهایت نیز با ارائه مدلی مفهومی به بیان هدف این رساله ˓ یعنی بررسی تاثیر نوسان بازار سهام بر عملکرد شرکت پرداخته شده است. بررسی ادبیات و پیشینه تحقیق نشان می دهد که پژوهش های متعددی در مورد نوسانات قیمت سهام و عملکرد شرکتها در سطح ایران و جهان انجام شده و از آنها می توان به عنوان پشتوانه نظری پرسش ها˓ فرضیه ها و متغیرهای رساله حاضر استفاده نمود. افزون بر آن پژوهش های انجام شده در ایران نشان می دهد که کار چندانی درباره این موضوع انجام نشده و این خلا تحقیقاتی انگیزه لازم برای انجام این پژوهش را فراهم نموده است. منابع فارسی: ابوذری و عبداللهی . (1391) ."مدلسازی نوسانات بخشهای مختلف بازار سهام ایران با استفاده از مدل گارچ چند متغیره" . تحقیقات مالی . صفحه 1-16. اسلامی بیگدلی و قالیباف اصل ˒ (1388) . " بررسی آثار تغییر حد نوسان قیمت سهام بر نوسان بازار˓ بازدهی بازار˓ تعداد دفعات معامله˓ اندازه معاملات و سرعت گردش سهام در بورس اوراق بهادار تهران" . تحقیقات مالی . صفحه 3 تا 22. اسماعیلیان، مهدی. 1385. راهنمای جامع spss14. چاپ اول. موسسة فرهنگی هنری دیباگران تهران امید قائمی ˓ مصطفی ˓ (1379) ˓ "بررسی ارتباط بین حجم معاملات و قیمت سهام در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران " پایان نامه کارشناسی ارشد ˓ دانشکده علوم اداری شهید بهشتی. بدری ˓ رمضانیان. (1389) ." اثر تغییر حد قیمت بر حجم معاملات و نوسان قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران" .مجله دانش حسابداری. صفحات 31 – 58. حسین پور، طالب نیا. (1389) . " بررسی مقایسه ای کاهش خطای پیش بینی بین EPS و DPS در ارتباط با بازده سهام شرکتها " . مجله مهندسی مالی و مدیریت پرتفوی . شماره دوم. خدادادی ˓ تاکر. " تاثیر ساختار حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی و ارزش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران". دادگر ˓ ورمزیاری . (1390) . "آزمون تجربی ثبات˓ قابلیت پیش بینی و نوساناات در بازار سرمایه کشورهای حوزه خلیج فارس" . فصلنامه مدلسازی اقتصادی . صفحات 1-20. رییس زاده ˓ محسنی. بررسی رابطه کیو توبین و معیار سود تقسیمی هر سهم در ارزیابی عملکرد شرکتهای پذیرفته شده در بورس بهران و امکان جایگزینی آن. شریعت پناهی ˓ مجید ˓ (1380) . "اثر نوع مالکیت بر عملکرد مدیران شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران (1372-1377)" ˓ پایان نامه دکتری دانشکده حسابداری و مدیریت دانشگاه علامه طباطبایی. شمس˓ سلیمانی اشرفی. (1392) . " بررسی رابطه بین حد نوسانات قیمت و عدم تقارن اطلاعاتی" . پژوهش های تجربی حسابداری. صفحه 69 – 82. عرب مازار ˓ طاهرخانی . (1390) . " تاثیر ترکیب هیئت مدیره بر عملکرد شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران " .فصلنامه مطالعات حسابداری. صفحه 97-113. عربصالحی ˓ مویدفر .(1391) . " تاثیر ریسک محیط˓ استراتژی شرکت و ساختار سرمایه بر عملکرد شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" . مجله پژوهش های حسابداری مالی. صفحه 47-70 محمودآبادی ˓ مهدوی. (1392) . "بررسی تاثیر جریانهای نقدی آزاد و هزینه های نمایندگی بر عملکرد شرکتهای پذیرفته شده در بورس تهران". مجله دانش حسابداری صفحه 111 تا 131. مرادی، علیرضا . 1388. کاربرد Eviewes در اقتصاد سنجی، چاپ سوم . انتشارات جهاد دانشگاهی واحد تهران مهدوی ˓ قربانی . (1391) . " بررسی مقایسه ای نقش شاخص های نوین سنتی نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت های پذیرفته شده در بورس تهران" . مجله پژوهش های حسابداری مالی. صفحه 67-88 مهر آرا ˓ عبدلی . (1385) . " نقش اخبار خوب و بد در نوسانات بازدهی سهام در ایران" . فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران. صفحات 25 – 40. نبوی ˓ بهروز . (1385) . "روش تحقیق در علوم اجتماعی" .کتبخانه فروردین. نجار زاده ˓ زیوداری( 1384) ." بررسی ارتباط تجربی بین حجم معاملات و نوسانات بازده" ˓ مجله تحقیقات اقتصادی . شماره 74 صفحات 273- 299. نگهبان، حمید رضا. 1380. پردازش دادهها با MINITAB چاپ اول. انتشارات جهاددانشگاهی فارس نواب‌پور، حمید رضا. 1382. محاسبات آماری با کامپیوتر. چاپ دوم. انتشارات دانشگاه پیام نور منابع انگلیسی: Albertazzi, U. and Gambacorta, L. (2009), “Bank profitability and the business cycle”, Journal of Financial Stability, Bank Profitability and the Business Cycle, Vol. 5 No. 4, pp. 393-409. Andersen, T. G., Bollerslev, T., Christoffersen, P. F., and Diebold, F. X., (2005), “Volatility Forecasting”, PIER Working Paper (05-011). Antoniou, A., and Holmes, P., (1995), “Futures trading, information and spot price volatility: evidence for the FTSE-100 Stock Index Futures contrast using GARCH”, Journal of Banking and Finance, Vol. 19, pp.117-129. Antoniou, A., Ergul, N., Holmes, P., and Priestley, R., (1997), “The impact of regulatory changes on stock market volatility and the cost of equity capital: Evidence from an emerging market”, European Financial Management, Vol. 3, (2), pp. 175- 190. Aydemir , A.B .(1998) . ”volatility modeling in finance”. Banker ,Rajiv . (2008) . “CIO reporting structure , strategic positioning and firm performance : To whom should the CIO report?” Becker, R., Clements, A. E., and White, S. I., (2006), “On the Informational Efficieincy of S&P500 Implied Volatility”, North American Journal of Economics and Finance, Vol. 17, pp. 139-153. Beckers, D., (1981), “Standard Daviations Implied in Option Prices as Predictors of Future Stock Price Variability”, Journal of Banking and Finance, Vol. 5, pp. 363-381. Bill Francis , Qiang Wu. (2012) . “professors in the boardroom and their impact on corporate governance and firm performance “. Black, F., (1976), “Studies of Stock Price Volatility Changes”, Proceedings from the American Statistical Association, Business and Economic Statistic Section, pp. 177- 181. Black, F., and Scholes, M., (1973), “The Pricing of Options and Corporate Liabilities”, Journal of Political Economy, Vol. 81, pp. 637-654. Blair, B., Poon, S. H., and Taylor, S. J., (2001), “Forecasting S&P 100 Volatility: The Incremental Information Content of Implied Volatilities and High Frequency Index Returns”, Journal of Econometrics, Vol. 105, pp. 5-26. Blattberg, R. C., and Gonedes, N. J., (1974), “A Comparison of the Stable and Student Distribution of Statistical Models for Stock Prices”, Journal of Business, Vol. 47, pp. 244-280. Bohl , M.T, and Henke, H,(2000),Trading volume and Stock Market Volatility: The Polish Case”, working paper, Bollerslev, T., (1986), “Generalised Autoregressive Conditional Heteroskedasticity”. Journal of Econometrics, Vol. 31, pp. 307-327. Bollerslev, T., Chou, R. Y., and Kroner, K. F., (1992), “ARCH modelling in Finance”, Journal of Econometrics, Vol. 52, pp. 5-59. Bollerslev, T., Engle, R. F., and Nelson, D. B. (1994), “ARCH models”, Handbook of Econometrics, Vol. 4, Elsevier Science. Canina, L., and Figlewski, S., (1993), “The informational Content of Implied Volatility”, Review of Financial Studies, Vol. 6, pp. 659-681. Chen, Gong-meng & Firth, Michael & Rui, Oliver M, 2001. "The Dynamic Relation between Stock Returns, Trading Volume, and Volatility," The Financial Review, Eastern Finance Association, vol. 36(3), pages 153-73, August. Chen, Ken Y.; Elder, Randal J.; Hsieh, Yung-Ming. (2005)Corporate Governance and Earnings Management: The Implications ofCorporate Governance Best-Practice Principles for Taiwanese Listed Companies, December. Chiras, D. P., and Manaster, S., (1978), “The information content of option prices and a test for market efficiency”, Journal of Financial Economics, Vol.6, pp. 213-234. Chong, W. C., Ahmad, M. I., and Abdullah, M. Y., (1999), “Performance of GARCH Models in Forecasting Stock Market Volatility”, Journal of Forecasting Vol. 18, pp. 333-343. Chong soo pyun , Sa yang lee , ki seok num . (2000) . “volatility and information flows in emerging equity market : a case of Korean stock exchange .” international review of financial analysis . Christensen, B. J., and Hansen, C. S., (2001), “New Evidence on the Implied-Realized Volatility Relation”, European Journal of Finance, Vol. 8 (2), pp.187-205. Christensen, B. J., and Prabhala, N. R., (1998), “The Relation between Implied and Realised Volatility”, Journal of Financial Economics, Vol. 50 (2), pp. 125-50. Christensen, B. J., Hansen, C. S., and Prabhala, N. R., (2001), “The Telescoping Overlap problem in Options Data”, School of Economics and Management, University of Aarhus (unpublished manuscript). Christensen, B. J., Nielsen, M. O., and Zhu, J., (2010), “Long memory in stock market volatility and the volatility-in-mean effect: The FIEGARCH-M Model”, Journal of Empirical Finance, Vol. 17, pp. 460-470. Christiansen, C., and Hansen, C. S., (2002), “Implied Volatility of Interest Rate Options; An Empirical Investigation of the Market Model”, Review of Derivatives Research, Vol. 5 (1), pp. 51-80. Clark, P. K., (1973), “A subordinated stochastic process model with finite variance for speculative prices”, Econometrica, Vol. 41, pp. 135-155. Cochrane, J. H., (1991), “Volatility tests and efficient markets. A review essay”, Journal of Monetary Economics, Vol. 27, (3), pp. 463-485. Colin Clubb and Guoli wu , (2014) , “earning volatility and earning prediction : analysis and UK evidence.” JBFA. Cornell, B., (1978), “Using the Options Pricing Model to Measure the Uncertainty Producing Effect of Major Announcements”, Financial Management, Vol. 7, pp. 54- 59. Cumby, R., Figlewski, S., and Hasbrouck, J., (1993), “Forecasting volatilities and correlations with EGARCH models”, Journal of Derivatives, Vol. 1, pp. 51-63. Ederington, L. H., and Guan, W., (2002), “Is Implied Volatility an Informational Efficient and Effective Predictor of Future Volatility?”, Journal of Risk, Vol. 4, pp. 29-46. Engel , R.f , and Ng V.K . (1993) . “Measuring and testing the impact of news volatility” The Journal of Finance, Vol. 48, 1022-1082. Fama, E. F., (1963), “Mandelbrot and the Stable Paretian Distribution”, Journal of Business, Vol. 36, pp. 420-429. Fama, E. F., (1965), “The behaviour of stock market prices”, Journal of Business, Vol. 38, pp.34-105. Fama, E. F., (1970), “Efficient capital markets: A review of Theory and Empirical Work”, Journal of Finance, Vol. 25, pp. 383-417. Figlewski, S., (1997), “Forecasting Volatility”, Financial Markets, Institutions and Instruments, Vol. 6, Blackwell Publishers. (Note: final draft 2004) Fleming, J., (1998), “The quality of market volatility forecasts implied by S&P 100 index option prices”, Journal of Empirical Finance, Vol. 5 (4), pp. 317-345. Fleming, J., Ostdiek, B., and Whaley, R. E., (1995), “Predicting Stock Market Volatility: A New measure”, Journal of Futures Markets, Vol. 15 (3), pp. 265-302. French, K. R., and Roll, R., (1986), “Stock Return Variances: The Arrival of Information and the Reaction of Traders”, Journal of Financial Economics, Vol. 17, pp. 5-26. Glosten, L., Jagannathan, R. and Runkle, D., (1993), “On the relation between the expected value and the volatility of nominal excess return on stocks”, Journal of Finance, Vol. 46, pp. 1779-1801. Hamao, Y., Masulis, R., W., and Ng, V. K., (1990), “Correlation in Price Changes and Volatility Across International Stock Markets”, Review of Financial Studies, Vol. 3, pp. 281-307. Harvey, A. C., Ruiz, E., and Sentana, E., (2008), “Unobserved Component Time Series Models with ARCH Disturbances”, Journal of Econometrics, Vol. 52, pp. 129- 158. Harvey, C. R., and Huang, R. D., (1992), “Information Trading and Fixed Income Volatility”, Unpublished manuscript, Department of Finance, Duke University. Harvey, C. R., and Huang, R. D., (1991), “Volatility in the Foreign Currency Futures Market”, Review of Financial Studies, Vol. 4, pp. 543-569. Hecht, Peter, 2000, The cross section of expected firm (not equity) returns, unpublished paper, Harvard Business School. Heffernan, S. and Fu, X. (2010), “Determinants of financial performance in Chinese banking”, Applied Financial Economics, Vol. 20 No. 20, pp. 1585-600. Hung , B.N, Yang , C.W, (2001), An empirical investigation of trading volume and return volatility of the Taiwan Stock Market”, Global Finance Journal, 12, 55-77. J.M bacidore , J.a boquist , T.t milbourn , A.V thakor .(1997) . “the search for the best financial performance measure” . financial analysts journal. Jorion, P., (1995), “Predicting volatility in the foreign exchange market”, Journal of Finance, Vol. 50, pp. 381-400. Kim, E. H., and Singal, V., (1989), “Opening Up to Stock Markets by Emerging Economies: Effect on Portfolio Flows and Volatility Stock Prices” in Claessens, S., and Gooptu, S., Portfolio Investment in Developing Countries, World Bank Discussion Paper 228 September pp.383-403. Kim, E., and Singal, V., (2000), “The fear of globalising capital markets”, Emerging Markets review, Vol. 1, 183-198. Kolb, R. W., Becketti, S., and Sellon, G. H., (1991), “Has Financial Market Volatility Increased?”, The investments reader, Kolb Publishing Company: USA. Krivogorsky, V 2006, ‘Ownership, board structure, and performance in continental Europe’,International Journal of Accounting vol.41, pp176-196. Kyerebah-Coleman(2007), ‘Impact of capital structure on the performance of micro-finance institutions’, the journal of risk finance, 8:1, 56-71. Kyle, Albert. (1985), Continuous Auctions and Insider Trading, Econometrica; 53: 1315-1335 . Lamoureux, C. G., and Lastrapes, W. D., (1994), “Endogenous Trading Volume and Momentum in Stock Return Volatility” , Journal of Business and Economic Statistics, Vol. 12, pp. 253-260. Lamoureux, C. G., and Lastrapes, W. D., (1993), “Forecasting Stock-Return Variance: Toward and Understanding of Stochastic Implied Volatility” Review of Financial Studies, Vol. 6, pp. 293-326. Lamoureux, C. G., and Lastrapes, W. D., (1990), “Heteroscedasticity in stock return data: Volume versus GARCH effects”, Journal of Finance, Vol. 45 (1), pp. 221-229. LeBaron, B., (1992), “Forecast Improvements using a Volatility Index”, Journal of Applied Econometrics, Vol. 7, Supplement: Special Issue on Nonlinear Dynamics and Econometrics (Dec., 1992), pp. S137-S149. Lefort , Fernando . (2007). “board independence , firm performance and ownership concentration : evidence from chile” . Mandelbrot, B., (1963), “The variation of certain speculative prices”, Journal of Business, Vol. 36, pp.394-419. Mandelbrot, B., (1963), “The variation of certain speculative prices”, Journal of Business, Vol. 36, pp.394-419. Markowitz, H. M., (1952), ‘Portfolio Selection’, Journal of Finance, Vol. 7 (1), pp. 77-91. Markowitz, H. M., (1991), “Portfolio Selection”, First Edition, Blackwell Publishers: US. Mestel , R. and Gurgul , H.,Majdosz ,P., “The Relationship Between Stock Returns, Return Volatility and Trading Volume on The Austrian Stock Market”,working paper, 2003. Mishikin , Frederic , (1990) . “what does the term structure tell us about future inflation” .Journal of monetary economics , Elsevier , vol 25 (1) , pages 77-95 Mishikin F.S .(1988) . “what does the term structure tell us about future inflation?” .Journal of monetary economics . pages : 17-95. Mohammad Ziaul Hoque and Hasnan .(2012). “corporate governance and bank performance “ . Murphy , steven . Mclntyre , mishael .(2007) . “the top team : examining board composition and firm performance.” .Emerald group publishing limited. Omran, M., A. Bolbol, and A. Fatheldin, 2008, “Corporate Governance and Firm Performance in Arab equity Markets: Does Ownership Concentration Matter?” International Review of Law and Economics, 28, 32–45. Pankaj Varshney . (2012) . “ corporate governance mechanisms and firm performance : a study of select Indian firms. “ Pfleiderer , p , (1984) , “the volume of trade and variability of prices : a framework for analysis in noisy rational expectations equilibria “ . working paper , graduate school of business , Stanford university. Pim Van Vliet , (2011) ,” Is the relation between volatility and Expected stock returns positive , flat , negative ?” Pong, E., Shackleton, M. B., Taylor, S. J., and Xu, X., (2004), “Forecasting currency volatility: a comparison of implied volatilities and AR(FI)MA models”, Journal of Banking and Finance”, Vol. 28 (10), pp. 2541-2563. Poon, S., and Granger, C. W. J., (2003), “Forecasting Volatility in Financial Markets: A Review”, Journal of Economic Literature, Vol. 41 (2), pp. 478-539. Poon, S., and Granger, C. W. J., (2005), “Practical issues in Forecasting Volatility”, Financial Analysis Journal, Vol. 61 (1), pp. 45-56. Postma, Theo, Ees, Hans V., and Sterken, Elmer. (2000). "Top management team and board attributes and firm performance in theNetherlands", R.kajananthan and P.Nimalthasan . (2013) . “ capital structure and its impact on firm performance: a study on sri lanka listed manufacturing companies” . Merit research journals. RiskMetrics (1996), RiskMetrics™ technical document (fourth edition), J.P. Morgan/Reuters (1996). Robert Gibbons and Kevin j Murphy , (1990) . “ relative performance evaluation for chief executive officers” industrial and labor relations review , ILR Review , pages 30-51. Ross, S. A., (1989), “Information and Volatility: The No-Arbitrage Martingale Approach to Timing and Resolution Irrelevancy”. Journal of Finance, Vol. 44. pp.1- 17. Sanda, A.U., A.S. Mikailu, and T. Garba. 2005. “Corporate Governance Mechanisms and Firm Financial Performance in Nigeria”. AERC Research Paper 149, Nairobi, Kenya. Sarkar, J. and Sarkar, S. (2008), “Multiple Board Appointments and Firm Performance in Emerging Economies: Evidence from India”, Pacific-Basin Finance Journal, Vol. 17(2), pp.271-293. Schwert, G. W., (1989), “Why Does Stock Market Volatility Change Over Time?”, Journal of Finance, Vol. 44, pp. 1115-1153. Schwert, G. W., (1994), “Stock Market Volatility”, Financial Analysis Journal, Vol. 46, pp. 23-34. Shiller , Robert . (1989) .”market volatility” . Journal of economic behavior and organization. Staikouras , P.K. Staikouras , C.K , Agoraki , m.k .(2007) . “the effect of board size and composition on European bank performance” , European Journal of law and Economics , .1-27. T . Daigler , Robert. (2012) . “ Examining the return – volatility relation for foreign exchange : evidence from the euro VIX.” The journal of futures markets. Tauchen, G. E., and Pitts, M., (1983), “The price variability-volume relationship on speculative markets”, Econometrica, Vol. 51, pp. 485-505. Taylor, N., (2004), “Can idiosyncratic volatility help forecast market volatility?”, International Journal of Forecasting, Vol. 24, pp. 462-479. Taylor, S. J., (1982), “Forecasting of the volatility of currency exchange rates”, International Journal of Forecasting, Vol. 3, pp. 159-170. Taylor, S. J., (2001), “Volatility forecasting with smooth transition exponential smoothing”, International Journal of Forecasting, Vol. 20, pp. 273-286. Timothy j brailsford . (1994) . “the empirical relationship between trading volume , returns and volatility.” Research paper. 94 -01 Wang .Yaw – Huei .(2010) ˒”Intraday volatility patterns in the Taiwan stock market and the impact on volatility forcasting “, Asia Pacific Journal of financial studies. Wu, H.L., Chen, C.H. and Shiu, F.Y. (2007), “The impact of financial development and bank characteristics on the operational performance of commercial banks in the Chinese economy”, Journal of Economic Studies, Vol. 34 No. 5, pp. 401-14. Zeitun . (2007) . “ capital structure and corporate performance evidence from jordan “. Australasian accounting business and finance journal.