که در اینجا: و

1. 1. 1. محاسبه Bi,t (Si,t): تعداد سرمایه گذارانیکه سهم i را در دوره t به پرتفوی خود اضافه (از پرتفوی خود حذف) ‌می‌کنند. به طور مثال سهام بانک ملت در دوره یک ماهه فروردین سال ۱۳۹۲ به ترتیب ۱۰۶ خریدار و ۸۴ فروشنده داشته است؛ لذا Bi,t برای سهام وبملت در فروردین ۱۳۹۲ برابر با ۱۰۶ و Si,t برای همین سهم در همین دوره برابر با ۸۴ خواهد بود.

      

   

1. 1. محاسبه Pi,t : نسبت سرمایه گذارانی که سهم i را طی دوره t می­خرند. این نسبت از تقسیم Bi,t به Ni,t به دست می‌آید. Ni,t نیز از جمع Bi,t و Si,t حاصل می شود. به عنوان مثال این نسبت برای سهام بانک ملت در فروردین ۱۳۹۲ برابر با ۵۶/. می شود.

1. 1. محاسبه Pt : نسبت مورد انتظار تعداد خریدارانی که در شرایط وجود فرضیه خنثی، به دست خواهد آمد. تصمیمات معاملاتی، توسط خالص جریانات مربوط به منابع مالی فرد تحت تاثیر قرار ‌می‌گیرد. به عنوان مثال، زمانی که مقادیر زیادی منابع مالی به دست آید، سرمایه ­گذاران تمایل دارند که در بازار بیشتر در طرف خرید قرار گیرند. کسر کردن Pt برای اصلاح چنین رفتار­های­توده­ای ‌می‌باشد. Pt برای همه سهام طی یک دوره یک ­ماهه خاص ثابت است اما در دوره ­های مختلف تغییر می­ کند. در این مثال این تحقیق نسبت مورد انتظار Pt، ۵/۰ در نظر گرفته شده است.

1. محاسبه عامل تعدیل AFi,t : مقدار مورد انتظار |Pi,t-Pt| است که با بهره گرفتن از توزیع دوجمله ای به دست می‌آید و با این فرض محاسبه می شود که معاملات از یک توزیع دوجمله ای با نتایج ممکن شکست و موفقیت پیروی کند.

اولین بخش از معیار LSV، یک مقدار مطلق است، و در نتیجه مقدار مورد انتظار با توجه به نوسانات تصادفی ممکن است از صفر فاصله داشته باشد. عامل تعدیل، AFi، این تصادفی بودن را اصلاح می­ کند. AFi مقدار مورد انتظار می‌باشد که تحت این فرض که جهت معاملات از یک توزیع دو جمله‌ای با Bi,t و Si,t به عنوان نتایج ممکن پیروی می‌کند، برآورد می­ شود. تحت فرضیه صفر معاملات مستقل، احتمال Bi برابر است با Pt. عامل تعدیل، انحرافی که ممکن است در برای سهامی که توسط تعداد کمی سرمایه گذار معامله می‌شود، اتفاق افتد، را اصلاح می­ کند.

• یک مثال ساده برای توضیح مدل lsv ، سهم سکرد را در نظر بگیرید فرض می شود:

در فروردین ماه سال ۱۳۸۹ ،۵ صندوق این سهم را خریده اند (به پرتفوی خود اضافه نموده اند) و۱۰ صندوق آن را فروخته اند (از پرتفوی خود حذف نموده اند).

= Pi,t

(داده های در نظر گرفته شده برای خرید و فروش کاملا فرضی است. )

لیست خرید و فروش صندوق‌های سرمایه گذاری مشترک برای سهم سکرد ، در سال ۸۹ جمع‌ آوری می نماییم.

طبق جدول زیر معیار HM را برای سال ۸۹ محاسبه می نماییم

جدول۲-۳: مثالی برای محاسبه­ معیار HM

۱

۲

۳

۴

Pi,t

P_t

|Pi,t-Pt|

AFi,t

۸۹/۰۱

۰٫۵

۰٫۱۶

۰٫۰۵۲

۰۲/۸۹

۰٫۵

۰٫۰۳۴

۰٫۰۱۵

۰۳/۸۹

۰٫۵

۰٫۰۷۱

۰٫۰۳

۰۴/۸۹

۰٫۵

۰٫۲۷

۰٫۰۶

۰۵/۸۹

۰٫۵

۰٫۱

۰٫۰۶

۰۶/۸۹

۰٫۵

۰٫۱۴

۰٫۰۹

۰۷/۸۹

۰٫۵

۰٫۳

۰٫۲۴

۰۸/۸۹

۰٫۵

۰٫۲۲۷

۰٫۰۶

۰۹/۸۹

۰٫۵

۰٫۰۳۳

۰٫۰۱۷

۱۰/۸۹

۰٫۵

۰٫۰۵

۰٫۰۲۷

۱۱/۸۹

۰٫۵

۰٫۲۱۴

۰٫۰۶۱

۱۲/۸۹

۰٫۵

۰٫۱۶

۰٫۱۰۶

در هر ماه برای سهم سکرد یک HM به دست می آوریم.

میزان AFi,t از حاصلضرب ستون ۱ و۳ به دست می‌آید.

AFi,t=0.898 |Pi,t-Pt|=1.967

HM=1.069 HM=1.967- 0.898

با توجه به فرضیه های زیر نتیجه می گیریم صندوق های سرمایه گذاری مشترک بر روس سهم سکرد رفتار توده¬وار داشته اند.

: HM=0

:HM≠۰

سهام رشدی و سهام ارزشی­

اگر دور نمای آینده صندوق نشان دهنده رشدی بیش از رشد متوسط باشد ارزش دفتری کوچکتر از ارزش بازار خواهد بود، در نتیجه B/M سهام ارزشی نسبت به سهام رشدی پایین­تر است. با افزایش نسبت B/M نوع سهام از ارزشی به رشدی تغییر می‌یابد. در تحقیق حاضر ارزش دفتری را بر قیمت بازار حقوق صاحبان سهام صندوق تقسیم می­کنیم ، سپس صندوق­ها را با توجه به نسبت B/M به ترتیب صعودی مرتب می­کنیم . صندوق­هایی که در ۵۰% اول قرار می­ گیرند دارای سهام رشدی و صندوق­هایی که در ۵۰% دوم قرار می­ گیرند دارای سهام ارزشی هستند.

ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

فرصت رشد

ارزش بازار هر سهم

تعداد سهام کل صندوق

ارزش تاریخی هر سهم

اندازه صندوق­های (کوچک ­و ­بزرگ­)

در این تحقیق شاخصی که جهت تعیین اندازه صندوق استفاده می­ شود­، ارزش استاندارد شده بازار حقوق صاحبان سهام صندوق­ها ‌می‌باشد­. در این تحقیق صندوق­ها را با توجه به ارزش استاندارد شده بازار حقوق صاحبان سهام صندوق­ها به ترتیب صعودی مرتب می­کنیم. صندوق­هایی که در ۵۰% اول قرار می­ گیرند صندوق­های بزرگ و صندوق­هایی که در ۵۰% دوم قرار می­ گیرند صندوق های کوچک هستند.

ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

رونق و رکود بازار­: در این تحقیق برای رونق بازار ماه­هایی در نظر گرفته می­شوند که شاخص کل در آخرین روز معاملاتی نسبت به شاخص کل در آخرین روز معاملاتی ماه قبل روند افزایشی داشته است­. برای رکود بازار ماه­هایی در نظر گرفته می­شوند که شاخص کل در آخرین روز معاملاتی نسبت به شاخص کل در آخرین روز معاملاتی قبل روند کاهشی داشته است­.

رونق / رکود = R

= شاخص کل در آخرین روز معاملاتی

= شاخص کل در آخرین روز معاملاتی قبل

۸-۳ روش تجزیه وتحلیل داده ها

تجزیه و تحلیل به عنوان فرایندی از روش علمی، یکی از پایه های اساسی هر تحقیق است. به طور کلی، تجزیه و تحلیل عبارت از روشی است که از طریق آن کل فرایند تحقیق به سوی یک نتیجه هدایت می‌شود. برای این منظور از فنون آماری توصیفی و استنباطی استفاده شده است. با بهره گرفتن از این آمار توصیفی شاخص‌های آماری اطلاعات گرد آوری شده، محاسبه وبا استفاده از ابزار‌های نمودار جدولی و نمودار گرافیکی مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است. از فنون استنباطی نیز برای آزمون فرضیه‌ها و رسیدن به پاسخ سوالات بر اساس احتمال استفاده شده است.

تجزیه وتحلیل داده های این تحقیق و آزمون فرضیات آن توسط نرم افزار Excel و ۲۲SPSS انجام شده است. ‌به این ترتیب که اطلاعات فراهم شده توسط پایگاه های اطلاعاتی ابتدا در نرم افزار Excel دسته بندی و مرتب سازی شده است و سپس به نرم افزار۲۲ SPSS منتقل گردیده تا آزمون های آماری مورد نظر بر روی آن ها انجام شود.

آزمون‌های مورد استفاده در این تحقیق عبارت است از

نقدینگی

ناهنجاری هایی مانند ناهنجاری های تعهدی،ناهنجاری های عرضه اولیهناهنجاری

کالن(۲۰۱۲)

پیتر(۲۰۰۸)

رشد اقتصادی

التون و همکاران(۱۹۹۵)

دروال و همکاران(۲۰۰۹)

معیاری جهت هزینه زندگیتورم

جدول ۲- ۱ مطالعات انجام شده پیرامون مدل های چند شاخصه و عوامل آن ها

شاید واضح ترین مثال از این تاثیرات غیر بازار عامل صنعت باشد. یک مدل چند شاخص به صورت زیر است:

در این مدل NFعامل غیر بازار است و سایر متغیر ها :

= بازده (TR) اوراق بهادار i ؛

= بازده (TR) شاخص بازار؛

= آن بخش از بازده اوراق بهادار i که مستقل از عملکرد بازار است؛

= معیار حساسیت بازده سهام به عامل i؛

= خطای باقیمانده تصادفی.

منطقی است که مدل چند شاخصی بهتر از مدل تک شاخص عمل نماید برای اینکه در این مدل برای تعیین روابط میان بازده سهام از اطلاعات بیشتری استفاده می شود. در نتیجه، مدل چند شاخصی در میان دو مدل مارکوئیتز و شارپ قرار می‌گیرد( تهرانی و نوربخش، ۱۳۸۸،ص ۱۸۲) ۲-۱-۵- مدل سه عاملی فاما و فرنچ

فاما و فرنچ^[۱۹](۱۹۹۲) تجزیه و تحلیل فاما و مک بث(۱۹۷۴) را توسعه دادند، آن ها پی بردند که در طول ۴۰ سال گذشته سهامی که نقش بیشتری را در تغییر پذیری شاخص موزون بورس اوراق بهادار نیویورک^[۲۰] داشته اند، نرخ بازده بیشتری را نیز فراهم نموده اند و مشاهده نمودند که بعد از کنترل اندازه شرکت‌ها رابطه بین متوسط بازده و بتا مستقیم و منفی می شود. در توجیه مطالب فوق فاما و فرنچ(۱۹۹۲) پی بردند که برخلاف بتای سهام که پیش‌بینی کننده بسیار ضعیفی از بازده مورد انتظار آتی است، نسبت ارزش دفتری هر سهم به ارزش بازاری هر سهم، پیش‌بینی کننده خوبی است. بدین صورت که سهام با نسبت های ارزش دفتری به ارزش بازاری بالاتر، نرخ های بازده بیشتری را برای سرمایه گذاران فراهم می‌سازد. لیکن این مطلب ضرورتاً در هر دوره کوتاه مدت صادق نیست؛ به بیان دیگر، در بلند مدت انتظار چنین رفتاری را از بازده سهام خواهیم داشت. فاما و فرنچ با در نظر گرفتن اکثر متغیرهای پیشنهادی در ادبیات موضوع، این چنین نتیجه گیری نمودند که بین سال‌های ۱۹۶۳ و ۱۹۹۰ ، به هنگام در نظر گرفتن بتا با سایر متغیرها، بتا با متوسط بازدهی سهام ارتباطی ندارد و دو متغیر غالب در واقع اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازاری است (راعی و تلنگی، ۱۳۸۷،ص۳۵۲).

در تحقیق فاما و فرنچ که در آن از روش سری زمانی برای شناسایی عواملی که نرخ های بازدهی سهام و اوراق قرضه را تشریح می‌کنند استفاده شده است. پژوهش آن ها نشان می‌دهد که نرخ‌های بازدهی ماهانه سهام با سه عامل در ارتباط اند عامل بازار- عامل اندازه- و عامل ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام. مدل عاملی آن ها برای سهام در قالب معادله، به شرح زیر است:

عامل اول به طور ساده نرخ بازده اضافی یکی از شاخص های وسیع بازار سهام نسبت به نرخ بازدهی یک ماهه اوراق خزانه است. عامل اندازه (SMB) را می توان به عنوان تفاوت میان نرخ های بازدهی ماهانه دو شاخص در نظر گرفت) شاخص سهام شرکت های کوچک و شاخص سهام شرکت های بزرگ(.عامل ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (HML) نیز به عنوان تفاوت میان نرخ بازدهی ماهانه دو شاخص در نظر گرفته می شود. فاما و فرنچ همچنین دو عامل را شناسایی کردند که به نظر می‌رسد نرخ بازدهی ماهانه اوراق قرضه را تشریح می‌کنند. مدل عاملی آن ها برای اوراق قرضه در قالب معادله بشرح زیر است:

این دو عامل عبارتند از عامل ساختار زمانی نرخ های بهره و عامل نکول عامل ساختار زمانی نرخ بهره به طور ساده تفاوت میان نرخ های بازدهی ماهانه اوراق قرضه بلند مدت خزانه و اوراق یک ماهه خزانه است. عامل نکول تفاوت میان نرخ های بازدهی ماهانه سبد سرمایه گذاری اوراق قرضه بلند مدت شرکتی و اوراق قرضه بلند مدت خزانه است( فاما و فرنچ، ۱۹۹۳).

۲-۱-۶- معیار های اندازه گیری ریسک

۲-۱-۶-۱ میانگین موزون یکسان واریانس سهام^[۲۱]

طبق گفته گویل و سانتا کلارا^[۲۲]، واریانس ماهانه سهام iبا استفاده از بازده ماهانه قیمت سهام از طریق ذیل محاسبه می‌گردد:

که در آن Dتعداد روز های معامله در ماه tو rبازده سهام Iدر در روز dاماست. قسمت دوم رابطه در سمت راست تعدیل ‌گری برای خود همبستگی در بازده روزانه با بهره گرفتن از رویکرد فرنچ و همکاران(۱۹۸۷) می‌باشد.

گویل و سانتا کلارا، میانگین واریانس سهام را به صورت میانگین حسابی از واریانس ماهانه بازدهی هر سهم به شکل زیر محاسبه کرد

که در آن Nتعداد های موجود در ماه tاست. گویل و سانتا کلارا با بهره گرفتن از میانگین موزون یکسان واریانس سهام جهت پیش‌بینی دوره آینده بازدهی مازاد بر شاخص موزون یکسان بازار انجام داد.

۲-۱-۶-۲- میانگین ارزش وزنی واریانس سهام^[۲۳]

میانگین ارزش وزنی واریانس سهام با بهره گرفتن از ارزش بازار به صورت زیر محاسبه می‌گردد:

که در آن برای وزنها در دوره t، wاز ارزش بازار هر شرکت iدر دوره t-1و با فرض پایدار بودن این اوزان در دوره tاستفاده می‌گردد.

۲-۱-۶-۳- میانه واریانس سهام^[۲۴]

علاوه بر میانگین موزون یکسان و میانگین موزون ارزش بازار، از میانه واریانس سهام نیز به ‌عنوان معیار دیگری برای محاسبه ریسک استفاده می‌گردد. این معیار عبارت است از ارزش میانی(یا میانگین دو ارزش میانی) واریانس ماهانه سهام زمانی که تمامی سهام ها از کوچک به بزرگ مرتب شده باشند. میانه معیار قوی مرکز توزیع داده ها می‌باشد که نسبت به میانگین حساسیت کمتری به داده های پرت دارد. لازم به ذکر است میانه واریانس سهام به عنوان معیار مناسب ریسک برای بازدهی شاخص ارزش وزنی بازار نیست، اما با این وجودمیتوان به VARبعنوان معیار قویتر ریسک نسبت به VARبه دلیل کاهش اثر داده ای پرت ایجاد شده به وسیله سهام های کوچک دانست.

۲-۱-۶-۴- معیار بسامد پایین میانگین واریانس سهام^[۲۵]

گویل و سانتا کلارا همچنین معیار بسامد پایین میانگین واریانس بازار را ایجاد کرد:

که در آن Nتعداد سهام در ماه t، و rبازده ماهانه سهام iدر ماه tاست. عبارت اول معادله فوق عبارت است از میانگین مجذور بازدهی و عبارت دوم معادله مجذور میانگین ماهانه است(بیل و همکاران،۲۰۰۵،ص۹۰۹) .

معیار بسامد پایین واریانس میانگین وزنی ارزش بازار سهام مشابه بوده ‌به‌استثنای آن که هر سهام با ارزش بازار خود وزن داده شده است:

۲-۱-۶-۵- نوسانات غیرسیستماتیک^[۲۶]

معیارهای تقریبی از واریانس سهام از طریق مجذور بازدهی آن است. معیار های ذکر شده، همگی نمایانگر کل ریسک که شامل دو جزء ریسک سیستماتیک و نوسانات غیر سیستماتیک می‌باشد. جهت درک بهتر سهم نوسانات غیرسیستماتیک در پیش‌بینی بازدهی اضافی بازار، فرض می شود که محرک بازده هر سهام i به وسیله یک عامل یا شوک ویژه شرکت خواهد بود. جهت وضوح بیشتر، معادله تک عاملی زیر فرض می شود:

۲-۷ راه حل های اندازه گیری نقدینگی^[۵۰]

در حالی که به طور نسبی تعریف نقدینگی آسان است اما اندازه گیری نقدینگی مشکل است. تحقیقات پیشین معیارهای اندازه ­گیری گوناگونی برای نقدینگی معرفی کرده‌اند.

معیارهای نقدینگی در دو دسته طبقه ­بندی می­شوند : معیارهای مبتنی بر معامله^[۵۱] و معیارهای مبتنی بر سفارش.^[۵۲]

۲-۷-۱ معیارهای مبتنی بر معامله

به طور معمول معیارهای مبتنی بر معامله استفاده شده در تحقیقات قبلی شامل ارزش معامله^[۵۳]، حجم معامله^[۵۴]، تعداد معامله گران^[۵۵] و نسبت گردش حجم معاملات^[۵۶] است. به دلیل این که این معیار­ها به سادگی با بهره گرفتن از داده ­های که به سهولت در درسترس هستند محاسبه می­شوند در نتیجه این معیار­ها جذاب هستند و به طور خاص مقبولیت گسترده ­ای در میان متخصصان بازار دارند. به هر حال، معیارهای مبتنی بر معاملات به جای پیشرو بودن معطوف به گذشته هستند. در این مفهوم این معیار­ها به آنچه که افراد در گذشته معامله کردند اشاره دارد. این، لزوماً اشاره خوبی به آن چه که در آینده مورد معامله قرار می‌گیرد نیست. این معیار­ها، توانایی سرمایه گذاران برای معامله کردن با سرعت و هزینه­ های مرتبط با آن را نشان می­ دهند (آیتکن و کامرتن فورد ۲۰۰۳، ۴۷).

۲-۷-۲ معیارهای مبتنی بر سفارش

اما ظهور سیستم‌های الکترونیکی معاملات، دستیابی به داده ­های جزیی­تر و در نتیجه معیارهای جدید نقدشوندگی با توجه به سفارش‌های موجود در بازار را به همراه دارد. این معیارها با دقت بیشتری توانایی انجام سریع معاملات و هزینه­ های مرتبط با آن را مورد بررسی قرار می­ دهند. از جمله مهمترین این معیارها تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش و عمق بازار هستند. تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش هزینه ­هایی را نشان می­دهد که سرمایه­ گذار باید برای سفارش معامله با سرعت بالا، متحمل شود. برای سرمایه­گذارن کوچک این مورد یک روش مؤثر و دقیق برای محاسبه نقدینگی است اما برای سرمایه گذارن بزرگتر، معیاری که از طریق تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش به دست می ­آید هزینه­ های معامله را کمتر تخمین می­زند. از این رو نقدینگی را بیشتر از آن چیزی که است برآورد می­ کند. معیارهای کامل‌تر نقدینگی باید اثر بازار و هزینه­ های فرصت معامله را نیز در نظر بگیرند. و این نیازمند تجزیه و تحلیل حجم سفارش در دسترس، برای هر سطح از قیمت است. برای مثال، اگر یک سرمایه گذار خواستار خرید ۱۰۰۰۰۰ واحد از سهام باشد و تنها تعداد ۱۰۰۰۰ واحد از این سهام عرضه شده باشد، باید قیمت پیشنهادی خود را افزایش دهد. از این رو سرمایه­ گذار باید متحمل هزینه­ های اثر بازار شود. ‌بنابرین‏ بازار نسبت به آن چه که معیار تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش نشان می­دهد کمتر نقدشونده است (آیتکن و کامرتن فورد، ۲۰۰۳، ۴۸).

۲-۷-۳ معیارهای نقدینگی

در تخمین اثر نقدینگی بر قیمت یا بازده دارایی­ ها، مشکل اصلی این است که چگونه نقدینگی اندازه ­گیری می شود. چون به سختی معیارهایی پیدا می شود که همه جنبه­ های نقدینگی را در بر داشته باشد (آمیهود و همکارانش، ۲۰۰۵، ۳۶). بعلاوه، معیار­های امتحان شده در مطالعات تجربی به علت در دسترس نبودن داده ­ها با محدودیت روبه­رو هستند. در نتیجه محققان به حجم زیادی داده (با سری زمانی طولانی مدت) برای افزایش توان آزمایشات خود نیاز دارند. با توجه به اینکه داده ­ها با سری زمانی بلند مدت در بسیاری از کشورها وجود ندارد محققان نیاز به پیدا کردن معیارهایی جایگزین برای نقدینگی، با بهره گرفتن از داده ­های کوتاه مدت، همچون داده ­های مربوط به بازده روزانه و حجم معامله دارند. در بازار خارج از آمریکا داده­هایی با فراوانی بالا به سختی در دسترس هستند، در نتیجه محققان نقدینگی را به وسیله داده ­های بازده روزانه و داده ­های حجم معاملات روزانه برآورد ‌می‌کنند (آمیهود و دیگران ۲۰۰۵، ۳۷).

مشکل اندازه ­گیری نقدینگی، قدرت آزمایش اثر نقدینگی بر روی قیمت­ گذاری اوراق­ بهادار را کاهش می­دهد. هر معیار نقدینگی که استفاده می­ شود دارای یک خطای اندازه ­گیری است، به همین دلیل (۱) یک معیار نمی­تواند همه جنبه­ های متفاوت نقدینگی را در بر گیرد، (۲) معیاری که به صورت تجربی اشتقاق شده است برآورد به هم ریخته­ای^[۵۷] از پارامتر واقعی(حقیقی) دارد. و (۳) استفاده از داده ­ها با فراوانی پایین برای برآورد، اختلال اندازه ­گیری را افزایش می‌دهد (آمیهود ودیگران ۲۰۰۵، ۳۷).

در مطالعات گذشته، محققان اهمیت نقدینگی را در توضیح بازده­های مقطعی دارایی مورد بررسی قرار داده ­اند، و مطالعات تجربی چندین معیار نقدینگی را به کار برده ­اند. معیارهایی وجود دارد که بر روی یک بعد از نقدینگی تمرکز کرده ­اند. معیار تفاضل بین قیمت پیشنهادی و قیمت درخواستی در مطالعه آمیهود و مندلسون (۱۹۸۶) مورد استفاده قرار گرفت که در ارتباط با بعد هزینه معامله است. معیار گردش معاملات داتار و همکارانش^[۵۸] (۱۹۹۸) بعد تعداد معامله را در نظر می‌گیرد و معیار مورد استفاده در مطالعات آمیهود (۲۰۰۲) و پاستور و استمبیو (۲۰۰۳) مفهوم اثر قیمتی را برای عکس العمل قیمت نسبت به حجم معامله نشان می­هد (لیو ۲۰۰۶،۶۳۲).

در این قسمت چهار معیار مهم نقدینگی را معرفی می­کنیم:

۲-۷-۳-۱ تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام

در این میان یکی از معیار های مهم مورد استفاده در تحقیقات معیار تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش است. این معیار تفاضل بین قیمت پیشنهادی و قیمت درخواستی را اندازه ­گیری می­ کند و هر چه فاصله بین این دو قیمت بیشتر باشد بازار از نقدینگی کمتری برخوردار است.

تحقیقات مختلف، اجزای تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام را بدین صورت تشریح می‌کنند: تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام از سه جزء هزینه شامل هزینه­ های سفارش، هزینه های نگهداری موجودی و هزینه های انتخاب نادرست تشکیل می‌گردد. سطح رقابت نیز از دیگر عوامل اثر گذار بر تفاضل قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بازارگردان­ها، خصوصاًً در بازارهایی که موانع ورود به بازار به تدریج برطرف گردیده، ‌می‌باشد (صلواتی و رسائیان، ۱۳۸۶).

۲-۷-۳-۲هزینه­های فرایند سفارش

هزینه ­هایی که مستقیماً با ارائه خدمات بازارگردانی در ارتباط است و شامل اقلامی همچون عضویت در بورس، اجاره فضای بورس، هزینه های کامپیوتری، هزینه های سرویس اطلاعاتی، هزینه­ های نیروی کار(حقوق و دستمزد) و هزینه های فرصت وقت بازارگردان­ها ‌می‌باشد.

۲-۷-۳-۳هزینه­های نگهداری موجودی

بنددوم:.ایجاد امواج جرم

رسانه ها اغلب جرم را در قالب موج‏هایی برجسته و متمایز و به تعبیر نویسندگان، امواج جرم به تصویر می‏کشند، بدین شکل که با ارائه گزارش‏های مکرر از ارتکاب برخی اشکال خاص جرم شامل جرم خیابانی مانند ضرب و شتم، تجاوز به عنف و قتل، موجب می ‏شوند که توجه افکار عمومی با شدت بیشتری، ‌به این دسته از جرائم جلب شود. نکته جالب توجه آن است که برای تحقق مفهوم امواج جرم، ضرورتی وجود ندارد که موارد وقوع یک رفتار مجرمانه در عمل نیز افزایش داشته باشد، بلکه کافی است که در افکار عمومی این تلقی ایجاد شود که این موارد با شدتی توجه برانگیز رو به فزونی است^[۱۳۶].

بندسوم:.عادی سازی هنجارشکنی

تا زمانی که ناهنجاری همچون بدحجابی وعدم رعایت حجاب شرعی در نظر کنشگران اجتماعی، امری زشت و غیر منطقی جلوه کند، میزان ارتکاب انحراف اجتماعی و خروج از هنجارهای اجتماعی کاهش خواهد یافت. انعکاس کجرویهای اجتماعی در رسانه ها در کاهش نفرت از انحرافات و عادی شدن نابهنجاری در جامعه تأثیر بسزایی دارد، زیرا فرد ضمن اطلاع از نقض هنجارها توسط رسانه ها، درمی‏یابد که هنجارهای اجتماعی که به نظر وی غیرقابل تخطی بودند، قابل شکستن و تخلف هستند، لذا انگیزه ارتکاب جرم در فرد تقویت می شود و این یکی از کارکردهای منفی بیان ‌کج‌روی‌ها و انحرافات اجتماعی در رسانه ها است. به طور نمونه دختر شهرستانی که از پدیده بدحجابی اطلاع چندانی ندارد، با شنیدن یا دیدن خبرمربوط به بدحجابی متـوجه میشـود که این کـار می‏تـواند یکی از راه های رهایی او از برخی مشکلات وتضادهای اجتماعی باشد ‌و هنگامی که ‌در کانون اجتماع، احساس ناامیدی و سرخوردگی و خلأ عاطفی به او دست می‏ دهد، ممکن است همان راهی را برگزیند که برخی دختران برای رهایی از آن ها انتخاب کرده بودند.

بندچهارم:.اشاعه فحشا و بی بندوباری

یکی از کارکردهای رسانه های جمعی، مفهوم سازی و به تبع آن، شکل دادن به هنجارهای مناسب با آن مفهوم می‏ باشد. براین اساس ارائه تصاویر مستهجن و مبتذل و خلاف عفت عمومی از طریق رسانه های جمعی و نگارش متون خلاف اخلاق و پورنوگرافی می‏تواند منجر به گسترش جرائم به ویژه از نوع جرائم جنسی واخلاق جنسی همچون کم پوشی یابه تعبیری شل پوشی گردد.

قرآن کریم ‌در مورد خطر اشاعه زشتی‌ها در جامعه اسلامی هشدار داده و میفرماید: «ان الذین یحبون ان تشیع الفاحشه فی الذین امنوا لهم عذاب الیم فی الدنیا و الاخره و الله یعلم و انتم لا تعلمون» «کسانی که دوست دارند زشتی‌ها در میان مردم ‌با ایمان شیوع یابد، عذاب دردناکی برای آن ها در دنیا ‌و آخرت است و خداوند می‌داند و شما ‌نمی‌دانید.»

گسترش فحشا در این آیه شریفه مورد مذمت قرار گرفته است، البته در قرآن کریم، واژه فحشا در خصوص انحرافات جنسی استفاده شده است، اما از نظر مفهوم لغوی، «فحشا» به معنی هر گونه رفتار و گفتاری است که زشتی آن بزرگ باشد.

پس از دیدگاه و منطق قرآن، بازگو کردن زشتی‌ها و ترویج و ارائه آن ها، مورد نهی قرار گرفته است، زیرا موجب آشکار سازی زشتی‌ها و برملاکردن آن ها می‏ شود.

امام رضا(ع) می‏فرمایند: «المذیع بالسیئه مخذول و المستتر بالسیئه مغفور له» «آن کس که گناه را نشر دهد، مطرود است و آن کس که گناه را پنهان می‌دارد، مشمول آمرزش الهی است.

پیامبر اسلام (ص) می‏فرمایند:«من اذاغ فاحشه کان کمبتدئها» « کسی که کار زشتی را نشر دهد، همانند کسی است که آن را در آغاز انجام داده است^[۱۳۷].رسانه ها به شدت نمایانگر وضعیت خاص کلان شهرهاست؛ ‌به این معنا که با ارائه مدل‏هایى از آرایش، پوشش، رابطه و نوع سلوک که مخصوص مناطق و گروهى خاص از کلان شهرهاست، در عمل مهم‏ترین عامل انتقال این فرهنگ به شهرهاى کوچک و روستاها تبدیل مى‏شود و هنجارهاى قشرى خاص را به مناطق دیگر توسعه مى‏دهد.^[۱۳۸]

بندپنجم:. تضعیف اعتماد اجتماعی

اعتماد اعضای جامعه به یکدیگر، سرمایه اصلی تعامل اجتماعی است؛ تعاملی که برای رفع نیازهای زیستی و اجتماعی اعضای جامعه صورت می‌گیرد، لذا تضعیف این اعتماد مشکلات عدیده ای را در مراودات اجتماعی و تأمین خواسته های افـراد ایجـاد خواهـد کـرد. امـا در هـر صورت ممکن است اعتماد اجتماعی تضعیف شود که یکی ازعوامل آن، ترویج انحرافات اجتماعی همچون عدم رعایت حجاب شرعی از طریق رسانه ها است. زیرا ذکر انواع انحرافات از رسانه ها و اعلام رشد سرسام آور آن، منجر به ایجاد روحیه سوء ظن و شک نسبت به سایر افراد جامعه می‏ شود و احتمال وقوع این انحراف را از سوی تک تک اعضای جامعه تقویت می‏ نماید و روحیه اعتماد عمومی را تضعیف می ‏کند، در نتیجه تعامل اجتماعی دچار اختلال می شود.

انعکاس انحرافات اجتماعی علاوه بر سست کردن اعتماد اجتماعی، موجب عدم احساس تعلق جمعی می­ شود و روابط اجتماعی به هنجار افراد را دچار مشکل می ‏کند.

رسانه ای کردن جرائم بر نهاد خانواده نیز اثرات مخربی دارد، به طور نمونه پدران و مادران را نسبت به رفتار فرزندانشان بدبین می‌کند، چرا که والدین احتمال می ‏دهند که انجام این انحراف اجتماعی که از طریق رسانه منعکس شده است، ‌در مورد فرزندان جوان خانواده وجود دارد، این نگرش منجر به تضاد و ناسازگاریهای خانوادگی خواهدشد.

رسانه ها گاه با انعکاس آمار و ارقام اغراق آمیز جرائم، می ‏توانند اعتماد اجتماعی را نسبت به نظام سیاسی تضعیف نمایند.

هـر چنـد نمی‏توان ضـرورت برخـورد قوی با متخلفان را در هرسطح و نهادی انکار نمود، اما رسانه ای کردن این گونه حوادث به بی اعتمادی مردم از حکومت منجر شده و اقتدار و مشروعیت مدیران صالح نظام را نیز ازبین برده و در نتیجه نظام اجتماعی کشور، کارکرد کنترلی و پویایی خود را از دست خواهد داد.

از این رو چنین سیاستی در زمینه حجاب و عفاف باعث ‌آسیب‌های زیر شده است^[۱۳۹]:

۱ـ اهمیت دادن به ضرورت کاربرد روسری و پوشش، پیش از توجه به تحریک آمیز نبودن رفتار و پوشش سبب می‌شود افرادی که ضرورت موضوع برای آنان تبیین نشده است برای مقابله با طرح نظام. به رفتارهای منفی مانند آرایش‌های غلیظ و اغراق‌آمیز چهره روی آورند.

۲ـ حکم حجاب در قرآن کریم در چارچوب عفاف، زیبا و ثمربخش خواهد بود. نه به صورت مجرد از آن. در حقیقت فرهنگ‌سازی عفاف زمینه‌ساز و بستری برای حجاب است. و حال آنکه ابعاد عفاف در جامعه تشریح و تبیین نگردیده است.

۳ـ ناهماهنگی در تصمیم‌گیری‌ها و اختلاف سلیقه میان اعضای حاکمیت نظام اسلامی، سبب آسیب‌پذیری اجرای قاطع حجاب در جامعه شده است. زیرا گاه بر ضرورت چادر و رنگ خاصی تأکید می‌شود و گاهی دیگر گونه برخورد می‌شود.

۴ـ فقدان­مدل مناسب با فرهنگ ایرانی و اسلامی وتناسب آن با روحیه های طیف‌های مختلف جامعه.

۵٫زن به عنوان موجودی خلاق، برخوردار از ظرافت‏های شخصیتی و دارنده بسیاری از کمالات و استعدادها در رسانه باید خصوصیات مثبت او به عنوان یک مادر، همسر و کسی که نقش‏های برجسته را عهده‏دار است، معرفی شود و از شخصیت‏پردازی‏های ناصحیح که زن را ظلم‏پذیر و ضعیف و یا در نقشی تصنعی و دور از واقعیت نمایش می‏ دهد، پرهیز کند.

۱-۱مقدمه

سازمان‌های کنونی بیش از هر زمان دیگری با پدیده تغییر روبرو هستند. در نتیجه این تغییرات مستمر مدیران این سازمان‌ها در یافته اند که بقاء و سود آوری بستگی به درک و ارتباط مناسب آن ها با محیط پیرامونشان دارد.برخی از این تغییرات را می توان ناشی از رشد و توسعه محصولات همراه با کوتاه تر شدن چرخه عمر محصولات ، نوآوری در فرایند تکنولوژیها و مشتریانی که توأماً خواهان واکنش و ‌پاسخ‌گویی‌ سریع سازمان به خواسته هایشان با هزینه های پایین تر و مشتری پسندتر شدن خدمات و محصولات هستند، دانست. ‌بنابرین‏ مدیران برای ماندن در این فضای رقابتی باید با ارائه راه کارهایی اثربخش به مقابله با این تغییرات و دگرگونی ها پرداخته و به شکل مناسبی منافع سازمان خود را تأمین نمایند. در نتیجه توان واکنش سریع و ‌پاسخ‌گویی‌ مناسب به تغییرات و تأمین نیازهای مشتری به عنوان مشخصه مزیت رقابتی و موفقیت بسیاری از سازمان‌های کنونی محسوب می‌گردد. با توجه به روند مذکور شناسایی و درک عوامل به وجود آورنده مزیت رقابتی پایدار، رشد و ارتقای رضایت مشتری سازمان‌ها از اهمیت بسیاری برای مدیران و سهام‌داران برخوردار گردیده است. مدیران سازمان‌های مهمان نوازی ^[۱]نیز با چنین چالشی روبرو هستند. در نتیجه این تحقیق به دنبال بررسی ارتباط عوامل استراتژیک داخلی بر رضایت مشتری سازمان‌های خدماتی و از دیدگاه مدیران آن ها است.

۱-۲ بیان مسأله

دستیابی به مزیت رقابتی و استمرار و حفظ آن به یکی از مهمترین چالش‌های سازمان‌های کنونی تبدیل شده است. با توجه به روند رو به رشد جهانی شدن و آزادسازی تجارت، رقابت میان سازمان‌ها نیز بیشتر شده است. ‌بنابرین‏ شناسایی و درک نحوه اثرگذاری عوامل مؤثر بر رضایت مشتری سازمان‌ها بیش از پیش برای مدیران و سهام‌داران آن ها اهمیت پیدا ‌کرده‌است. مدیران سازمان‌های مهمان نوازی نیز با چنین چالشی روبرو هستند. در نتیجه این امر مدیران این سازمان‌ها در یافته اند که بقاء و سودآوری بستگی به درک و ارتباط مناسب آن ها با محیط پیرامونشان دارد. آن ها در جستجوی مسیر و راهی برای تنظیم عوامل داخلی و خارجی شرکت و استفاده از فرصت‌های پیش رو به منظور دستیابی به مزیت رقابتی در مقابله با رقبای خود هستند. عوامل خارجی اثرگذار بر شرکت عبارتند از: نیروهای جمعیت شناختی، اقتصادی، طبیعی ، تکنولوژیکی ، سیاسی و قانونی، اجتماعی و فرهنگی و نیروهای رقابتی. در بیشتر اوقات سازمان‌ها بر این عوامل کنترلی ندارند و یا از توان کنترل بسیار محدودی برخوردار بوده و اغلب با بررسی آن عوامل تنها از توان واکنش و پاسخ گویی مناسب به آن ها برخوردارند. هرچند که نیروهای محیط خارجی بر موفقیت سازمان تاثیرگذارند، ولی مزیت رقابتی پایدار از تمرکز بر شناسائی عوامل استراتژیک داخلی ناشی می‌گردد. ‌بنابرین‏ مدیران با شناسایی و تمرکز بر عوامل استراتژیک داخلی است که می‌توانند به مزیت رقابتی دست یابند (گورسوی و سوانجر،۲۰۰۷، ۲۱۴-۲۱۳)^[۲]

این تحقیق به بررسی برخی از این عوامل استراتژیک خواهد پرداخت که شرکت را به دستیابی به مزیت رقابتی پایدار یاری می‌کند و همچنین به بررسی ارتباط آن ها بر رضایت مشتری سازمان خواهد پرداخت.

‌بنابرین‏ سوالی که در اینجا مطرح است این که عوامل استراتژیک داخلی تأثیرگذار بر رضایت مشتری شرکت کدامند و درجه اهمیت هر کدام به چه میزان است؟

۱-۳ ضرورت و اهمیت موضوع

امروزه بخش خدمات قسمت عمده ای از بازارهای بسیاری از کشورها را به تصرف و سلطه خود درآورده است. برای مثال کاتلر^[۳](۲۰۰۳)اظهار داشته که بخش خدمات در برگیرنده ۷۹ درصد از کل مشاغل موجود بوده و ۷۶ درصد از تولید ناخالص داخلی^[۴] آمریکا را نیز در برداشته است. بنا به گفته سازمان توسعه و همکاری اقتصادی ^[۵]بیشتر از ۷۰ درصد مردن در بخش خدمات مشغول به کار هستند (ارسلی و همکاران، ۲۰۰۵، ۴۲-۴۱)^[۶].

دیگر خدمات بخش کوچکی از اقتصاد به شمار نمی رود، بلکه به عنوان قلب ارزش آفرینی در اقتصاد مطرح است. برخلاف باورهای نادرست در خصوص بی اهمیت بودن بخش خدمات در اقتصاد، امروزه به پیامدهای مستقیم خدمات در بخش های اقتصادی توجه قابل ملاحظه ای می شود . (پالمر، ۲۰۰۱، ۲-۱)^[۷].

ماهیت پیچیده خدمات که از ویژگی های مشترک آن (ناملموس بودن^[۸]، فناپذیری^[۹]، درگیری و مداخله زیاد مشتری^[۱۰]، همزمان بودن تولید و مصرف^[۱۱] و تغییر پذیری^[۱۲]) ناشی می‌گردد با رشد فزایند بخش خدمات همراه شده و در نتیجه نیاز سازمان ها را برای جستجوی راه هایی برای بهبود عملکرد مالی خود و جذب مشتریان در محیط بسیار رقابتی کنونی بیشتر ساخته است (ارسلی و همکاران، ۲۰۰۵، ۴۲)^[۱۳].

یکی از مهمترین چالش‌های پیش روی سازمان‌های خدماتی کنونی شناسایی و درک چگونگی دستیابی به مزیت رقابتی و حفظ آن است. اهمیت شناسایی و درک نحوه اثرگذاری عوامل مؤثر بر موفقیت مالی سازمان‌ها بیش از پیش برای مدیران اهمیت پیدا ‌کرده‌است. مدیران سازمان‌های خدماتی دریافته اند که بقاء و پایداری آن ها بستگی به چگونگی ارتباط آن ها با محیط دارد. آنان در جستجو و تنظیم عوامل خارجی و داخلی شرکت به جهت دستیابی به مزیت رقابتی در مقابله با رقبا هستند. عوامل خارجی اثرگذار بر شرکت عبارتند از: نیروهای فرهنگی، اجتماعی، حقوقی، سیاسی و اقتصادی . اما مزیت رقابتی پایدار از تمرکز بر شناسایی و درک عوامل مهم استراتژیک داخلی ناشی می‌گردد. ‌بنابرین‏ مدیران با شناسایی و تمرکز بر عوامل استراتژیک داخلی است که می‌توانند به مزیت رقابتی دست یابند (گورسوی و سوانجر ، ۲۰۰۷، ۲۱۴-۲۱۳)^[۱۴].با شناسایی و تمرکز بر عوامل استراتژیک داخلی است که می‌توانند به مزیت رقابتی دست یابند ()به عنوان متغیر مستقل در نظر ))

مطالعات متعددی دریافته اند که عوامل استراتژیک داخلی تاثیر مهمی در موفقیت مالی شرکت‌ها داشته اند. (همان منبع،۲۱۶).

با توجه به نتایج تحقیقات و مطالب ذکر شده به نظر می‌رسد که پرداختن به عوامل استراتژیک داخلی و بررسی نقش و تاثیر این عوامل در عملکرد مالی و موفقیت سازمان از اهمیت بسیاری برخوردار باشد، چرا که در حالی که در بیشتر اوقات سازمان‌ها در خصوص عوامل خارجی از توان کنترل بسیار محدودی ‌برخوردارند و اغلب با بررسی این عوامل تنها قادر به واکنش و پاسخ گویی ‌به این عوامل هستند ولی چنین به نظر می‌رسد که عوامل استراتژیک داخلی شرکت را در دستیابی به مزیت رقابتی پایدار قادر ساخته و از این طریق شرکت را در مسیر موفقیت و عملکرد مالی مناسب یاری خواهند کرد.لذا در این تحقیق با اندکی تغییر نقش و ارتباط این عوامل را با رضایت مشتری در نظر می گیریم.

۱-۴ اهداف کلی و جزئی

هدف اصلی از انجام تحقیق حاضر بررسی ارتباط بین عوامل استراتژیک داخلی و رضایت مشتری سازمان‌ها و از دیدگاه مدیران آن ها است. همچنین در این تحقیق به دنبال دستیابی به اهداف فرعی ذیل هستیم:

شناسایی ارتباط تکنولوژی اطلاعات به عنوان یک عامل استراتژیک داخلی با رضایت مشتری.

شناسایی ارتباط منابع انسانی به عنوان یک عامل استراتژیک داخلی با رضایت مشتری.

شناسایی ارتباط خدمات مشتری به عنوان یک عامل استراتژیک داخلی با رضایت مشتری.

شناسایی ارتباط حسابداری به عنوان یک عامل استراتژیک داخلی با رضایت مشتری.