مقایسه ریسک سهام رشدی و سهام قیمتی در بورس اوراق بهادار تهران

 

سرمایه گذاری امری ضروری و حیاتی در جهت رشد و توسعه اقتصادی هر کشور است. برای اینکه وجوه لازم برای سرمایه گذاری فراهم آید، باید منابعی برای تأمین سرمایه وجود داشته باشد. بهترین منبع برای تأمین سرمایه، پس انداز‌های مردم یک جامعه است. لذا باید ساز و کاری قوی به کار گرفته شود تا بتواند این پس اندازها را به سوی فعالیت‌های تولیدی سوق دهد و نیاز مالی بخش‌های مختلف اقتصاد را تأمین کند. بنابراین، بازار سرمایه و به طور مشخص بورس اوراق بهادار، بهترین مکانی است که امکان استفاده از پس اندازها در بخش‌های تولید را فراهم می‌آورد.

در بعد عرضه سرمایه، سرمایه گذاران براساس ملاک‌ها و دلایل مختلف اقدام به سرمایه گذاری می‌کنند. ریسک و بازده، دو عامل مهم در فرآیند تصمیمات سرمایه گذاری محسوب می‌شوند. سرمایه گذاران برای سرمایه گذاری در اوراق بهادار دارای ریسک، در برابر ریسکی که متحمل می شوند، انتظار پاداش بیشتری دارند. بنابراین، اوراق بهادار با ریسک بالا، برای جبران ریسک اضافی خود باید دارای بازده بالاتری نیز باشند [٣].

یکی از طبقه بندی‌های متداول در زمینه میزان ریسک پذیری سهام، طبقه بندی سهام بر مبنای سهام رشدی[1] و سهام قیمتی[2] است [٢٢]. به طور کلی، سهام شرکت‌های موجود در بازار سرمایه، ممکن است در یکی از پورتفوهای سهام رشدی، سهام قیمتی و یا سهام خنثی[3](سهام طبیعی) قرار گیرند. سهام خنثی، سهامی است که ممکن است برخی ویژگی‌های سهام رشدی و یا قیمتی را داشته باشد، اما جزو هیچ‌کدام نباشد. سهام خنثی بین سهام رشدی و قیمتی قرار دارد و ممکن است در کوتاه مدت و یا بلند مدت، به یکی از پورتفوهای سهام رشدی یا سهام قیمتی مهاجرت کند. سهام رشدی و قیمتی سهامی هستند که از نظر تأثیر عوامل اساسی در بازار سرمایه، نظیر ریسک، بازده، رونق و رکود بازار، افق زمانی، اندازه شرکت و سایر عوامل تفاوت‌های بسیاری با یکدیگر دارند. تفاوت‌های موجود بین سهام رشدی و قیمتی و عوامل تأثیرگذار بر آنها، سرمایه گذاران را ترغیب می کند تا با توجه به دانش مالی نوین، حرکت نموده، با در نظر گرفتن شرایط بازار در سهام سرمایه گذاری کنند. در واقع، هنگام خرید و فروش سهام شرکت‌ها، متغیرها و عوامل متعددی باید مدنظر فعالان بازار سرمایه قرار گیرد که بررسی و تشخیص سهام رشدی و قیمتی یکی از موضوع‌های بسیار مهم در این زمینه است [٢١].

 

٢- ادبیات پژوهش

در سال‌های اخیر، پژوهش در زمینه بررسی ارتباط بین ریسک و بازده سرمایه گذاری افزایش درخور توجهی داشته است. این بررسی از جنبه‌هایی مختلف انجام شده است: یکی از موضوع‌های مطرح شده در این حوزه، تفکیک سهام به رشدی و قیمتی و استفاده از متغیرهای متفاوت برای پیش بینی ریسک مورد انتظار سرمایه گذاران است.

 

٢-١-سهام رشدی

سهام رشدی سهامی است که قیمت آن نسبت به جریان‌های نقدی، سود، سود تقسیمی و ارزش دفتری آنها، بالاتر از میانگین بازار است. سهام رشدی متعلق به شرکت‌هایی است که هنوز به مرحله بلوغ نرسیده اند و تا حد امکان از توزیع سود خودداری می‌کنند. این شرکت‌ها عموما دارای فرصت‌های سرمایه گذاری مناسب هستند [١٦]. دلیل اصلی سرمایه گذاران برای سرمایه گذاری در سهام رشدی، سرمایه گذاری در رشد آینده سودهای شرکت است. سرمایه گذاران رشدی، به دنبال سرمایه گذاری در سهام شرکت‌هایی هستند که طی دوره‌های زمانی گذشته، رشدی سریعتر از حد متوسط داشته اند و بنابراین قابلیت رشد بالایی دارند. رشد در اینجا به‌وسیله عواملی مانند افزایش سود یا میزان فروش یک شرکت اندازه‌گیری می‌شود.

 

٢-٢-سهام قیمتی

سهام قیمتی، سهامی است که قیمت آن نسبت به جریان‌های نقدی، سود، سود تقسیمی و ارزش دفتری آنها، پایین تر از میانگین بازار است[١٤]. سرمایه گذاران برای سرمایه گذاری در سهام قیمتی، به ارزش روز شرکت توجه می‌کنند، بدون آنکه انتظار رشد چشمگیر و یا تغییر عمده در سود آوری شرکت داشته باشند. به همین علت، این‌گونه سرمایه گذاران نسبت به سرمایه گذاران در سهام رشدی از حاشیه اطمینان بالاتری برخوردارند. سهام قیمتی متعلق به شرکت‌هایی است که از نظر سود آوری وضعیتی مطلوب دارند، اما بازار، سهام آنها را به صورت موقت، زیر ارزش ذاتی ارزش گذاری کرده است. بنابراین، انتظار سرمایه گذاران این است که بازار این اشتباه در قیمت گذاری را کشف کند و قیمت این سهام افزایش یابد [٢٢]. سهام قیمتی نوعی از سهام است که سود، سود تقسیمی، ارزش دفتری و یا دیگر شاخص‌های بنیادی آن در مقایسه با شرکت‌های مشابه آن در صنعت، کمتر است و در نتیجه، با در نظر گرفتن معیار‌هایی، مانند نسبت قیمت به درآمد هر سهم P/E))^[4] و نسبت ارزش دفتری به قیمت هر سهم (B/P)^[5] سهامی با قیمت ارزان ارزیابی می شود [٢٤].

 

٢-٣-تفاوت سهام رشدی و سهام قیمتی

سهام رشدی و قیمتی در دو سوی طیف سود آوری قرار دارند. سهام رشدی در پایین این طیف و سهام قیمتی در بالای طیف مذکور قرار گرفته است. بدین ترتیب، در فرآیند تکامل شرکت‌ها همواره سهام رشدی به سمت سوددهی بالا و رشد سریع حرکت می‌کند، در حالی که سوددهی شرکت‌های قیمتی کمتر شده، با سرعت کمتری رشد کرده و به سمت سوددهی پایین حرکت می‌کند[٧].

سود دهی و رشد مورد انتظار بالا به همراه  بازدهی مورد انتظار پایین، باعث ایجاد نسبت قیمت به ارزش دفتری هر سهم (P/B)[6] بالا برای سهام رشدی می‌شود، در حالی که  سود دهی و رشد مورد انتظار پایین و بازدهی مورد انتظار بالا، نسبت قیمت به ارزش دفتری هر سهم(P/B) پایین را برای سهام قیمتی ایجاد می‌کند.

شرکت‌های رشدی نسبت به شرکت‌های قیمتی میانگین بازده پایین تری دارند. بنابراین، برای دستیابی به بازده بالاتر، به صورت مداوم به سمت افزایش درآمد هر سهم در حرکت هستند. در حالی که شرکت‌های قیمتی بازده میانگین بالاتری داشته، برای استفاده از فرصت‌های جدید سرمایه گذاری و تغییرات ساختاری ناخواسته، به شکل مداوم به سمت کاهش درآمد هر سهم متمایل می شوند [٢١]. سهام قیمتی نسبت به سهام رشدی، اهرم مالی^[7]، اهرم عملیاتی^[8] و نسبت دارایی ثابت به کل داراییهای  بالایی دارند. همچنین، نسبت‌های ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M)^[9]، درآمد به قیمت هر سهم (E/P)[10] و جریان نقدی به قیمت هر سهم (C/P)[11] برای سهام قیمتی نسبت به سهام رشدی بالاتر بوده، به طور کلی سهام قیمتی نسبت به سهام رشدی زود بازده تر هستند [١٣و ١٦].

با توجه به پژوهش‌های انجام گرفته توسط فاما و فرنچ (٢٠٠٣)، فاما و فرنچ (٢٠٠٧) وگالن و همکاران (٢٠٠٨) در صورتی که بازار سرمایه کارا باشد، سهام رشدی نسبت به سهام قیمتی دارای ریسک بیشتری است. به همین جهت، از پورتفوی سهامی که شامل تعداد زیادی از سهام رشدی باشد، بازده بیشتری انتظار می‌رود. در مقابل، بازار، بازده کمتری از سهام قیمتی انتظاردارد [١٤و١٥و١٨]. همچنین، باتوجه به  پژوهش‌های انجام شده توسط فاما و فرنچ (٢٠٠٧) و پتکووا و همکاران (٢٠٠٥) قدرت پیش بینی کنندگی بازده مورد انتظار بازار توسط سهام قیمتی، بیشتر از سهام رشدی است [١٦و٢٢].

 

٣- پیشینه پژوهش

٣-١- پژوهش‌های خارجی

بلازنکو و یافن(٢٠١٠) در پژوهشی با عنوان «سهام رشدی در برابر سهام قیمتی، سرمایه گذاری پویا در سهام»، اقدام به تشکیل دو پورتفوی سهام رشدی و قیمتی برای سال‌های 1976 الی 2007 نمودند. آنها با استفاده از مدل ارزیابی پویای حقوق صاحبان سهام^[12]، معیارهای جدیدی برای ارزیابی بازده مورد انتظار ارایه و این معیار جدید را بازده مورد انتظار رشد ثابت(SGER)^[13]، نامگذاری کردند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که افزایش بازده همراه با افزایش سودآوری، برای سهام قیمتی بیشتر از سهام رشدی است[٦].

آرنوت و همکاران(2009) در پژوهشی با عنوان «ارزش واقع بینانه و چرخه سهام رشدی-قیمتی»، به بررسی ارتباط تفاوت‌های موجود بین سهام رشدی و سهام قیمتی با چرخه سهام رشدی-قیمتی پرداختند. منظور از چرخه سهام رشدی- قیمتی، فرآیند مهاجرت سهام از رشدی به قیمتی یا خنثی و بالعکس است. آنها دریافتند که در یک بازار غیرکارا، در صورت محدود بودن دسترسی به اطلاعات بازار، سهام رشدی دارای بازده اضافی بیشتر شده، برعکس، هنگامی که دسترسی به اطلاعات بازار به طور وسیع امکان پذیراست، سهام قیمتی از بازده اضافی بیشتری برخوردار می‌گردد. بدین ترتیب، زمانی که دسترسی به اطلاعات بازار محدود می‌شود، یک سرمایه گذار با تمرکز بر سهام رشدی می‌تواند منفعت غیر عادی کسب نماید. همچنین،  در زمانی که دسترسی به  اطلاعات بازار گسترش می‌یابد، یک سرمایه گذار می‌تواند با تمرکز بر سهام قیمتی منفعت غیر عادی کسب نماید[٤].

گالن و همکاران (200٨) در پژوهشی با عنوان «سهام رشدی در مقابل سهام قیمتی، تغییرات زمانی بازده مورد انتظار سهام»، با استفاده از ساختار تعویض مارکو، که توسط پرز و همکاران در سال ٢٠٠٠ ارائه شده بود، نشان دادند که بازده مورد انتظار پورتفوی سهام قیمتی منهای بازده مورد انتظار پورتفوی سهام رشدی نشان دهندة تغییرات دوره ای ناسازگار است. آنها با استفاده از برخی معیار‌ها، نظیر نسبت دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌ها، اهرم مالی و اهرم عملیاتی، نشان دادند که درتطبیق با شرایط بد اقتصادی، شرکت‌های قیمتی نسبت به شرکت‌های رشدی، از انعطاف پذیری کمتری برخوردارند که این انعطاف پذیری پایین در شرکت‌های قیمتی موجب افزایش هزینه سرمایه آنها خواهد شد[١٩].

فاما و فرنچ (2007) در پژوهشی با عنوان «مهاجرت»، با استفاده از داده‌های مربوط به سال‌های 1927 تا 2006 سهام را به سها م رشدی و قیمتی طبقه بندی کردند. سپس بر مبنای تغییرات ایجاد شده در سهام طی دوره زمانی پژوهش، هر یک از پورتفوهای سهام رشدی و قیمتی را به چهار گروه  تقسیم نمودند. آنها دریافتند که عامل اصلی تغییرات در سهام که به مهاجرت سهام از یک نوع به نوع دیگر منجر می‌شود، صرف قیمت  و صرف اندازه است [١٥].

فاما و فرنچ (2007) در پژوهش دیگری با عنوان «ساختار بازده سهام رشدی و سهام قیمتی»، به بررسی عوامل تشکیل دهنده بازده سهام در دو پورتفوی سهام رشدی و سهام قیمتی پرداختند.آنها با استفاده از داده‌های مربوط به سال‌های 1926-2006، و تفکیک سهام رشدی و قیمتی به سهام بزرگ و کوچک، با تشکیل شش پورتفوی رشدی کوچک، رشدی بزرگ، خنثی کوچک، خنثی بزرگ، قیمتی کوچک و قیمتی بزرگ، به مقایسه دیدگاه رفتار گرایان و دیدگاه عقلانی در زمینه بازده سهام رشدی و قیمتی پرداختند. آنها دریافتند که سهام قیمتی نسبت به سهام رشدی از توانایی بیشتری برای توضیح صرف ریسک بازار برخوردارند[١٦].

ایکسینگ و ژانگ(٢٠٠٦) در پژوهشی با عنوان «سهام رشدی در مقابل سهام قیمتی، محرک‌های عوامل بنیادین اقتصادی»، مطالعه جامعی از محرک‌های دوره ای عوامل بنیادین در اقتصاد، برای شرکت‌های قیمتی و رشدی انجام دادند. آنها نشان دادند که عوامل بنیادین در شرکت‌های قیمتی، بسیار بیشتر از شرکت‌های رشدی تحت تاثیر شوک‌های  اقتصادی قرار گرفته اند و تفاوت‌های معنی دار بین سهام رشدی و قیمتی در این زمینه وجود داشته است. آنها همچنین نشان دادند که شرکت‌های قیمتی نسبت به شرکت‌های رشدی از انعطاف پذیری کمتر در سرمایه گذاری، برخوردارند[٢٥].

بانسال و همکاران(2005) در پژوهشی با عنوان «فروض سود تقسیمی»، به مقایسه سهام رشدی و سهام قیمتی و ارتباط اجزای بازده آنها با ریسک سیستماتیک پرداختند. آنها به این نتیجه رسیدند که جریان‌های نقدی سهام قیمتی نسبت به  جریان‌های نقدی سهام رشدی، در بلند مدت دارای حساسیت بیشتری است[٥].

فوگر و همکاران (٢٠٠٥) در پژوهشی با عنوان «شناسایی سهام رشدی و قیمتی در پورتفوی سهام موسسات»، ویژگی‌های سهام رشدی و قیمتی را در سه گروه کوچک، متوسط و بزرگ در یک بازه زمانی طی سال‌های ٢٠٠١ الی ٢٠٠٣ بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان دادکه به طور میانگین نسبت‌های P/E، P/B و نرخ رشد درآمد هر سهم برای سهام رشدی، دو بار بزرگتر از سهام قیمتی است. همچنین سهام قیمتی متوسط و بزرگ نسبت به سهام رشدی متوسط و بزرگ، دارای اهرم مالی بزرگتری هستند و تمایل کارگزاران بازار سرمایه، برای سرمایه گذاری در سهام قیمتی بیشتراست [١٧].

پتکووا و همکاران (2005) در پژوهشی با عنوان «آیا سهام رشدی دارای ریسک بیشتری هستند یا سهام قیمتی؟»، به بررسی ارتباط بین تغییرات زمانی ریسک و صرف قیمت سهام پرداختند. آنها همچنین از مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای شرطی برای بررسی تغییرات زمانی ریسک در سهام رشدی و قیمتی استفاده کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد که تغییرات زمانی ریسک قادر به توضیح صرف قیمت نیست و بتای سهام قیمتی و رشدی با صرف ریسک مورد انتظار بازار، به ترتیب همبستگی مثبت و منفی دارد. همچنین کوواریانس صرف بتای به دست آمده، کوچکتر از آن است که بتواند اهمیت مشاهده شده در صرف قیمت مدل شرطی قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای را توضیح دهد[٢٢].

کامپل و همکاران(2004) در پژوهشی با عنوان «بتای بد و بتای خوب»، با بررسی ارتباط بین سهام رشدی و قیمتی با متغیرهای بازار، بیان می‌کنند در صورتی که منابع مالی مناسب در دسترس باشد، سهام رشدی دارای فرصت‌های سرمایه گذاری مناسب است و در آینده می‌تواند به شکل مطلوب  سود آور باشد[٧].

گروت و گسپر (٢٠٠٢) در پژوهشی با عنوان شواهد بیشتری برای رفتار بازده سهام در آسیا، رابطه بین بازده مورد انتظار سهام، اندازه شرکت و نسبت M/B)) را در 5 کشور آسیایی هند، کره، مالزی، تایوان و تایلند بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد که رابطه ای قوی بین اندازه شرکت و بازده در همه کشورهای فوق وجود دارد. همچنین، رابطه‌ای درخور توجه بین نسبت M/B)) با بازده در کشور‌های کره، مالزی و تایلند مشاهده شد. آنها دریافتند که اگرچه در شرکت‌های کوچک آسیایی، تا حدودی میانگین بازده سهام نسبت به شرکت‌های بزرگ بیشتر است، اما به نظر می‌رسد که متغیر ارزش بازار به ارزش دفتری M/B)) در این شرکت‌ها رابطه‌ای یکنواخت و قوی با بازده دارد. این بدان معنی است که سهام قیمتی، بازده متوسط بیشتری نسبت به سهام رشدی دارد[١٨].

فاما و فرنچ (١٩٩7) در پژوهش دیگری با عنوان «سهام رشدی در برابر سهام قیمتی، شواهد بین‌المللی»، نشان دادند که در اغلب بازار‌های مالی دنیا، سهام قیمتی بازده بالاتری نسبت به سهام رشدی دارد. در این پژوهش که بین سال‌های ١٩٧٥ تا ١٩٩٥ میلادی و با تشکیل پورتفوی جهانی مرتب شده به وسیله  نسبت P/B) ) انجام شد، تفاوت بین بازده سالانه سهام رشدی و قیمتی ٧/٦ درصد بوده است و سهام قیمتی در مقایسه با سهام رشدی بازده بیشتری داشته‌اند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای نمی تواند صرف قیمت را تشریح نماید، بلکه باید از یک مدل دو عاملی استفاده کرد تا بتوان صرف قیمت بازده بین المللی را تشریح کرد[١٣].

رزنبرگ و همکاران(1985) در پژوهشی با عنوان «شواهد متقاعد کننده برای بازار غیر کارا»، نشان دادند که سود سهام دریافتی سهام قیمتی نسبت به سهام رشدی بالاتر از میانگین بازده بازار است[٢٣].

 

٣-٢- پژوهش‌های داخلی

با بررسی‌های انجام شده به غیر از مورد زیر مطالعه پژوهشی دیگری در رابطه با سهام رشدی و قیمتی در ایران تا زمان تدوین این مقاله یافت نشد.

شاه بنده (1385) در پژوهشی با عنوان «مقایسه شرکت‌های دارای سهام رشدی و سهام قیمتی در بورس اوراق بهادار تهران»، با جمع‌آوری و بررسی اطلاعات مورد نیاز 123 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، در فاصله زمانی فروردین 80 تا اسفند 84، به این نتیجه رسید که عامل اندازه شرکت‌ها برای تشخیص سهام رشدی و قیمتی از یکدیگر مناسب نیست. نتایج پژوهش نشان داد که در سالهای80 تا 84  برای هر سال و نیز برای کل دوره پنج ساله، رابطه معنی‌داری بین اندازه شرکت با سهام رشدی و قیمتی وجود ندارد[٢].

 

٤- فرضیه‌های پژوهش

این پژوهش مشتمل بر دو فرضیه به شرح زیر است:

فرضیه اول: بین ریسک سیستماتیک شرطی سهام رشدی و سهام قیمتی با صرف ریسک مورد انتظار بازار رابطه وجود دارد.

فرضیه دوم: ریسک سیستماتیک سهام قیمتی قدرت پیش بینی کنندگی بیشتری نسبت به ریسک سیستماتیک سهام رشدی در پیش بینی ریسک سیستماتیک بازار دارد.

 

٤-١- جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری در این پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بازه زمانی این پژوهش به سال‌های ١٣٧٩- ١٣٨٧ محدود می شود. روش نمونه‌گیری در این پژوهش، روش حذف سیستماتیک (هدفمند) بوده است، لذا شرکت‌هایی که دارای شرایط زیر بوده اند، به عنوان نمونه آماری پژوهش انتخاب و بقیه شرکت‌ها حذف گردیده اند:

١- کلیه اطلاعات مالی مورد نیاز شرکت طی دوره پژوهش، در دسترس باشد؛

٢- به منظور افزایش قابلیت مقایسه، سال مالی شرکت‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد؛

٣- شرکت‌ها از نوع شرکت‌های لیزینگ، سرمایه گذاری، موسسات اعتباری، بیمه و یا واسطه گری مالی نباشد.

با توجه به شرایط فوق، تعداد ٢٧٤ شرکت در بازه زمانی ١٣٧٩- ١٣٨٧ برای انجام پژوهش انتخاب شدند.

 

٤-٢- متغیر‌های پژوهش

این پژوهش دارای دو دسته متغیرهای مستقل و وابسته به شرح زیر است:

٤-٢-١- متغیرهای مستقل

متغیر‌های مستقل این پژوهش عبارتند از:

سود سهام(DIV): منظور از سود سهام در این پژوهش، سود سهام پرداختی شرکت‌ها برای یک سال مالی است.

بازده بدون ریسک(TB): برای محاسبه این متغیر از اطلاعات موجود در سایت رسمی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران[14] استفاده و نرخ بهره اوراق مشارکت دولتی به عنوان بازده بدون ریسک در نظر گرفته شده است.

گستره قراردادی(DEF): منظور از گستره قراردادی، عبارت از تفاضل بازده پر ریسک و بازده بدون ریسک است. برای محاسبه بازده پر ریسک در هر سال، ابتدا میانگین بتای سالانه هر یک از صنایع موجود در بورس اوراق بهادار محاسبه و سپس میانگین بازده سالانه نیز برای هر یک از صنایع موجود در بورس اوراق بهادار تعیین گردیده است. پس از آن از میان ٣٦ صنعت موجود در بورس اوراق بهادار، میانگین بازده صنعتی که بالاترین میانگین بتای سالانه را داشته است، به عنوان بازده پر ریسک در سال مورد نظر انتخاب گردیده است. در نهایت، بازده پر ریسک انتخاب شده برای هر سال از بازده بدون ریسک (TB) کسر شده و نتایج به عنوان گستره قراردادی در مدل پژوهش استفاده شده است.

گستره زمانی(TERM): منظور از گستره زمانی عبارت از تفاضل نرخ بهره کوتاه مدت و نرخ بهره بلند مدت بازار است. برای محاسبه نرخ بهره بلند مدت بازار از نرخ بهره سپرده‌های پنج ساله (بلندمدت) سیستم بانکی و برای محاسبه بهره کوتاه مدت بازار از نرخ بهره سپرده‌های دیداری در سیستم بانکی که در هر سال توسط بانک مرکزی به صورت سالانه اعلام می شود، استفاده شده است.

هر یک از متغیرهای اصلی پژوهش که در فوق به آنها اشاره شده است، با توجه به ادبیات موضوع و پژوهش‌های انجام شده انتخاب شده است؛ به طوری که  سود سهام (DIV) برگرفته از مدل فاما و فرنچ (١٩٩٧) و پتکووا و همکاران (2005)، گستره قراردادی (DEF) برگرفته از مدل فاماو فرنچ (٢٠٠٧)، گستره زمانی (TERM) برگرفته از مدل فاما و فرنچ (١٩٩٧) و ایکسینگ و ژانگ (٢٠٠٦) و بازده بدون ریسک (TB) نیز برگرفته از مدل فاما و شوورت[15] (١٩٧٧)، فاما (١٩٨١) و آرنوت و همکاران (2009) است. در هر یک از پژوهش‌های فوق بین متغیرهای اصلی مورد اشاره و صرف ریسک مورد انتظار بازار رابطه معنا داری وجود داشته است [١٣و٢٢و١٥و٩و١٠و٢٥].

 

٤-٢-٢- متغیر وابسته

متغیر وابسته این پژوهش نیز همانند پژوهش‌های انجام شده توسط بلازنکو و یافن(٢٠١٠)، فاما وفرنچ (٢٠٠٧) و پتکووا و همکاران (2005) صرف ریسک مورد انتظار بازار^[16] است. صرف ریسک مورد انتظار بازار عبارت است از تغییرات بازده اضافی بازار، در یک دوره زمانی که می‌تواند متأثر از عواملی، همچون نرخ بهره کوتاه مدت اوراق خزانه، سود سهام تقسیمی، گستره زمانی و گستره قراردادی باشد [٦و١٦و٢٢].

 

٤-٣- مدل‌های پژوهش

در این پژوهش، علاوه بر استفاده از پارامترهای تشکیل دهنده صرف قیمتی سهام برای پیش بینی ریسک سهام رشدی و قیمتی، از مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای شرطی نیز استفاده شده است. الگوی قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای نخستین بار توسط ویلیام شارپ و جان لینتنر (شارپ، 1964) ارایه شد. آنها در الگوی پیشنهادی خود با توجه به گرایش‌های سرمایه گذاران ریسک گریز، کوشیدند تعادلی ضمنی بین ریسک و بازده مورد انتظار اوراق بهادار برقرار کنند. طی پژوهش‌های متعدد انجام شده، از جمله لاکونیشوک و همکاران (1994)، جاناتان و وانگ(١٩٩٦)، فاما و فرنچ (١٩٨٩ و ٢٠٠٣) و چن و لاکونیشوک (٢٠٠٣)، محققان به این نتیجه رسیدند که مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای در مواردی که تغییرات زمانی ریسک مطرح می شود، به دلیل ایستا بودن این مدل، می‌تواند با اشکالاتی همراه باشد. لذا برای رفع این اشکالات مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای را که با زمان شرطی شده است، پیشنهاد نمودند [٢٤و٢١و٢٠و١١و١٤].

در این پژوهش، به منظور آزمون فرضیه اول پژوهش، ابتدا دوره زمانی پژوهش، مطابق روش به کار برده شده توسط فاما و فرنچ (2007) بر مبنای صرف ریسک مورد انتظاربازار هر یک از شرکت‌های عضو نمونه، به چهار گروه تقسیم شده است[١٦]. سپس در هر یک از این گروه‌های چهارگانه میانگین بتاهای سهام رشدی و سهام قیمتی با یکدیگر مقایسه شده و ارتباط ریسک سیستماتیک بازار با ریسک سیستماتیک سهام رشدی و سهام قیمتی بررسی شده اند.گروه‌های چهارگانه به شرح زیر هستند:

گروه اول (رکود)، شامل10% پایین ترین مقادیر صرف ریسک مورد انتظار است؛

گروه دوم (توسعه)، شامل مقادیر صرف ریسک مورد انتظار پایین تر از میانگین، به جز 10% قسمت رکود است؛

گروه سوم (میانی)،  شامل مقادیر صرف ریسک مورد انتظار بالاتر از میانگین، به جز 10% قسمت اوج است؛

گروه چهارم (اوج)، شامل10% بالاترین ترین مقادیر صرف ریسک مورد انتظار است.

همچنین برای شناسایی و تشکیل پورتفوی سهام رشدی و سهام قیمتی در هر بازه زمانی، مطابق پژوهش‌های فاما و فرنچ  (1989) و یافته‌های کامپل و همکاران (٢٠٠٤)، فوگر و همکاران (٢٠٠٥) و نیز پتکووا و همکاران (٢٠٠٥)، با استفاده از نسبت قیمت به ارزش دفتری سهام (P/B)^[17]، هر بازه زمانی به سه پورتفو تقسیم و بر اساس این نسبت مرتب گردیده است[١١،٧،١٧و٢٢].

پورتفوی اول  سهامی که نسبت P/B آنها در30% بالایی این مرتب سازی قرار گرفته و سهام رشدی نامیده خواهد شد.

پورتفوی دوم سهامی که نسبت P/B آنها در 30% پایینی این مرتب سازی قرار گرفته و سهام قیمتی نامیده خواهد شد.

پورتفوی سوم سهامی که نسبت P/B آنها در 40% وسط این مرتب سازی قرار گرفته و سهام خنثی نامیده خواهد شد.

بنابراین، در هر بازه زمانی، سهامی که نسبت P/B آنها بالاتر از میانگین باشد و در 30% بالایی قرار گیرند تشکیل دهنده پورتفوی سهام رشدی و سهامی که نسبت P/B آنها پایین تر از میانگین باشد و در 30% پایینی قرار گیرند، تشکیل دهنده پورتفوی سهام قیمتی خواهند بود.

همچنین، در هر بازه زمانی، سهامی که نسبت P/B آنها در 40% وسط این مرتب سازی قرار گرفتند، تشکیل دهنده پورتفوی سهام خنثی خواهند بود که در این پژوهش در نظر گرفته نشده اند.

در این پژوهش، از مدل‌های (١) تا (٣)که برگرفته از مدل فاما و فرنچ (١٩٩٣)، پتکووا و همکاران (٢٠٠٥) و بانسال و همکاران (2005)است، استفاده شده است. در ابتدا، برای تخمین صرف ریسک مورد انتظار بازار از مدل‌های (١)  و (٣) به شرح زیر استفاده شده است. در مدل (١) صرف ریسک مورد انتظار هر یک از شرکت‌های عضو نمونه Pi,t) ) بر متغیرهای اصلی پژوهش رگرسیون شده است.

(1)    

P_i,t = δ₀ + δ₁DIV_i,t + δ₂DEF_t + δ₃TERM_t + δ₄TB_t + e_m,t

 

پارامتر‌های مورد اشاره در مدل فوق به شرح زیر است:

P_i,t : صرف ریسک مورد انتظار هر یک از شرکت‌های عضو نمونه برای هر یک از سال‌های دوره پژوهش که به شرح مدل (٢) محاسبه شده است.

DIV  : سود سهام

DEF: گستره قراردادی

TERM: گستره زمانی

TB: بازده بدون ریسک

 

(٢)

P_i,t = (R_m,t - R_f,t) β_i,t

 

پارامتر‌های مورد اشاره در مدل فوق به شرح زیر است:

P_i,t: صرف ریسک مورد انتظار هر یک از شرکت‌های عضو نمونه؛

R_m,t: بازده بازار برای هر سال؛

R_f,t: بازده بدون ریسک برای هر سال؛

β_i,t: ریسک سیستماتیک هر یک از شرکت‌های عضو نمونه برای هر سال.

در مدل (١) با در اختیار داشتن صرف ریسک مورد انتظار هر شرکت، سود سهام، گستره قراردادی، گستره زمانی و بازده بدون ریسک، ضرایب رگرسیون برای هر یک از متغیرها تعیین و محاسبه می شود. سپس با توجه به مقادیر ضرایب محاسبه شده در مدل (١) و قرار دادن آنها در مدل (٣) به شرح زیر، مقدار صرف ریسک مورد انتظار بازار برای هر یک از شرکت‌های عضو نمونه تخمین زده می شود:

(٣) 

                           
برای بررسی ارتباط ریسک سیستماتیک شرطی هر پرتفوی با صرف ریسک مورد انتظار بازار با استفاده از مدل‌های (٤) و (٥) استفاده شده است.

r_i,t = α_i+ β_i,t . P_i,t + e_i,t (٤)

پارامترهای مورد اشاره در مدل فوق به شرح زیر است:

r_i,t : ریسک سیستماتیک شرطی پرتفوی i ام؛

P_i,t : صرف ریسک مورد انتظار بازار؛

β_i,t : ریسک سیستماتیک شرطی بازار.

 

(٥)

 

 

همچنین، در مدل فوق  β_i,t  به صورت رابطه (٦) تعریف می شود:

(٦)

پارامترهای مورد اشاره در رابطه فوق به شرح زیر است:

β_i,t : ریسک سیستماتیک شرطی بازار؛

b_i: ضریب متغیرهای مستقل برای پورتفوی i ام.

بدین ترتیب، هر کدام از پورتفوهای سهام (رشدی و قیمتی) که توسط تغییرات زمانی صرف ریسک بازار تشریح شود و بتواند صرف ریسک مورد انتظار بازار را پیش بینی کند، از ریسک کمتری برخوردار خواهد بود.

در بررسی ثانویه، برای محاسبه حساسیت صرف ریسک سیستماتیک شرطی نسبت به تغییرات زمانی ریسک، از مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه ای شرطی(C.CAPM)^[18]استفاده شده است. در این مدل که برگرفته از مدل کامپل (٢٠٠٤)، فاما و فرنچ (٢٠٠٥)، فاما و فرنچ (٢٠٠٧) و گالن و همکاران (200٨) است[٧و١٦و١٩]، برای تخمین ریسک سیستماتیک شرطی از مدل (٧) استفاده شده است.

(٧)

β_i,t = covt[r_i,t . P_i,t] / vart[P_i,t]

 

با استفاده از مدل‌های (٧)و (٣)، مدل CAPM C.  از طریق رابطه (٨) محاسبه شده است.

(٨)

E_t[r_i,t] = P_t. β_i,t

همچنین، با استفاده از مدل‌های (٧) و (٨)، مدل (٩) به شرح زیر به دست آمده است:

(٩)  

         
در مدل (٩) φ عبارت از حساسیت صرف ریسک سیستماتیک شرطی است که از طریق رابطه (١٠) محاسبه شده است.

(١٠)

φi  = covt[βi,t , Pt] / var [Pt]

برای تخمین φ  نیز از مدل (١١) استفاده شده است.

(١١)

 

پارامترهای مورد اشاره در معادله فوق نیز به شرح زیر است:

ci : عرض از مبدأ؛

ηi,t: خطای مدل.

با استفاده از این مدل بیان می‌شود در صورتی که سهام قیمتی، سرمایه گذار را در معرض یک ریسک بزرگ نامطلوب قرار دهد، حساسیت صرف بتا (φ) برای این سهام مثبت خواهد بود. بنابراین، در چنین حالتی، سهام قیمتی دارای ریسک بیشتری از سهام رشدی خواهد بود.

 

٤-٤-مراحل تجزیه و تحلیل داده‌ها

در این پژوهش برای آزمون فرضیه اول از روش داده‌های مقطعی و برای آزمون فرضیه دوم از روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است. همچنین، در روش داده‌های ترکیبی برای انتخاب از بین روش داده‌های تابلویی و یا روش داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده شد و روش داده‌های تلفیقی (pool) برای آزمون فرضیه دوم پژوهش انتخاب گردید.

برای برآورد پارامترهای مدل‌های رگرسیون، آزمون فروض کلاسیک از اهمیت ویژه ای برخوردار است. لذا قبل از انجام رگرسیون این فروض آزمون گردید. از جمله مهمترین این فروض، فرض‌های مربوط به بررسی نرمال بودن باقیمانده‌های مدل، همسانی واریانس باقیمانده‌های مدل، عدم خود همبستگی بین باقیمانده‌های مدل رگرسیون و هم خطی هستند. برای بررسی نرمال بودن باقیمانده‌ها از آزمون جارک- برا، استفاده شده است. نتایج آزمون جارک- برا، بیانگر نرمال بودن باقیمانده‌های مدل است. به منظور تشخیص وجود خود همبستگی بین باقیمانده‌ها از آماره دوربین – واتسن (DW) استفاده گردیده است. مقدار این آماره برای مدل‌های پژوهش نشان از نبود خود همبستگی بین داده‌های پژوهش دارد. در خصوص هم خطی نیز قابل ذکر است که با اینکه ترکیب داده‌های مقطعی و سری زمانی مورد استفاده در این پژوهش، خود یکی از روش‌های جلوگیری از بروز هم خطی است، اما برای بررسی وجود احتمالی هم خطی از روش بررسی نسبت‌های R2 و t (R2 بالا، اما نسبت‌های t معنی دار کم باشد) استفاده شده است. نتایج ارائه شده، نشان دهنده آن است که هم خطی بین باقیمانده‌های مدل وجود ندارد. برای بررسی همسانی واریانس باقیمانده‌های مدل‌های ١، ٢ و ٣، طی بررسی به عمل آمده پس از انتخاب روش داده‌های تلفیقی (Pool) ملاحظه گردید که مشکل ناهمسانی واریانس‌ها وجود دارد. در این پژوهش، برای بررسی و کشف ناهمسانی واریانس‌ها از آزمون بارتلت استفاده شد و به منظور رفع این مشکل، ضریبی از واریانس هر مقطع برای داده‌ها در نظر گرفته شده است. نتایج آزمون بارتلت نشان دهنده عدم همسانی واریانس‌ها در مدل‌های پژوهش برای فرضیه دوم است. همچنین، برای بررسی همسانی واریانس باقیمانده‌های مدل‌های چهارگانه رکود، توسعه، میانی و اوج در فرضیه اول از آزمون وایت استفاده شده است. نتایج آزمون وایت نیز نشان دهنده عدم همسانی واریانس‌ها در هر چهار مدل است. در این پژوهش، از آزمون لوین، لین و چو (LLC) برای تشخیص مانایی متغیر‌های پژوهش استفاده شده است. نتایج آزمون نشان می‌دهد، در سطح معنا داری پنج درصد، عدم ریشه واحد یا به عبارتی، مانایی داده‌ها تایید می‌شود. آمار توصیفی برای هر یک از متغیر‌های پژوهش در فرضیه اول به تفکیک مدل مورد استفاده، مقادیر مربوط به میانگین، میانه، کمینه، بیشینه، چولگی، کشیدگی ، تعداد مشاهدات وانحراف معیار به شرح جدول شماره (١) است.

 

 

جدول١- آمارتوصیفی متغیرها در فرضیه اول پژوهش

آمار توصیفی برای هر یک از متغیر‌های پژوهش در فرضیه دوم نیز به شرح جدول شماره (٢) است.

 

جدول٢- آمار توصیفی متغیرها در فرضیه دوم پژوهش

 

 

 

 

 

٥- آزمون فرضیه اول پژوهش

فرضیه اول بیان می‌دارد که بین ریسک سیستماتیک شرطی سهام رشدی و سهام قیمتی با صرف ریسک مورد انتظار بازار رابطه وجود دارد. در این پژوهش، ارتباط بین ریسک سیستماتیک شرطی سهام رشدی و سهام قیمتی با صرف ریسک مورد انتظار بازار در هر یک از گروه‌های چهارگانه به شرح زیر بررسی گردید.

 

٥-١- آزمون فرضیه اول در گروه رکود

نتایج حاصل از رگرسیون داده‌ها در گروه رکود برای فرضیه اول در جدول شماره(٣) قابل مشاهده‌ است.

 

جدول ٣- نتایج آزمون فرضیه اول برای گروه  رکود

 

 

همان‌طور که در جدول فوق دیده می‌شود، با توجه به مقدار P-Value آماره F، تمامی ضرایب برآوردی مدل، در سطح خطای پنج درصد معنادار هستند و وجود آن‌ها در مدل لازم است. بررسی مقدار ضریب تعیین تعدیل شده برای مدل رکود (٨٧.٤١  درصد)، نشان دهنده توان بالای توضیح دهندگی مدل به منظور پیش بینی متغیر وابسته است. مقدار آماره F رگرسیون (٢٧.٣٤) در این گروه حکایت از توان توضیح دهندگی گروه دارد، زیرا مقدار F محاسباتی در سطح خطای پنج درصد، از مقدار F جدول بیشتر است. به علاوه، ملاحظه مقدار آماره دوربین – واتسن (١.٧٤) موید این مطلب است که بین باقیمانده‌های مدل، خود همبستگی وجود ندارد. در سطح خطای 5 درصد، مقدار P-Value برای سهام رشدی عبارت از (٠٠٠٠/٠) و برای سهام قیمتی عبارت از (٠٠٣٨/٠)است. همچنین، با توجه به ضرایب رگرسیون برای سهام رشدی (٠٢٢/٠-) و سهام قیمتی (٠١٧/٠-)، فرضیه اول پژوهش در گروه رکود تایید می‌شود.

 

٥-٢- آزمون فرضیه اول در گروه توسعه

نتایج حاصل از رگرسیون داده‌ها در گروه توسعه برای فرضیه اول در جدول شماره (٤) قابل مشاهده است.

 

 

 

جدول٤- نتایج آزمون فرضیه اول برای گروه توسعه

 

همان‌طور که در جدول فوق دیده می‌شود، با توجه به مقدار P-Value آماره F (٠.٠٠)، تمامی ضرایب برآوردی مدل، در سطح خطای 5 درصد معنادار هستند و وجود آن‌ها در مدل لازم است. بررسی مقدار ضریب تعیین تعدیل شده برای گروه توسعه (٧٢.٧٤  درصد)، نشان دهنده توان بالای توضیح دهندگی گروه به منظور پیش بینی متغیر وابسته است. مقدار آماره F رگرسیون (٧٤.٧٦) در این مدل حکایت از توان توضیح دهندگی مدل دارد، زیرا مقدار F محاسباتی در سطح خطای 5 درصد از مقدار F جدول بیشتر است. به علاوه، ملاحظه مقدار آماره دوربین – واتسن (٢.٢١) مؤید این مطلب است که بین باقیمانده‌های مدل، خود همبستگی وجود ندارد. در سطح خطای 5 درصد، مقدار P-Value برای سهام رشدی عبارت از (٠٠٠٠/٠) و برای سهام قیمتی عبارت از(٠٠٠٢/٠) است. همچنین، با توجه به ضرایب رگرسیون برای سهام رشدی (٠.٠١٨) و سهام قیمتی (٠.٠٥٣)، فرضیه اول پژوهش در گروه توسعه نیز تایید می گردد.

 

٥-٣- آزمون فرضیه اول در گروه میانی

نتایج حاصل از رگرسیون داده‌ها در گروه میانی برای فرضیه اول در جدول شماره (٥) قابل مشاهده است.

 

جدول٥- نتایج آزمون فرضیه اول برای مدل میانی

 

 

 

 

 

همان‌طور که در جدول فوق دیده می‌شود، با توجه به مقدار P-Value آماره F (٠٠/٠)، تمامی ضرایب برآوردی مدل، در سطح خطای 5 درصد معنادار هستند و وجود آن‌ها در مدل لازم است. بررسی مقدار ضریب تعیین تعدیل شده برای مدل میانی (٧٦.٦٦ درصد)، نشان دهنده توان بالای توضیح دهندگی گروه به منظور پیش بینی متغیر وابسته است. مقدار آماره F رگرسیون (٨٦.٢٣) در این مدل حکایت از توان توضیح دهندگی گروه دارد، زیرا مقدار F محاسباتی در سطح خطای پنج درصد از مقدار F جدول بیشتر است. بعلاوه، ملاحظه مقدار آماره دوربین – واتسن (٢.٠٢) مؤید این مطلب است که بین باقیمانده‌های مدل، خود همبستگی وجود ندارد. در سطح خطای 5 درصد مقدار P-Value برای سهام رشدی عبارت از (٠٠٠٠/٠) و برای سهام قیمتی عبارت از(٠٠٠٠/٠) است. همچنین، با توجه به ضرایب رگرسیون برای سهام رشدی (٠.٠٠١٤-) و سهام قیمتی (٠.٠٠٧١)، فرضیه اول پژوهش در گروه میانی نیز تایید می‌گردد.

 

٥-٤- آزمون فرضیه اول در گروه اوج

نتایج حاصل از رگرسیون داده‌ها در گروه اوج برای فرضیه اول در جدول شماره (٦) قابل مشاهده است.

 

جدول٦- نتایج آزمون فرضیه اول برای گروه اوج

 

همان‌طور که در جدول فوق دیده می‌شود، با توجه به مقدار P-Value آماره F (٠٠/٠)، تمامی ضرایب برآوردی مدل، در سطح خطای 5 درصد معنادار هستند و وجود آن‌ها در مدل لازم است. بررسی مقدار ضریب تعیین تعدیل شده برای مدل اوج (٢٠.٠١ درصد)، نشان دهنده توان توضیح دهندگی مدل به منظور پیش بینی متغیر وابسته است. مقدار آماره F رگرسیون (٨.٠٦) در این گروه حکایت از توان توضیح دهندگی گروه دارد، زیرا مقدار F محاسباتی در سطح خطای 5 درصد از مقدار F جدول بیشتر است. همچنین، ملاحظه مقدار آماره دوربین – واتسن (٢.١٥) مؤید این مطلب است که بین باقیمانده‌های مدل، خود همبستگی وجود ندارد.  در سطح خطای 5 درصد مقدار P-Value برای سهام رشدی عبارت از (٠.٨٨٣٥) و برای سهام قیمتی عبارت از (٠.٨٠١١) است. بنابراین، فرضیه اول پژوهش در گروه اوج مورد تایید نیست. خلاصه نتایج آزمون فرضیه اول در گروه‌های چهارگانه در جدول شماره (٧) درج شده است.

 

 

 

 

جدول ٧- نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول در گروه‌های چهارگانه

 

٦- آزمون فرضیه دوم پژوهش

براساس فرضیه دوم پژوهش، ریسک سیستماتیک سهام قیمتی، قدرت پیش بینی کنندگی بیشتری نسبت به ریسک سیستماتیک سهام رشدی در پیش بینی ریسک سیستماتیک مورد انتظار بازار دارد. نتایج حاصل از رگرسیون داده‌ها برای فرضیه دوم در جدول شماره (٨) قابل مشاهده است.

 

جدول ٨- نتایج آزمون فرضیه دوم