دانلود پایان نامه ارشد دانلود پایان نامه قیمت‌گذاری کیفیت اقلام تعهدی و ارزیابی آن به عنوان عامل ریسک

  • پایان نامه نقش اولین ماه سال (ژانویه) در آزمون عوامل خطرپذیری

انگیزه اصلی برای بررسی نقش ژانویه در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی این است که به لحاظ تاریخی، ژانویه نقش حیاتی در پی ریزی این تردید دارد که آیا ویژگی‏های خاص یک شرکت از قبیل اندازه، بتا و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، عوامل خطرپذیری قیمت‌گذاری شده هستند. بررسی این که آیا ژانویه نقش مشابهی در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند، می‏تواند چراغی برای روشن کردن این موضوع باشد که آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی نماینده‌ای[1] برای خطرپذیری اطلاعاتی نظام‏مند است (ماشرووالا و ماشرووالا، 2011. ص 1353).

گرچه هم اندازه و هم نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار دارای صرف بازده غیرعادی سالانه هستند، این صرف سالانه به شدت (اما نه به طور کامل) در ماه ژانویه متمرکز است. کیم (1983) و بلوم و استمبو[3] (1983) نشان دادند که بیش از نیمی از صرف سالانه اندازه در ژانویه متمرکز است، حال آن که بیشتر از نیمی از صرف اندازه ژانویه در طول اولین هفته معاملاتی ژانویه رخ داده است. به طور مشابه برای اثر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، دیویس (1994) دریافت که صرف سالانه بازده در دوره 1963-1940 به طور کامل مربوط به ژانویه بوده است. برای دوره 1995-1963، لوران[5] (1997) دریافت که برای تمامی پنج طبقه اندازه (به استثنای کوچک‌ترین 2 طبقه اندازه) که در حدود 94 درصد مجموع سرمایه بازار را نمایندگی می‏کند، صرف نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به طور کامل در ژانویه رخ داده است (همان منبع ص 1353).

در کمال تعجب، حتی مدل‏های نظری خطرپذیری نظیر CAPM، APT و مدل قیمت‌گذاری دارایی‌ها با اطلاعات ناقص مرتون (1987) به نظر می‏رسد بازده را تنها در ژانویه توصیف می‏کند. تینیک و وست[7] (1984)، نشان دادند که سهام با بتای CAPM بالا، تنها در ژانویه بازده‏های بالاتری کسب می‏کنند درحالی‌که گولتکین و گولتکین (1987) نشان دادند زمانی که بازده‏های ژانویه کنار گذاشته می‏شود، هیچ رابطه معنی‏داری بین بازده مورد انتظار و عوامل خطرپذیری پیش‏بینی شده توسط مدل APT وجود ندارد. به طور مشابه، دوران و همکاران (2010) دریافتند تنها در ژانویه نوسانات (بی‏ثباتی) خاص شرکت (معیاری برای خطرپذیری خاص شرکت) رابطه مثبتی با بازده آتی سهام دارد (همان منبع ص 1353).

گرچه دلیل این که چرا صرف‏های بازده مربوط به این ویژگی‏های شرکت تا حد زیادی و گاهی به طور کامل در ماه ژانویه متمرکز شده، همچنان مورد بحث است. محققان بارها چنین الگوی بازده سالانه‌ای را مشاهده کرده‎اند که به دلایل زیر با تعریف خطرپذیری تناقض دارد ( رول[11] 1983، تینیک و وست 1984، لوران 1997). نخست، مدل‎های فعلی قیمت‎گذاری دارایی‎ها هیچ نقش ویژه‎ای برای ماه ژانویه پیش‎بینی نمی‎کنند، چه رسد به توضیح این که چرا خطرپذیری تنها در ژانویه باید قیمت‎گذاری شده باشد. این امکان وجود دارد که خطرپذیری در طول سال به عنوان مثال با توجه به نوسانات فصلی در ساختار کلان اقتصاد متفاوت باشد (اُگدن 2003). اما، چنین متفاوت بودن خطرپذیری در طول زمان لزوماً دلالت بر نقش منحصر به فردی برای ژانویه ندارد. حتی اگر به نوعی ژانویه از دیدگاه فصلی پرخطرترین فصل سال باشد، باز هم سخت است که توضیح دهیم چرا خطرپذیری فصلی تنها در ژانویه وجود دارد و همچنین دلیل این امر که چرا بیش‌ترین صرف در طول پنج روز اول معاملاتی ژانویه متمرکز است (همان منبع. ص 1354).

دوم، شواهد تجربی اندکی برای توضیح اثر ژانویه با توجه به تعریف خطرپذیری وجود دارد. ریترو چوپرا (1989) و کرامر (1994) ، تغییرات فصلی در بتاهای CAPM و خطرپذیری عادی را به عنوان توضیحی برای اثر ژانویه شرکت‏های کوچک رد کردند. با این حال، کرامر (1994) استدلال کرد که یک مدل APT چند عاملی (بر اساس عوامل اقتصادی کلان) به همراه خطرپذیری فصلی و پاداش خطرپذیری می‏تواند اثر ژانویه شرکت‏های کوچک را توضیح دهد. اما با این وجود وی توضیح نداد که چرا ژانویه چنین نقش منحصر به فردی را نسبت به بقیه ماه‏های سال بازی می‏کند و یا چرا خطرپذیری فصلی منحصراً خودش را در ژانویه (با توجه به بتا و نوسانات خاص شرکت) نشان می‏دهد. مطالعات متعددی نیز “فرضیه اطلاعات” را آزمون کردند. اولین بار توسط روزف و کینی (1976) برای اثر ژانویه توضیحی بر پایه خطرپذیری احتمالی مطرح شد. با توجه به این فرضیه، از آنجا که پایان سال مالی اکثریت شرکت‏ها دسامبر است، اثر ژانویه منعکس‌کننده عدم قطعیت بیشتر (و در نتیجه خطرپذیری نظام‏مند بزرگ‌تر) این شرکت‏ها پیرامون تغییر سال است. عدم اطمینان زیاد این شرکت‏ها ناشی از این حقیقت است که آن‌ها انتظار انتشار اطلاعات مالی جدید مهمی را در ژانویه دارند. بنابراین این شرکت‏ها بازده بالاتری با توجه به پذیرش خطرپذیری بیشتر در ژانویه کسب می‏کنند. اما در کل، شواهد در تناقض با این فرضیه هستند (همان منبع ص 1354).

سوم، بخش بزرگی از ادبیات مالی نشان می‏دهد که اثر ژانویه (حداقل بخشی از آن) ناشی از فروش زیان مالیاتی پایان سال توسط سرمایه‏گذاران انفرادی و یا روش «ارائه کالا در ویترین[16]» مورد استفاده توسط مدیران مالی موسسات نهادی، با اثر ژانویه ناشی از خطا در قیمت‌گذاری خطرپذیری سازگار است (همان منبع ص 1354).

ماشرووالا و ماشرووالا (2011) معتقدند که اثر ژانویه نقش مهمی در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند؛ به طوری که شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه بازده‏های بالاتری را پیش‌بینی می‏کند و این صرف به طور کامل در طول بقیه سال معکوس می‏شود. آن‌ها بر این باورند که با وجود این واقعیت که اثر ژانویه حداقل تا حدی منعکس‌کننده قیمت‌گذاری اشتباه به دلیل فروش زیان مالیاتی است، پذیرش این دیدگاه که شاخص کیفیت اقلام تعهدی پروکسی برای خطرپذیری اطلاعاتی نظام‏مند است، دشوار است (همان منبع ص 1354).

 

 

[1] Proxy

[2] Systematic Information Risk

[3] Blume and Stambaugh

[4] Davis

[5] Loughran

[6] Merton’s (1987) incomplete-information CAPM

[7] Tinic and West

[8] Gultekin and Gultekin

[9] Idiosyncratic Volatility

[10] Idiosyncratic Risk

[11] Roll

[12] Ogden

[13] Ritter and Chopra

[14] Kramer

[15] Rozeff and Kinney

[16] window dressing

متن کامل :

پایان نامه قیمت‌گذاری کیفیت اقلام تعهدی