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

  • کیفیت اقلام تعهدی به عنوان یک عامل خطرپذیری

فرانسیس و همکاران[1] (2005) با بررسی اثر کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه نتیجه‏گیری کردند که “خطر اطلاعاتی (که براساس کیفیت اقلام تعهدی کمّی می‏شود) یک عامل خطرپذیری قیمت‎گذاری شده است” (ص 296) و این‌که “کیفیت اقلام تعهدی نقش اقتصادی و آماری بااهمیتی در تعیین هزینه سرمایه (حقوق صاحبان سهام) بازی می‏کند” (ص 315). فرانسیس و همکاران پایه استنباط خود را ضرایب به دست آمده از رگرسیون‏های سری زمانی بازده‏های اضافی سهام نسبت به بازده پرتفوی‌های شاخص کیفیت اقلام تعهدی، بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار قرار دادند. اما، کور و همکاران (2008) به این نتیجه رسیدند که رگرسیون‏های فرانسیس و همکاران (2005) ارتباط همزمان بین بازده اضافی و بازده عوامل را بررسی می‏کنند و نه آزمون این فرضیه که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، بنابراین شواهدی دال بر این‌که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است و بازار کیفیت اقلام تعهدی را در قیمت سهام وارد می‌کند، ارائه نمی‌دهند (کور و همکاران 2008، ص 2).

این که آیا خطرپذیری اطلاعاتی با تنوع بخشی قابل حذف است، یک سوال باز در ادبیات مالی است. نظریه سنتی قیمت‏گذاری دارایی‏ها (به عنوان مثال فاما،1991) این دیدگاه را دارد که خطرپذیری اطلاعاتی با تنوع بخشی حذف می‌شود و نباید بر بازده مورد انتظار اثر بگذارد. اخیراً نیز ایزلی و اُهارا[2] (2004) مدلی را توسعه دادند که در آن شرکت‏هایی که اطلاعات کمتری منتشر می‌کنند خطرپذیری اطلاعاتی بزرگ‏تر و بازده مورد انتظار بیشتری دارند. آن‌ها معتقدند که سرمایه‏گذاران بی‏اطلاع، از یک طرف قادر به تنظیم وزن پرتفوی‌های خود همانند سرمایه‏گذاران آگاه نیستند و از طرف دیگر نیز خطرپذیری اطلاعاتی را نمی‏توانند از طریق تنوع‏بخشی[3] کاهش دهند. اما لمبرت[4] و همکاران (2007 ص ص 397-396) استدلال می‏کنند زمانی که تعداد معامله‏گران در مدل ایزلی و اُهارا (2004) زیاد می‏شود، اثر اطلاعاتی، با تنوع بخشی حذف می‏شود. اگر ادعا لمبرت و همکاران درست باشد، مدل ایزلی و اُهارا (2004) هیچ حمایتی از این فرضیه که خطرپذیری اطلاعاتی یا کیفیت حسابداری قیمت‏گذاری شده است، فراهم نمی‏کند (کور و همکاران. 2008، ص 3).

علاوه بر این، حتی اگر خطرپذیری اطلاعاتی با تنوع‏بخشی قابل حذف نباشد، هنوز هم قابل‌بحث است که آیا باید آن را به عنوان عامل خطرپذیری اضافی در مدل‏های قیمت‏گذاری دارایی‏ها گنجاند یا خیر. لمبرت و همکاران (2007) به مطالعه چگونگی تأثیر اطلاعات حسابداری بر هزینه سرمایه در یک اقتصاد با دارایی‏های متعدد پرداختند. آن‌ها مدلی سازگار باCAPM  توسعه دادند که نشان می‌دهد اطلاعات حسابداری بر ارزیابی صورت گرفته توسط سرمایه‏گذاران از طریق کواریانس جریان‏های نقدی شرکت با جریان‏های نقدی بازار و از این رو بر بتای شرکت اثر می‏گذارد. در نتیجه، این مدل نشان می‏دهد که خطرپذیری اطلاعاتی بر بتای شرکت اثر می‏گذارد و به خوبی مشخص شده است که بتا به طور کامل تغییرات مقطعی در بازده‏های مورد انتظار را تبیین می‌کند. به روش مشابه هاگز[5] و همکاران (2007) به مطالعه خطرپذیری اطلاعاتی در زمینه یک مدل قیمت‏گذاری دارایی‏های چند عاملی پرداختند و مدلی را توسعه دادند که نشان می‏دهد نشانه‏های اطلاعاتی[6] یا با تنوع بخشی قابل حذف هستند و یا توسط صرف خطرپذیری عوامل موجود قابل‌جذب هستند (همان منبع، ص 3).

متن کامل :

پایان نامه قیمت‌گذاری کیفیت اقلام تعهدی

فرانسیس و همکاران (2005) نشان دادند که ضریب پرتفوی شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های سری زمانی مربوط به تک‌تک شرکت‌ها که بازده را به طور همزمان با شاخص کیفیت اقلام تعهدی و عوامل فاما و فرنچ (1993) (بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار) مرتبط می‏کند، معنی‏دار و مثبت است. به طور خاص، آن‌ها دریافتند که بازده با شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی مثبت دارد و شاخص کیفیت اقلام تعهدی برای شرکت‏هایی با کیفیت حسابداری پایین، بیشتر محاسبه شده است (همان منبع، ص 3).

اما کور و همکاران (2008) نشان دادند این‌که متوسط ضریب شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های انجام‌شده توسط فرانسیس و همکاران (2005) مثبت و از لحاظ آماری با اهمیت بوده است به این معنا نیست که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است. همچنین بیان نمودند، ضریب مثبت به طور متوسط نشان‌دهنده این است که شرکت‏ها در رگرسیون‏های سری زمانی مذکور رابطه مثبتی با شاخص کیفیت اقلام تعهدی داشته‏اند. ضریب مثبت در رگرسیون همزمان بازده‏های سهام نسبت به پرتفوی بازار، دال بر این نیست که عامل بازار قیمت‏گذاری شده است. اما به سادگی تأیید می‏کند که متوسط بتا در یک نمونه تصادفی از شرکت‏ها، مثبت و نزدیک به یک است (همان منبع، ص 3).

از طرفی نیز ماشرووالا و ماشرووالا (2011) برای روشن کردن این بحث که آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، تاثیرات فصلی را بر معیار تعدیل‌شده کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (2002) را مورد آزمون قراردادند، یافته‌های آن‌ها نشان داد که شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه رابطه مثبتی با بازده‏های غیرعادی آتی سهام دارد. در مقابل در ماه‏های غیرژانویه، شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی منفی با بازده آتی سهام دارد به طوری که معمولا صرف کیفیت اقلام تعهدی سالانه‏ای وجود ندارد. بنابراین به نظر می‏رسد که هرگونه صرف کیفیت اقلام تعهدی کاملاً مربوط به ماه ژانویه است. علاوه بر این در حدود نیمی از صرف ژانویه در طول پنج روز اول معاملاتی ژانویه رخ می‏دهد. صرف ژانویه شاخص کیفیت اقلام تعهدی در طول زمان و دوره‎های نمونه مختلف پایدار است و برای هر دو گروه شرکت‏های کوچک و بزرگ رخ می‏دهد و نمی‏توان آن را به وسیله اثرات دیگر ژانویه که در مطالعات پیشین مستند شده، توضیح داد (ماشرووالا و ماشرووالا 2011، ص 1374).

آن‌ها همچنین بیان می‌کنند که یافته‏های آن‌ها نشان می‏دهد که صرف کیفیت اقلام تعهدی یک خطا در قیمت‏گذاری پیرامون تغییر سال است تا این‌که منعکس کننده خطرپذیری نظام‏مند اطلاعات باشد. با توجه به مفاهیم سنتی خطرپذیری در ادبیات موجود، درک این که چرا چنین خطرپذیری تنها محدود به ژانویه است، چرا نیمی از آن در طول اولین هفته معاملاتی درژانویه رخ می‏دهد، چرا صرف خطرپذیری ژانویه در طول بقیه سال معکوس می‏شود و چرا صرف خطرپذیری بواسطه فروش زیان مالیاتی افزایش می‌یابد، دشوار است. بنابراین اگرچه ماشرووالا و ماشرووالا (2011) معتقدند که یافته‏های تحقیق آن‌ها به هیچ وجه به معنی شواهد قطعی بر ضد تفسیر خطرپذیری از شاخص کیفیت اقلام تعهدی نیست، اما بیان می‌کنند هیچ توضیحی از خطرپذیری برای توضیح ماهیت چنین خطرپذیری و شواهدی وجود ندارد (همان منبع ص 1375). درمجموع یافته‏های پژوهش ماشرووالا و ماشرووالا (2011)، توصیف کیفیت اقلام تعهدی را بر مبنای مفهوم خطرپذیری دشوار می‏کند. زیرا تمرکز صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی در ژانویه باعث ایجاد شک و تردید جدی نسبت به این دیدگاه می‏شود که شاخص کیفیت اقلام تعهدی منعکس‌کننده خطرپذیری است. زیرا هیچ دلیل نظری (تئوریک) برای خطرپذیری نظام‌مند وجود ندارد که تنها در ژانویه نمود پیدا کند.

[1] Francis, LaFond, Olsson, and Schipper

[2] Easley and O’Hara

[3] diversified

[4] Lambert

[5] Hughes

[6] Information Signals