دانلود مقاله تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای

اختصاصی از فی ژوو دانلود مقاله تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

چکیده
از دیرباز قیمت گذاری دارایی های مالی با چالش ها و فراز و نشیب های زیادی رو به رو بوده است. چرا که دانشمندان عوامل متعدّد اثرگذاری را بر روی قیمت و بازده اوراق بهادار شناسایی و به اثبات رسانده اند. ریسک و حرکت افتان و خیزان بازار از جمله عواملی است که ارتباط بسیار تنگاتنگی با قیمت گذاری و بازده اوراق بهادار دارد. لذا این تحقیق با عنوان تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) و مدل شرطی قیمت گذاری داریی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) به دنبال ارائه و تحلیل این مطلب است که کدام یک از مدل های فوق، بهتر می تواند رابطه ریسک و بازده واقعی را تبیین کنند. جامعه مطالعاتی پژوهش حاضر بازار سرمایه ایران می باشد که در محدودۀ زمانی سال های 1380 تا 1386 مورد مطالعه قرار گرفته است. همچنین برای آزمون فرضیه ها، متغیرهای تحقیق به صورت ماهانه محاسبه و مورد آزمون قرار گرفته شده است. این تحقیق از دیدگاه روش و ماهیت، از نوع تحقیق های همبستگی به حساب می آید و با توجه به موضوع و فرضیه های تدوین شده؛ جهت انجام آزمون فرضیه های آماری از ضریب همبستگی پیرسون، ضریب تعیین، تحلیل واریانس و رگرسیون خطی استفاده شده است.
نتایج تحقیق نشان دهنده این واقعیت است که در مدل CD-CAPM، 53 درصد تغییرات بازده واقعی ناشی از بتای تعدیلی (کاهشی) است و در مقایسه با مدل C-CAPM که بتای سنتی آن فقط تا میزان 26 درصد از تغییرات بازده واقعی را تبیین می کند، در حد بالایی است. ماحصل یافته های فوق گویای این مطلب اند که مدل CD-CAPM در بورس اوراق بهادار تهران و در محدودۀ زمانی سال های 1380 تا 1386توانسته است، نسبت به مدل C-CAPM رابطه ریسک و بازده واقعی را به بهترین نحو تبیین کند.
واژگان کلیدی: CD-CAPM, C-CAPM ، ریسک سیستماتیک و بازده واقعی.

مقدمه
بورس اوراق بهادار به عنوان نماد بازار سرمایه ایران، تأثیر پذیری زیادی از تغییر چرخه های اقتصادی دارد. مدیران سرمایه گذاری، مدیران پرتفوی و سایر اشخاص حقیقی و حقوقی که در این بازار به معاملات سهام و سایر دارایی های مالی می پردازند، برای حفظ و افزایش ارزش سبد سرمایه گذاری های خود نیاز به بررسی عوامل مختلف مؤثر بر بازده پرتفوی دارایی های مالی خود تحت شرایط مختلف اقتصادی دارند.
یکی از عواملی که تأثیر زیادی بر بازده دارایی های مالی دارد، ریسک است و تمامی سرمایه گذاران باید به سنجش میزان حساسیت پرتفوی دارایی های مالی خود نسبت به ریسک بپردازند. آن ها جهت بهینه سازی پرتفوی دارایی های مالی خود متناسب با سطح ریسک همواره در جستجوی شناسایی عوامل تأثیر گذار بر بازده و روش اندازه گیری و کنترل آن عوامل هستند (تهرانی،1383، 41).
در فعالیت های اقتصادی سرمایه گذار به تناسب ریسکی که متحمّل می گردد، بازده دریافت می کند. این اصل در مبانی نظری مدیریت مالی تحت عنوان "مصالحه ریسک و بازده" خوانده می شود. مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای از جمله مدل هایی است که در محاسبه ضریب بتا (عامل ریسک سیستماتیک) سودمند است. این مدل حاصل شکل گیری و توسعه بازار مالی است که اولین بار توسط مارکوویتز با عنوان نظریه پرتفوی بنیان نهاده شد. مدل CAPM از جمله مدل هایی است که در محاسبه ضریب بتا سودمند است. در این مدل فرض بر این است که شرایط بازار متقارن است. بنابراین سنجش میزان ریسک، در ارزیابی سرمایه گذاری ضرورت می یابد، لیکن بروز شرایط بازار نا متقارن می تواند ضمن تأثیر بر صرف ریسک، نرخ بازده مورد انتظار دارایی را نیز تحت تأثیر قرار دهد (رهنمای رودپشتی و زنجیردار،1387، 3).
لذا معرفی مدل های تعدیل شده در این بازار ها تحت عنوان C-CAPM ، CD-CAPM می تواند برای تبیین بهتر رابطه بین ریسک و بازده، مورد استفاده قرار گیرد.
بیان مسئله
در اقتصاد رو به رشد حال حاضر مدیران سرمایه گذار و مدیران پرتفوی، همواره به دنبال گزینه های مناسب سرمایه گذاری هستند تا بتوانند هم سود مورد نظر را کسب کنند و هم در بلند مدت ثروت خود را افزایش دهند. بازار های مالی یکی از محافلی هستند که می توانند انگیزه سرمایه گذاری را برای سرمایه گذاران متجلی سازند. در حال حاضر بورس اوراق بهادار کشورمان این مهم را به عهده گرفته است. مدیران سرمایه گذاری و مدیران پرتفوی به دنبال انتخاب و گزینش اوراق بها داری هستند که بیشترین سود دهی را داشته باشد. همچنین سرمایه گذاری اگر به صورت نگهداشت مجموعه ای از اوراق بهادار مختلف و متنوع (پرتفوی) باشد، ریسک و خطر به همراه خواهد داشت. به عبارت دیگر انتخاب سبد سهام بدون در نظر گرفتن عوامل تأثیر گذار بر بازدهی، دارای ریسک می باشد. نکته ای که باید بدان اشاره نمود، این است که در عمل سرمایه گذاران چندان به متغیر ریسک در کنار بازدهی توجهی نمی کنند و یا به عبارتی دیگربه ریسک تحت عنوان یک معیار مهم برای سرمایه گذارای بها نمی دهند. در واقع آن چیزی که بازدهی یک شرکت را تحت تأثیر قرار می دهد، در حالت کلی وضعیت درون سازمانی و برون سازمانی است، به عنوان مثال ریسک تجاری، ریسک صنعت، ریسک بازار و... . پس اگر سرمایه گذار این عوامل را در ارتباط با بازدهی مد نظر قرار دهد، قطعاً به نتایج مطلوبی خواهد رسید. CAPM از جمله مدل هایی است که در محاسبه ریسک مفید است که توسط شارپ (1964)، لینتر (1965) و بلک (1977) در حوزه علوم اقتصادی ظاهر شد و تاکنون از پر کاربرد ترین مدل هایی است که در حوزۀ سرمایه گذاری و مالی مورد استفاده قرار می گیرد (گراهام و هاروی،2001، 243-187) . در این تحقیق اهتمام بر این است رابطه ریسک و بازدهی را بهتر تبیین کنیم.بنابراین سوالات زیر مطرح می شود:
1. کدام یک از مدل های فوق رابطه ریسک و بازده واقعی را با دقت و قدرت بیشتری بیان می کند؟
2. ضریب بتا ( β ) و بتای تعدیلی (dβ ) کدام یک بهتر می توانند بازده واقعی را دقیق تر تخمین بزنند ؟
3. کدام یک از مدل های C-CAPM و CD-CAPM قدرت تخمین بیشتری در ارتباط با بازده واقعی را دارا می باشند؟
ضرورت و اهمیت تحقیق
اهمیت موضوع را می توان حرکت رو به آرام تهدید هایی دانست که در صورت عدم وجود یک معیار صحیح و مناسب تعیین نرخ بازده مورد انتظار به وجود می آید. اگر در بورس اوراق بهادار تهران معیاری جهت تعیین قیمت پذیرش ریسک بیشتر وجود نداشته باشد و سهام شرکت های دارای ریسک بیشتر همانند سهام شرکت های با ریسک پایین قیمت گذاری شود، بازده تحقق یافته سرمایه گذاران متناسب با سطح پذیرش ریسک نخواهد بود.
ضمن آنکه در شرایط برآورد نرخ بازده مورد انتظار و تبیین مدل CAPM عامل ریسک سیستماتیک بازار سود برده و برای محاسبه ضریب همبستگی، از بازده های مثبت و منفی و شاخص بازار نسبت به میانگین دوره زمانی استفاده به عمل می آید، در نتیجه قسمت مثبت تفاوت ها نسبت به میانگین، تفاوت های منفی را تعدیل نموده و لذا ریسک سیستماتیک که عامل مهم برآورد نرخ بازده مورد انتظار است، به نحو مناسبی برآورد نگردیده و بسیاری از سرمایه گذاران توان کسب بازدهی متناسب با ریسک را نخواهد داشت و بازده تحقق یافته با انتظارات سرمایه گذاران متفاوت خواهد بود. عدم توجه به رابطه بین ریسک و بازده مورد توقع سرمایه گذاران به عدم کارایی بازار کمک می کند و باعث می شود بازار سرمایه ایران، همواره غیر کارا و خارج از حالت تعادل باقی بماند. این عدم انطباق موجب خروج سرمایه ها از این بازار جوان و یا جلوگیری از ورود سرمایه های جدید به آن خواهد شد، لذا وجود یک مدل که بتواند معیارهای ریسک و بازدهی را در تعیین ارزش سهام پوشش دهد و به حرکت بورس اوراق بهادار تهران در جهت کارآمدی بیشتر کمک نماید، ضروری به نظرمی رسد(عباسیان و دیگران،1384، 85- 71).
بنابراین، در مدل های جدید پیشنهادی هم از تفاوت های منفی و هم از تفاوت های مثبت جهت تخمین ریسک سیستماتیک بازار استفاده می شود، تا از این طریق بسیاری از مشکلات تشریح شده در بالا مرتفع گردد. اهمیت این پژوهش را می توان چنین بیان نمود که این ضرورت احساس می شود که به مدلی دست پیدا کنیم تا بتواند از نظر کیفی تأثیر ریسک بر بازده واقعی را به نحو مطلوبی تبیین نماید و بتواند تصویری روشن از وضعیت بورس اوراق بهادار تهران ارائه نماید. همچنین وجود رابطه خطی بین ریسک سیستماتیک و بازده را در شرایط نا متقارن اثبات نماید.
پیشینه تحقیق
تعیین قیمت و ارزیابی اوراق بهادار فرایند بسیار حساس و در عین حال پیچیده ای است، لذا از دیر باز تکنیک ها و مدل های مختلفی جهت تبیین فرایند قیمت گذاری ارائه شده است. اساس توسعه مدل قیمت گذاری دارایی توسط مارکوویتز(1952) و توبین (1958) بنا نهاده شده است. مدل CAPM از جمله مدل هایی است که در محاسبه ضریب بتا سودمند است. در این مدل فرض بر این است که شرایط بازار متقارن است. بنابراین سنجش میزان ریسک، در ارزیابی سرمایه گذاری ضرورت می یابد، لیکن بروز شرایط بازار نا متقارن می تواند ضمن تأثیر بر صرف ریسک، نرخ بازده مورد انتظار دارایی را نیز تحت تأثیر قرار دهد.
از طرفی ویلیام شارپ (1964)، بلاک (1977) ، ترینور (1961) و لینتر (1965) مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی را بیان کردند که به عامل ریسک و رابطه بین ریسک و بازده مورد انتظار و ارائه یک مدل مناسب جهت نمایش رابطه ریسک و بازده توجه می نمود. در عین حال با تکوین مدل مذکور ایرادات فراوانی به آن وارد گردید و موجب شد، تعداد زیادی از دانشمندان مدیریت و اقتصاد در جهت بسط و توسعه مدل مذکور اقدام نمایند. این مدل این امکان را می دهد تا با در نظر گرفتن نوسانات منفی بازده دارایی و شاخص بازار نسبت به میانگین دوره (شرایط نا متقارن)، امکان تعیین دقیق ریسک بازار و در نهایت نرخ بازده مورد انتظار فراهم آید. استرادا در سال 2002 مدلی را با عنوان مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه ای تعدیلی ابداع نموده که می تواند در شرایط بازار نا متقارن برآورد مناسبی از بازده مورد انتظار ارائه دهد. وی اظهار داشت که در شرایط نا متقارن بازار، CAPMتا حدود 38 درصد و D-CAPM، 55 درصد برآورد مناسبی از بازده مورد انتظار ارائه می دهند. استرادا آشکار نمود که سنجش های ریسک تعدیلی بر سنجش های ریسک استاندارد در شرح تغییر پذیری سطح متقاطع بازده‌ها در بازارهای نوظهور برتری دارد (استرادا،2002، 1) .
در دهۀ 1970 هنگامی که مدل های قیمت گذاری دارایی متعادل با ریسک منفی مطرح شد، عملاً مفهوم ریسک منفی (کاهشی) مورد توجه صاحب نظران مالی قرار گرفت.
مائو (1970) استدلال های قوی ای مبنی بر اینکه سرمایه گذاران تنها به ریسک کاهشی(منفی) توجه دارند و این که معیار نیم واریانس باید مورد توجه قرار بگیرد، ارائه نمود.
باوا (1975) و فیشبورن (1977) به توسعه معیارهای ریسک کاهشی پرداختند و معیار ریسکی تحت عنوان (LPM) را مطرح نمودند.
لیزنبرگ (1977) و هارلو و رائو (1989) مدل های شبه CAPM را بر اساس معیارهای ریسک کاهشی مطرح کردند.
از طرفی هوگان و وارن (1974) مدل شبه واریانس (MSB) را ارائه کردند. که معیار حساسیت دارایی(بتا) در مقابل نوسانات بازار قرار می گرفت، این معیار اندازه گیری جدید، بتای کاهشی نام گرفت.
کراس و لیزنبرگر (1976)،این ارتباط را به عنوان آزمون CAPM با عامل چولگی آزمون کردند و دریافتند که سرمایه گذاران برای چولگی مثبت انتظار پاداش دارند (کراس و لیزنبرگر،1376، 1096-1085) .
پنتیگل، ساندرام و ماتور (1995) رابطه بین ریسک و بازده را در شرایط مختلف رونق و رکود بازار بررسی نمودند و اعتقاد داشتند که ارزیابی رابطه بین بتا و بازده، نیاز به تعدیل دارد و تاکنون در آزمون های سنتی CAPM به جای بازده مورد انتظار از بازده واقعی استفاده شده است، در حالی که طبق مفروضات مدل CAPM باید رابطه بازده مورد انتظار با بتا مورد بررسی قرار گیرد. لذا آن ها نوعی رابطه شرطی بین بازده و بتا را توسعه دادند که در آن رابطه بتا با بازده وابسته به مثبت یا منفی بودن بازده اضافی (صرف ریسک) بازار بود ( پنتیگل ودیگران، 1995، 116-101 ) . پدرسون و هوآنگ (2003) در بررسی شرکت های انگلیسی نشان دادند که بتای کاهشی در بازار نامتقارن در مقایسه با بتای CAPM تخمین مناسب تری از نرخ بازده مورد انتظار ارائه می کند. پولاک و نیلانا (2003) در زمینه ریسک کاهشی و بکارگیری شیوه نیم واریانس تحقیقاتی انجام دادند و با تشکیل یک پرتفوی متشکل از 4 سهام و یک برگه اختیار معادله ، رویکرد سنتی میانگین- واریانس مارکوویتزی را با رویکرد میانگین- نیم واریانس مقایسه کردند. به نظر آن ها واریانس بازده، معیار سئوال برانگیز و محدودی برای سنجش ریسک می باشد. مخصوصاً آن که از این شیوه در ابزار مشتقه استفاده شود (پولاک و نیلانا، 2003، 2) .
پست و ون (2004) اظهار می دارند که محدودیت شناخته شده میانگین- واریانس CAPM ، این است که واریانس یک معیار اندازه گیری سئوال برانگیز احتمال ریسک سرمایه گذار می باشد. زمانی که عموم سرمایه گذاران از انحراف پایین تر از میانگین گریزانند و به انحرافات بالاتر از میانگین علاقه مندند، این اندازه گیری در مورد تغییر پذیری مثبت(رو به بالا) و تغییر پذیری منفی(رو به پایین) یک شکل عمل خواهد کرد و این یک دلیل قوی برای جا به جا نمودن واریانس، با معیار اندازه گیری ریسک کاهشی می باشد (پست و ون،2004) .
کمبل (2001) در مورد بتای شرطی چنین بیان می کند که بتای منفی برای دوره هایی که بازده متوسط بازار منفی و زیر متوسط بازده بازار است، مورد محاسبه قرار می گیرد و بتای مثبت موقعی که بتای بازار برای دوره هایی که بازده متوسط بازار مثبت است، مورد محاسبه قرار می گیرد. البته بتا بسیار از حرکت فرّار بازار تأثیر می پذیرد. فرّار بودن بازار در دوره هایی که بازار منفی است یا در حالت رکود به سر می برد بیش تر می شود.
اندرو وانگ و یوهانگ زینگ (2002) اعتقاد دارند که رابطه ای معکوس بین ریسک و بازده با ابزارهای دیگری علاوه بر بتای شرطی نیز مورد سنجش قرار می گیرد. مهم ترین این عوامل ضریب همبستگی است. اگر ضریب همبستگی را به عنوان یک معیار سنجش حرکت بازده سهام در ارتباط با یک دیگر در نظر بگیریم متوجه خواهیم شد سهامی که همبستگی منفی با یکدیگر دارند، نسبت به سهامی که همبستگی مثبت با هم دارند بازده مورد انتظار بیشتری دارند.
رهنمای رودپشتی و زنجیردار(1387) نیز در تحقیق خود که به بررسی تبیین ضریب حساسیت با استفاده از مدل CAPM وD-CAPM می پردازد به این نتیجه رسیدند که، D-CAPM تبیین دقیق تری نسبت به CAPM از رابطه بین بازده مورد انتظار و بازده بازار ارائه می دهد. همچنین بین بتای تعدیلی و بتا تفاوت معناداری وجود دارد و بازده مورد انتظار دو مدل از تفاوت معناداری برخوردارند و نهایتاَ اینکه استفاده از D-CAPM نسبت به CAPM در بازار، جهت ارزشیابی دارایی های مالی، به دلیل آنکه از توان بهتری برخوردار است، مناسب تر است(رهنمای رودپشتی و زنجیردار،1387، 2).
سیلویا پول و گرنجر(1991) در تحقیقی که در دورۀ زمانی 1991 الی 1999 بر روی شاخص S&P500 و داوجونز انجام دادند، شرایط مختلف بازار را در نظر گرفته و مدل CAPM شرطی را مورد استفاده قرار دادند. هدف از انجام تحقیق بررسی تأثیر نامتقارن شرایط مختلف بازار بر روی بتا بود و به این نتیجه رسیدند که با توجه به تأثیر اخبار خوب و بد بر روی بازار، بتای پرتفوی ها تحت شرایط مختلف ثابت می ماند.
تبیین مدل تحلیلی C-CAPM و CD-CAPM
- مدل C-CAPM
Ri = Rf + [Rm – Rf]1 β .D + [Rm – Rf]2 β .(1-D) + ei
Ri : بازده مورد انتظار دارایی i ، Rf : نرخ بازده بدون ریسک، [Rm –Rf ]1 : صرف ریسک مثبت، [Rm –Rf ]2 :صرف ریسک منفی، iβ : بتای سنتی(ضریب حساسیت) دارایی i ، D : متغیر کمکی برای تعیین کردن صرف ریسک .
اگر باشد آنگاه یعنی در حالت صرف ریسک منفی هستیم. بنابراین عمل خواهد شد و طرف دیگر معادله رگرسیون غیر فعّال می گردد.
اگر باشد آنگاه یعنی در حالت صرف ریسک مثبت هستیم. بنابراین عمل خواهد شد و طرف دیگر معادله رگرسیون غیر فعّال می گردد.
- مدل CD-CAPM
Ri = Rf + [Rm – Rf]1 βd .D + [Rm – Rf]2 βd .(1-D) + e
که در آن :
Ri: بازده مورد انتظار دارایی i ، Rf: نرخ بازده بدون ریسک، [Rm –Rf ]1 : صرف ریسک مثبت، [Rm –Rf ]2 : صرف ریسک منفی، diβ : بتای تعدیلی(ضریب حساسیت) دارایی i .
متغیر های تحقیق و شیوه اندازه گیری آن ها
بازده بدون ریسک
بازده بدون ریسک، عبارتند از، متوسط نرخ بازدهی است که سرمایه گذاران بدون تحمل ریسک انتظار کسب آن را دارند. اوراق بها داری را که دارای هیچ گونه ریسک سیستماتیک نمی باشد، اوراق بهادار بدون ریسک می نامند. ضریب بتای این گونه اوراق صفر است. بهترین نمونه اوراق بهادار بدون ریسک، اوراق خزانه هستند (نوو،1383 ،195).
با توجه به ویژگی های اوراق مشارکت در ایران که شامل تضمین پرداخت اصل و سود مشارکت از سوی دولت، بانک مرکزی و سایر بانک ها و نیز باز خرید اوراق به مبلغ اسمی قبل از سررسید می باشد، سود علی الحساب اعلام شده از سال 1380 تا 2/4/1384 با نرخ 17 درصد و پس از آن تاریخ بنا به اعلام تغییر نرخ از سوی بانک مرکزی از 17 درصد به 5/15 درصد به عنوان نرخ بازده بدون ریسک تا پایان دوره زمانی تحقیق در نظر گرفته شد. نرخ بازده بدون ریسک نیز بر مبنای نگاره شماره (1) بکار برده می شود.البته این نرخ ها سالیانه می باشند که در این تحقیق با توجه به این که کلیه متغیر ها ماهیانه محاسبه شده اند، نرخ بازده بدون ریسک نیز بر 12 تقسیم می شود تا این نرخ به صورت ماهیانه مورد استفاده قرار گیرد.
بازده ماهانه سهام
بازده سهام نیز از رابطۀ ذیل بدست می آید :

که در آن :
: درصد افزایش سرمایه، P0: قیمت اول دوره، DPs: سود تقسیم شده بین سهامداران، P1: قیمت آخر دوره.
نرخ بازده ماهانه بازار
نرخ بازده بازار نیز از رابطه زیر بدست می آید:
که در آن :
: قیمت آخرسال شاخص بازار، : قیمت اول سال شاخص بازار، Rm: نرخ بازده سالیانه بازار.

بتای سنتی
تأثیر یک سهام خاص بر مخاطره کلی یک مجموعه سهام متنوع را با بتای سهام مزبور اندازه گیری می کنند. هر چه بتای سهام بزرگتر باشد، سهام میزان تأثیر پذیری اش از بازار و نوسانات آن بیشتر است(تقوی،1376،87).



بتای تعدیلی
ضریب حساسیت یا بتای کاهشی از طریق رابطه زیر محاسبه می گردد:

که در آن :
Scov(Ri,Rm) : شبه کواریانس بین بازده سهام شرکت و بازده بازار،
Svar(Rm) : شبه واریانس بازار (نیکو مرام و دیگران،1385،316).
کواریانس دارایی i نسبت به پرتفوی بازار در چارچوب ریسک منفی و همچنین شبه واریانس مربوط نیز به صورت ذیل بیان می شود (استرادا،2007، 185-169) .


با توجه به مطالب فوق می توان ضریب همبستگی بین دارایی i و بازده بازار را در رابطۀ زیر محاسبه نمود:

فرضیه های تحقیق
در ادامه تحقیق برای پاسخ به سئوال های تحقیق که برگرفته شده از چارچوب نظری تحقیق است، اقدام به تدوین فرضیه های زیر گردید:
فرضیه اول مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت اول فرضیه اول مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک منفی در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت دوم فرضیه اول مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک مثبت در بازار سرمایه ایران دارد.
فرضیه دوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت اول فرضیه دوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک منفی در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت دوم فرضیه دوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک مثبت در بازار سرمایه ایران دارد.
فرضیه سوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) در مقایسه با مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توان تبیین بالاتری برای ارائه رابطه ریسک و بازده واقعی را در بازار سرمایه ایران دارد.
روش تحقیق
روش مورد استفاده در تحقیق جهت آزمون فرضیه ها بر پایه استقلال قیاسی استوار است که از تحلیل مطالب نظری و تجربی ناشی می شود. تحقیق حاضر همچنین از نوع تحقیقات گذشته نگر است. چنانچه داده های گرد آوری شده در رابطه با رویدادهایی باشند که در گذشته رخ داده است، طرح تحقیق گذشته نگر تلقی می گردد(سرمد و همکاران،1381،170). تحقیق از نوع تحقیقات کاربردی است. هدف تحقیق کاربردی، توسعه دانش کاربردی در یک زمینه خاص است. هم چنین تحقیق حاضر، از نظر روش و ماهیت از نوع تحقیق های همبستگی است. در این تحقیق هدف، تعیین میزان هماهنگی تغییرات متغیرهاست. برای این منظور بر حسب مقیاس های اندازه گیری متغیر ها، شاخص های مناسبی اختیار می شود(همان منبع،172). بدین منظور ابتدا بتا و بتای تعدیلی مربوط به مدل های C-CAPMوCD-CAPM و صرف ریسک مثبت و منفی بازار نیز با عنایت به داده های جمع آوری شده محاسبه و سپس با بازده واقعی مورد آزمون قرار می گیرد.
روش گردآوری اطلاعات
برای جمع آوری داده های مورد نیاز آزمون فرضیه ها و همچنین مبانی نظری پژوهش، از روش کتابخانه ای استفاده شده است. صورت های مالی، یادداشت های همراه و گزارش های مالی شرکت های مورد مطالعه که توسط سازمان بورس اوراق بهادار منتشر گردیده است، به عنوان ابزار تحقیق معرفی می گردد که این موارد در آرشیو این سازمان موجود می باشد و همچنین از نرم افزار ره آورد نوین محصول شرکت پارس پرتفولیو جهت استخراج داده های تحقیق استفاده گردیده است. لازم به ذکر است که داده ها و اطلاعات از نوع داده های ثانویه اند که تحقیقاً دارای اعتبار و روایی مناسب می باشد.
جامعه مطالعاتی تحقیق
بارتلی و پیر (2004) تحقیقات متعددی در مورد دست یابی به بهترین دورۀ زمانی برآورد بازده مورد انتظار انجام دادند. آن ها به این نتیجه رسیدند که استفاده از بازده های ماهیانه یک دورۀ زمانی 5 ساله بهترین قالب زمانی در زمینه چنین تحقیقاتی است( بارتلی و پیر،2004) .
با توجه به تحقیقات فوق و برای دقت و اعتبار بیشتر نتایج تحقیق پیش رو دورۀ زمانی 7 ساله که از ابتدای سال 1380 تا پایان سال 1386 است، به عنوان دورۀ زمانی تحقیق انتخاب شد.
جامعه مطالعاتی تحقیق شامل کلیه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ زمانی سال های1380 تا 1386 ، با در نظر گرفتن ویژگی های زیر می باشد:
1. در بازۀ زمانی سال های 1380 تا 1386، سهام شرکت در بورس اوراق بهادار مورد معادله قرار گرفته باشد.
2. پایان سال مالی شرکت 29 اسفند ماه باشد.
3. روز های معاملاتی شرکت در هر سال مالی حداقل 80 روز باشد.
4. جزء شرکت های واسطه گری مالی و سرمایه گذاری(هلدینگ) نباشد.
از آن رو بین کل شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، تعداد 162 شرکت پایان سال مالی آن ها 29 اسفند ماه بود.
در ادامه از بین شرکت هایی که پایان سال مالی آن ها 29 اسفند ماه بود، شرکت هایی که وقفه های معاملاتی بیش از 6 ماه داشتند از جامعه مطالعاتی حذف و همچنین تعداد 13 شرکت سرمایه گذاری نیز به دلیل آنکه نحوه تقسیم سود و ساختار سرمایه شان، نسبت به سایر شرکت ها متفاوت است و دارای اهرم مالی بالایی هستند و ممکن است نتایج تحقیق را خدشه دار کنند؛ از جامعه مطالعاتی تحقیق حذف شدند. در نهایت 77 شرکت به عنوان جامعه مطالعاتی تحقیق انتخاب گردید.
روش تجزیه و تحلیل داده ها
در این تحقیق با توجه به جامعه مطالعاتی نسبت به گردآوری داده های خام تحقیق اقدام شده است. بدین منظور ابتدا قیمت روزانه سهام شرکت ها استخراج شد و بر مبنای تغییرات قیمتی و عایدات سهام مزبور بازدهی ماهیانه (Ri) سهام هر یک از شرکت ها محاسبه گردیده است. در مورد محاسبه بازدهی ماهیانه بازار(Rm) با استفاده از شاخص کل بازار اوراق بهادار تهران نیز همین محاسبات صورت گرفت. پس از محاسبه این دو متغیر به عنوان دو متغیر مستقل، متغیر بتای سنتی و بتای کاهشی نیز محاسبه گردید.
یکی دیگر از متغیرهای تحقیق نیز که از اهمیت بسزایی برخوردار است، صرف ریسک (Rm-Rf) است که هر گاه نرخ بازده بازار بیشتر از نرخ بازده بدون ریسک باشد، صرف ریسک را مثبت (بازار رو به بالا) و هنگامی که نرخ بازده بدون ریسک بیشتر از نرخ بازده بازار باشد، صرف ریسک را منفی (بازار رو به پایین) گویند.
با عنایت به این که تحقیق از دیدگاه روش و ماهیت، از نوع تحقیقات همبستگی به حساب می آید و با توجه به موضوع تحقیق و فرضیه های موجود، جهت انجام آزمون های آماری از ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون و تحلیل واریانس (ANOVA) کمک گرفته شده است. خط رگرسیون جامعه به صورت y =  + β x معرفی گردیده است که اگر فرض 0= β تایید شود نشان دهنده این مطلب است که بین دو متغیر x و y رابطه وجود ندارد. با استفاده از تحلیل واریانس نیز می توان وجود رابطه خطی بین x و y را آزمون نمود.
نگاره شماره (1) : مقایسه دو مدل C-CAPM و CD-CAPM در تبیین رابطه ریسک و بازدهی واقعی ماهانه
مؤلفه های آماری

متغیر های تحقیق ضریب همبستگی پیرسون ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیل شده دوربین- واتسون آماره F آماره t تعداد سطح خطا سطح معنی داری نتیجه آزمون
بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت (C-CAPM) 0.506 0.257 0.256 1.917 915.1 30.25 2654 0.01 0.000 تایید فرضیه
بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی (C-CAPM) 0.531 0.282 0.281 1.985 1219 34.92 3111 0.01 0.000 تایید فرضیه
بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت (CD-CAPM) 0.725 0.526 0.525 1.985 2844 53.33 2569 0.01 0.000 تایید فرضیه
بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی (CD-CAPM) 0.721 0.520 0.520 1.952 3325 57.66 3068 0.01 0.000 تایید فرضیه
تجزیه و تحلیل داده ها و آزمون فرضیه ها
آزمون وضعیت اول فرضیه اول
مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای(C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک منفی در بازار سرمایه ایران دارد.
طبق نگاره شماره (1) ضریب همبستگی پیرسون بین دو متغیر بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی برابر0.53 است. این عدد در سطح خطای 1% رابطه معنی داری را بین دو متغیر بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی نشان می دهد. همچنین ضریب تعیین محاسبه شده نیز عدد 0.28 را نشان می دهد، که برازش نسبتاً مناسبی از تغییرات متغیر نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی توسط متغیر بتای سنتی ماهانه ارائه می کند.
یکی از مفروضات رگرسیون استقلال خطاها ست. آماره دوربین- واتسون به منظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر استفاده می شود که اگر مقدار آماره دوربین- واتسون در فاصله 5/1 و 5/2 داشته باشد فرض همبستگی بین خطاها رد می شود و می توان از رگرسیون استفاده کرد. مقدار آماره دوربین- واتسون 1.985 می باشد و این عدد نشان می دهد که خطاها از یکدیگر مستقل هستند و بین خطاها خود همبستگی وجود ندارد و فرض همبستگی بین خطاها رد می شود و می توان از رگرسیون استفاده کرد.
نمودار شماره (1) علاوه بر پراکندگی، معادله رگرسیون خطی ساده و ضریب تعیین دو متغیر بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی را نشان می دهد. این نتایج منطبق بر نتایج حاصل از روش رگرسیون خطی ساده است.
آزمون وضعیت دوم فرضیه اول
مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای(C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک مثبت در بازار سرمایه ایران دارد.
طبق نگاره شماره (1) ضریب همبستگی پیرسون بین دو متغیر بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت برابر0.50 است. این عدد در سطح خطای 1% رابطه معنی داری را بین دو متغیر بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت نشان می دهد. همچنین ضریب تعیین محاسبه شده نیز مقدار 0.26 را نشان می دهد، که برازش نسبتاً مناسبی از تغییرات متغیر نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت توسط متغیر بتای سنتی ماهانه ارائه می کند. مقدار آماره دوربین- واتسون 1.917می باشد و این عدد نشان می دهد که خطاها از یکدیگر مستقل هستند و می توان از رگرسیون استفاده کرد.
نمودار شماره (2) پراکندگی و معادله رگرسیون خطی ساده و ضریب تعیین دو متغیر بتای سنتی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت را نشان می دهد.
آزمون وضعیت اول فرضیه دوم
مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی(CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک منفی در بازار سرمایه ایران دارد.
بر اساس نگاره شماره (1) ضریب همبستگی پیرسون بین دو متغیر بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی برابر0.52 است. با توجه به ضریب همبستگی پیرسون و سطح معنی داری بیان شده در سطح خطای 1% رابطه معنی دار و در حد بالایی را بین دو متغیر بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک منفی نشان می دهد. مقدار آماره دوربین- واتسون نیز 1.952 می باشد و این عدد نشان می دهد که خطاها از یکدیگر مستقل هستند و می توان از رگرسیون استفاده کرد.
نمودار شماره (3) علاوه بر پراکندگی، معادله رگرسیون خطی ساده و ضریب تعیین دو متغیر بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت را نشان می دهد.
آزمون وضعیت دوم فرضیه دوم
مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی(CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک مثبت در بازار سرمایه ایران دارد.
با مشاهده نگاره شماره (1) ضریب همبستگی پیرسون بین دو متغیر بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت برابر0.725 است. این عدد در سطح خطای 1% رابطه معنی داری را بین دو متغیر بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت نشان می دهد. همچنین ضریب تعیین محاسبه شده نیز عدد 0.525 را نشان می دهد که این مقدار در حد بالایی می باشد و برازش مناسبی از تغییرات متغیر وابسته را در شرایط صرف ریسک مثبت توسط متغیر بتای کاهشی ماهانه ارائه می دهد. مقدار آماره دوربین- واتسون نیز مقدار 1.985می باشد و این عدد نشان می دهد بین خطاها خود همبستگی وجود ندارد و می توان از رگرسیون استفاده کرد.

نمودار شماره (4) علاوه بر پراکندگی، معادله رگرسیون خطی ساده و ضریب تعیین دو متغیر بتای کاهشی ماهانه و نرخ بازده واقعی ماهانه در شرایط صرف ریسک مثبت را نشان می دهد. این نتایج منطبق بر نتایج حاصل از روش رگرسیون خطی ساده است.

فرمت این مقاله به صورت Word و با قابلیت ویرایش میباشد

تعداد صفحات این مقاله  21  صفحه

پس از پرداخت ، میتوانید مقاله را به صورت انلاین دانلود کنید

دانلود مقاله تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای

اختصاصی از فی ژوو دانلود مقاله تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای و مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی در تبیین نرخ بازدهی واقعی سهام
چکیده
از دیرباز قیمت گذاری دارایی های مالی با چالش ها و فراز و نشیب های زیادی رو به رو بوده است. چرا که دانشمندان عوامل متعدّد اثرگذاری را بر روی قیمت و بازده اوراق بهادار شناسایی و به اثبات رسانده اند. ریسک و حرکت افتان و خیزان بازار از جمله عواملی است که ارتباط بسیار تنگاتنگی با قیمت گذاری و بازده اوراق بهادار دارد. لذا این تحقیق با عنوان تحلیل مقایسه ای بین مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) و مدل شرطی قیمت گذاری داریی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) به دنبال ارائه و تحلیل این مطلب است که کدام یک از مدل های فوق، بهتر می تواند رابطه ریسک و بازده واقعی را تبیین کنند. جامعه مطالعاتی پژوهش حاضر بازار سرمایه ایران می باشد که در محدودۀ زمانی سال های 1380 تا 1386 مورد مطالعه قرار گرفته است. همچنین برای آزمون فرضیه ها، متغیرهای تحقیق به صورت ماهانه محاسبه و مورد آزمون قرار گرفته شده است. این تحقیق از دیدگاه روش و ماهیت، از نوع تحقیق های همبستگی به حساب می آید و با توجه به موضوع و فرضیه های تدوین شده؛ جهت انجام آزمون فرضیه های آماری از ضریب همبستگی پیرسون، ضریب تعیین، تحلیل واریانس و رگرسیون خطی استفاده شده است.
نتایج تحقیق نشان دهنده این واقعیت است که در مدل CD-CAPM، 53 درصد تغییرات بازده واقعی ناشی از بتای تعدیلی (کاهشی) است و در مقایسه با مدل C-CAPM که بتای سنتی آن فقط تا میزان 26 درصد از تغییرات بازده واقعی را تبیین می کند، در حد بالایی است. ماحصل یافته های فوق گویای این مطلب اند که مدل CD-CAPM در بورس اوراق بهادار تهران و در محدودۀ زمانی سال های 1380 تا 1386توانسته است، نسبت به مدل C-CAPM رابطه ریسک و بازده واقعی را به بهترین نحو تبیین کند.
واژگان کلیدی: CD-CAPM, C-CAPM ، ریسک سیستماتیک و بازده واقعی.

مقدمه
بورس اوراق بهادار به عنوان نماد بازار سرمایه ایران، تأثیر پذیری زیادی از تغییر چرخه های اقتصادی دارد. مدیران سرمایه گذاری، مدیران پرتفوی و سایر اشخاص حقیقی و حقوقی که در این بازار به معاملات سهام و سایر دارایی های مالی می پردازند، برای حفظ و افزایش ارزش سبد سرمایه گذاری های خود نیاز به بررسی عوامل مختلف مؤثر بر بازده پرتفوی دارایی های مالی خود تحت شرایط مختلف اقتصادی دارند.
یکی از عواملی که تأثیر زیادی بر بازده دارایی های مالی دارد، ریسک است و تمامی سرمایه گذاران باید به سنجش میزان حساسیت پرتفوی دارایی های مالی خود نسبت به ریسک بپردازند. آن ها جهت بهینه سازی پرتفوی دارایی های مالی خود متناسب با سطح ریسک همواره در جستجوی شناسایی عوامل تأثیر گذار بر بازده و روش اندازه گیری و کنترل آن عوامل هستند (تهرانی،1383، 41).
در فعالیت های اقتصادی سرمایه گذار به تناسب ریسکی که متحمّل می گردد، بازده دریافت می کند. این اصل در مبانی نظری مدیریت مالی تحت عنوان "مصالحه ریسک و بازده" خوانده می شود. مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای از جمله مدل هایی است که در محاسبه ضریب بتا (عامل ریسک سیستماتیک) سودمند است. این مدل حاصل شکل گیری و توسعه بازار مالی است که اولین بار توسط مارکوویتز با عنوان نظریه پرتفوی بنیان نهاده شد. مدل CAPM از جمله مدل هایی است که در محاسبه ضریب بتا سودمند است. در این مدل فرض بر این است که شرایط بازار متقارن است. بنابراین سنجش میزان ریسک، در ارزیابی سرمایه گذاری ضرورت می یابد، لیکن بروز شرایط بازار نا متقارن می تواند ضمن تأثیر بر صرف ریسک، نرخ بازده مورد انتظار دارایی را نیز تحت تأثیر قرار دهد (رهنمای رودپشتی و زنجیردار،1387، 3).
لذا معرفی مدل های تعدیل شده در این بازار ها تحت عنوان C-CAPM ، CD-CAPM می تواند برای تبیین بهتر رابطه بین ریسک و بازده، مورد استفاده قرار گیرد.
بیان مسئله
در اقتصاد رو به رشد حال حاضر مدیران سرمایه گذار و مدیران پرتفوی، همواره به دنبال گزینه های مناسب سرمایه گذاری هستند تا بتوانند هم سود مورد نظر را کسب کنند و هم در بلند مدت ثروت خود را افزایش دهند. بازار های مالی یکی از محافلی هستند که می توانند انگیزه سرمایه گذاری را برای سرمایه گذاران متجلی سازند. در حال حاضر بورس اوراق بهادار کشورمان این مهم را به عهده گرفته است. مدیران سرمایه گذاری و مدیران پرتفوی به دنبال انتخاب و گزینش اوراق بها داری هستند که بیشترین سود دهی را داشته باشد. همچنین سرمایه گذاری اگر به صورت نگهداشت مجموعه ای از اوراق بهادار مختلف و متنوع (پرتفوی) باشد، ریسک و خطر به همراه خواهد داشت. به عبارت دیگر انتخاب سبد سهام بدون در نظر گرفتن عوامل تأثیر گذار بر بازدهی، دارای ریسک می باشد. نکته ای که باید بدان اشاره نمود، این است که در عمل سرمایه گذاران چندان به متغیر ریسک در کنار بازدهی توجهی نمی کنند و یا به عبارتی دیگربه ریسک تحت عنوان یک معیار مهم برای سرمایه گذارای بها نمی دهند. در واقع آن چیزی که بازدهی یک شرکت را تحت تأثیر قرار می دهد، در حالت کلی وضعیت درون سازمانی و برون سازمانی است، به عنوان مثال ریسک تجاری، ریسک صنعت، ریسک بازار و... . پس اگر سرمایه گذار این عوامل را در ارتباط با بازدهی مد نظر قرار دهد، قطعاً به نتایج مطلوبی خواهد رسید. CAPM از جمله مدل هایی است که در محاسبه ریسک مفید است که توسط شارپ (1964)، لینتر (1965) و بلک (1977) در حوزه علوم اقتصادی ظاهر شد و تاکنون از پر کاربرد ترین مدل هایی است که در حوزۀ سرمایه گذاری و مالی مورد استفاده قرار می گیرد (گراهام و هاروی،2001، 243-187) . در این تحقیق اهتمام بر این است رابطه ریسک و بازدهی را بهتر تبیین کنیم.بنابراین سوالات زیر مطرح می شود:
1. کدام یک از مدل های فوق رابطه ریسک و بازده واقعی را با دقت و قدرت بیشتری بیان می کند؟
2. ضریب بتا ( β ) و بتای تعدیلی (dβ ) کدام یک بهتر می توانند بازده واقعی را دقیق تر تخمین بزنند ؟
3. کدام یک از مدل های C-CAPM و CD-CAPM قدرت تخمین بیشتری در ارتباط با بازده واقعی را دارا می باشند؟
ضرورت و اهمیت تحقیق
اهمیت موضوع را می توان حرکت رو به آرام تهدید هایی دانست که در صورت عدم وجود یک معیار صحیح و مناسب تعیین نرخ بازده مورد انتظار به وجود می آید. اگر در بورس اوراق بهادار تهران معیاری جهت تعیین قیمت پذیرش ریسک بیشتر وجود نداشته باشد و سهام شرکت های دارای ریسک بیشتر همانند سهام شرکت های با ریسک پایین قیمت گذاری شود، بازده تحقق یافته سرمایه گذاران متناسب با سطح پذیرش ریسک نخواهد بود.
ضمن آنکه در شرایط برآورد نرخ بازده مورد انتظار و تبیین مدل CAPM عامل ریسک سیستماتیک بازار سود برده و برای محاسبه ضریب همبستگی، از بازده های مثبت و منفی و شاخص بازار نسبت به میانگین دوره زمانی استفاده به عمل می آید، در نتیجه قسمت مثبت تفاوت ها نسبت به میانگین، تفاوت های منفی را تعدیل نموده و لذا ریسک سیستماتیک که عامل مهم برآورد نرخ بازده مورد انتظار است، به نحو مناسبی برآورد نگردیده و بسیاری از سرمایه گذاران توان کسب بازدهی متناسب با ریسک را نخواهد داشت و بازده تحقق یافته با انتظارات سرمایه گذاران متفاوت خواهد بود. عدم توجه به رابطه بین ریسک و بازده مورد توقع سرمایه گذاران به عدم کارایی بازار کمک می کند و باعث می شود بازار سرمایه ایران، همواره غیر کارا و خارج از حالت تعادل باقی بماند. این عدم انطباق موجب خروج سرمایه ها از این بازار جوان و یا جلوگیری از ورود سرمایه های جدید به آن خواهد شد، لذا وجود یک مدل که بتواند معیارهای ریسک و بازدهی را در تعیین ارزش سهام پوشش دهد و به حرکت بورس اوراق بهادار تهران در جهت کارآمدی بیشتر کمک نماید، ضروری به نظرمی رسد(عباسیان و دیگران،1384، 85- 71).
بنابراین، در مدل های جدید پیشنهادی هم از تفاوت های منفی و هم از تفاوت های مثبت جهت تخمین ریسک سیستماتیک بازار استفاده می شود، تا از این طریق بسیاری از مشکلات تشریح شده در بالا مرتفع گردد. اهمیت این پژوهش را می توان چنین بیان نمود که این ضرورت احساس می شود که به مدلی دست پیدا کنیم تا بتواند از نظر کیفی تأثیر ریسک بر بازده واقعی را به نحو مطلوبی تبیین نماید و بتواند تصویری روشن از وضعیت بورس اوراق بهادار تهران ارائه نماید. همچنین وجود رابطه خطی بین ریسک سیستماتیک و بازده را در شرایط نا متقارن اثبات نماید.
پیشینه تحقیق
تعیین قیمت و ارزیابی اوراق بهادار فرایند بسیار حساس و در عین حال پیچیده ای است، لذا از دیر باز تکنیک ها و مدل های مختلفی جهت تبیین فرایند قیمت گذاری ارائه شده است. اساس توسعه مدل قیمت گذاری دارایی توسط مارکوویتز(1952) و توبین (1958) بنا نهاده شده است. مدل CAPM از جمله مدل هایی است که در محاسبه ضریب بتا سودمند است. در این مدل فرض بر این است که شرایط بازار متقارن است. بنابراین سنجش میزان ریسک، در ارزیابی سرمایه گذاری ضرورت می یابد، لیکن بروز شرایط بازار نا متقارن می تواند ضمن تأثیر بر صرف ریسک، نرخ بازده مورد انتظار دارایی را نیز تحت تأثیر قرار دهد.
از طرفی ویلیام شارپ (1964)، بلاک (1977) ، ترینور (1961) و لینتر (1965) مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی را بیان کردند که به عامل ریسک و رابطه بین ریسک و بازده مورد انتظار و ارائه یک مدل مناسب جهت نمایش رابطه ریسک و بازده توجه می نمود. در عین حال با تکوین مدل مذکور ایرادات فراوانی به آن وارد گردید و موجب شد، تعداد زیادی از دانشمندان مدیریت و اقتصاد در جهت بسط و توسعه مدل مذکور اقدام نمایند. این مدل این امکان را می دهد تا با در نظر گرفتن نوسانات منفی بازده دارایی و شاخص بازار نسبت به میانگین دوره (شرایط نا متقارن)، امکان تعیین دقیق ریسک بازار و در نهایت نرخ بازده مورد انتظار فراهم آید. استرادا در سال 2002 مدلی را با عنوان مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه ای تعدیلی ابداع نموده که می تواند در شرایط بازار نا متقارن برآورد مناسبی از بازده مورد انتظار ارائه دهد. وی اظهار داشت که در شرایط نا متقارن بازار، CAPMتا حدود 38 درصد و D-CAPM، 55 درصد برآورد مناسبی از بازده مورد انتظار ارائه می دهند. استرادا آشکار نمود که سنجش های ریسک تعدیلی بر سنجش های ریسک استاندارد در شرح تغییر پذیری سطح متقاطع بازده‌ها در بازارهای نوظهور برتری دارد (استرادا،2002، 1) .
در دهۀ 1970 هنگامی که مدل های قیمت گذاری دارایی متعادل با ریسک منفی مطرح شد، عملاً مفهوم ریسک منفی (کاهشی) مورد توجه صاحب نظران مالی قرار گرفت.
مائو (1970) استدلال های قوی ای مبنی بر اینکه سرمایه گذاران تنها به ریسک کاهشی(منفی) توجه دارند و این که معیار نیم واریانس باید مورد توجه قرار بگیرد، ارائه نمود.
باوا (1975) و فیشبورن (1977) به توسعه معیارهای ریسک کاهشی پرداختند و معیار ریسکی تحت عنوان (LPM) را مطرح نمودند.
لیزنبرگ (1977) و هارلو و رائو (1989) مدل های شبه CAPM را بر اساس معیارهای ریسک کاهشی مطرح کردند.
از طرفی هوگان و وارن (1974) مدل شبه واریانس (MSB) را ارائه کردند. که معیار حساسیت دارایی(بتا) در مقابل نوسانات بازار قرار می گرفت، این معیار اندازه گیری جدید، بتای کاهشی نام گرفت.
کراس و لیزنبرگر (1976)،این ارتباط را به عنوان آزمون CAPM با عامل چولگی آزمون کردند و دریافتند که سرمایه گذاران برای چولگی مثبت انتظار پاداش دارند (کراس و لیزنبرگر،1376، 1096-1085) .
پنتیگل، ساندرام و ماتور (1995) رابطه بین ریسک و بازده را در شرایط مختلف رونق و رکود بازار بررسی نمودند و اعتقاد داشتند که ارزیابی رابطه بین بتا و بازده، نیاز به تعدیل دارد و تاکنون در آزمون های سنتی CAPM به جای بازده مورد انتظار از بازده واقعی استفاده شده است، در حالی که طبق مفروضات مدل CAPM باید رابطه بازده مورد انتظار با بتا مورد بررسی قرار گیرد. لذا آن ها نوعی رابطه شرطی بین بازده و بتا را توسعه دادند که در آن رابطه بتا با بازده وابسته به مثبت یا منفی بودن بازده اضافی (صرف ریسک) بازار بود ( پنتیگل ودیگران، 1995، 116-101 ) . پدرسون و هوآنگ (2003) در بررسی شرکت های انگلیسی نشان دادند که بتای کاهشی در بازار نامتقارن در مقایسه با بتای CAPM تخمین مناسب تری از نرخ بازده مورد انتظار ارائه می کند. پولاک و نیلانا (2003) در زمینه ریسک کاهشی و بکارگیری شیوه نیم واریانس تحقیقاتی انجام دادند و با تشکیل یک پرتفوی متشکل از 4 سهام و یک برگه اختیار معادله ، رویکرد سنتی میانگین- واریانس مارکوویتزی را با رویکرد میانگین- نیم واریانس مقایسه کردند. به نظر آن ها واریانس بازده، معیار سئوال برانگیز و محدودی برای سنجش ریسک می باشد. مخصوصاً آن که از این شیوه در ابزار مشتقه استفاده شود (پولاک و نیلانا، 2003، 2) .
پست و ون (2004) اظهار می دارند که محدودیت شناخته شده میانگین- واریانس CAPM ، این است که واریانس یک معیار اندازه گیری سئوال برانگیز احتمال ریسک سرمایه گذار می باشد. زمانی که عموم سرمایه گذاران از انحراف پایین تر از میانگین گریزانند و به انحرافات بالاتر از میانگین علاقه مندند، این اندازه گیری در مورد تغییر پذیری مثبت(رو به بالا) و تغییر پذیری منفی(رو به پایین) یک شکل عمل خواهد کرد و این یک دلیل قوی برای جا به جا نمودن واریانس، با معیار اندازه گیری ریسک کاهشی می باشد (پست و ون،2004) .
کمبل (2001) در مورد بتای شرطی چنین بیان می کند که بتای منفی برای دوره هایی که بازده متوسط بازار منفی و زیر متوسط بازده بازار است، مورد محاسبه قرار می گیرد و بتای مثبت موقعی که بتای بازار برای دوره هایی که بازده متوسط بازار مثبت است، مورد محاسبه قرار می گیرد. البته بتا بسیار از حرکت فرّار بازار تأثیر می پذیرد. فرّار بودن بازار در دوره هایی که بازار منفی است یا در حالت رکود به سر می برد بیش تر می شود.
اندرو وانگ و یوهانگ زینگ (2002) اعتقاد دارند که رابطه ای معکوس بین ریسک و بازده با ابزارهای دیگری علاوه بر بتای شرطی نیز مورد سنجش قرار می گیرد. مهم ترین این عوامل ضریب همبستگی است. اگر ضریب همبستگی را به عنوان یک معیار سنجش حرکت بازده سهام در ارتباط با یک دیگر در نظر بگیریم متوجه خواهیم شد سهامی که همبستگی منفی با یکدیگر دارند، نسبت به سهامی که همبستگی مثبت با هم دارند بازده مورد انتظار بیشتری دارند.
رهنمای رودپشتی و زنجیردار(1387) نیز در تحقیق خود که به بررسی تبیین ضریب حساسیت با استفاده از مدل CAPM وD-CAPM می پردازد به این نتیجه رسیدند که، D-CAPM تبیین دقیق تری نسبت به CAPM از رابطه بین بازده مورد انتظار و بازده بازار ارائه می دهد. همچنین بین بتای تعدیلی و بتا تفاوت معناداری وجود دارد و بازده مورد انتظار دو مدل از تفاوت معناداری برخوردارند و نهایتاَ اینکه استفاده از D-CAPM نسبت به CAPM در بازار، جهت ارزشیابی دارایی های مالی، به دلیل آنکه از توان بهتری برخوردار است، مناسب تر است(رهنمای رودپشتی و زنجیردار،1387، 2).
سیلویا پول و گرنجر(1991) در تحقیقی که در دورۀ زمانی 1991 الی 1999 بر روی شاخص S&P500 و داوجونز انجام دادند، شرایط مختلف بازار را در نظر گرفته و مدل CAPM شرطی را مورد استفاده قرار دادند. هدف از انجام تحقیق بررسی تأثیر نامتقارن شرایط مختلف بازار بر روی بتا بود و به این نتیجه رسیدند که با توجه به تأثیر اخبار خوب و بد بر روی بازار، بتای پرتفوی ها تحت شرایط مختلف ثابت می ماند.
تبیین مدل تحلیلی C-CAPM و CD-CAPM
- مدل C-CAPM
Ri = Rf + [Rm – Rf]1 β .D + [Rm – Rf]2 β .(1-D) + ei
Ri : بازده مورد انتظار دارایی i ، Rf : نرخ بازده بدون ریسک، [Rm –Rf ]1 : صرف ریسک مثبت، [Rm –Rf ]2 :صرف ریسک منفی، iβ : بتای سنتی(ضریب حساسیت) دارایی i ، D : متغیر کمکی برای تعیین کردن صرف ریسک .
اگر باشد آنگاه یعنی در حالت صرف ریسک منفی هستیم. بنابراین عمل خواهد شد و طرف دیگر معادله رگرسیون غیر فعّال می گردد.
اگر باشد آنگاه یعنی در حالت صرف ریسک مثبت هستیم. بنابراین عمل خواهد شد و طرف دیگر معادله رگرسیون غیر فعّال می گردد.
- مدل CD-CAPM
Ri = Rf + [Rm – Rf]1 βd .D + [Rm – Rf]2 βd .(1-D) + e
که در آن :
Ri: بازده مورد انتظار دارایی i ، Rf: نرخ بازده بدون ریسک، [Rm –Rf ]1 : صرف ریسک مثبت، [Rm –Rf ]2 : صرف ریسک منفی، diβ : بتای تعدیلی(ضریب حساسیت) دارایی i .
متغیر های تحقیق و شیوه اندازه گیری آن ها
بازده بدون ریسک
بازده بدون ریسک، عبارتند از، متوسط نرخ بازدهی است که سرمایه گذاران بدون تحمل ریسک انتظار کسب آن را دارند. اوراق بها داری را که دارای هیچ گونه ریسک سیستماتیک نمی باشد، اوراق بهادار بدون ریسک می نامند. ضریب بتای این گونه اوراق صفر است. بهترین نمونه اوراق بهادار بدون ریسک، اوراق خزانه هستند (نوو،1383 ،195).
با توجه به ویژگی های اوراق مشارکت در ایران که شامل تضمین پرداخت اصل و سود مشارکت از سوی دولت، بانک مرکزی و سایر بانک ها و نیز باز خرید اوراق به مبلغ اسمی قبل از سررسید می باشد، سود علی الحساب اعلام شده از سال 1380 تا 2/4/1384 با نرخ 17 درصد و پس از آن تاریخ بنا به اعلام تغییر نرخ از سوی بانک مرکزی از 17 درصد به 5/15 درصد به عنوان نرخ بازده بدون ریسک تا پایان دوره زمانی تحقیق در نظر گرفته شد. نرخ بازده بدون ریسک نیز بر مبنای نگاره شماره (1) بکار برده می شود.البته این نرخ ها سالیانه می باشند که در این تحقیق با توجه به این که کلیه متغیر ها ماهیانه محاسبه شده اند، نرخ بازده بدون ریسک نیز بر 12 تقسیم می شود تا این نرخ به صورت ماهیانه مورد استفاده قرار گیرد.
بازده ماهانه سهام
بازده سهام نیز از رابطۀ ذیل بدست می آید :

که در آن :
: درصد افزایش سرمایه، P0: قیمت اول دوره، DPs: سود تقسیم شده بین سهامداران، P1: قیمت آخر دوره.
نرخ بازده ماهانه بازار
نرخ بازده بازار نیز از رابطه زیر بدست می آید:
که در آن :
: قیمت آخرسال شاخص بازار، : قیمت اول سال شاخص بازار، Rm: نرخ بازده سالیانه بازار.

بتای سنتی
تأثیر یک سهام خاص بر مخاطره کلی یک مجموعه سهام متنوع را با بتای سهام مزبور اندازه گیری می کنند. هر چه بتای سهام بزرگتر باشد، سهام میزان تأثیر پذیری اش از بازار و نوسانات آن بیشتر است(تقوی،1376،87).



بتای تعدیلی
ضریب حساسیت یا بتای کاهشی از طریق رابطه زیر محاسبه می گردد:

که در آن :
Scov(Ri,Rm) : شبه کواریانس بین بازده سهام شرکت و بازده بازار،
Svar(Rm) : شبه واریانس بازار (نیکو مرام و دیگران،1385،316).
کواریانس دارایی i نسبت به پرتفوی بازار در چارچوب ریسک منفی و همچنین شبه واریانس مربوط نیز به صورت ذیل بیان می شود (استرادا،2007، 185-169) .


با توجه به مطالب فوق می توان ضریب همبستگی بین دارایی i و بازده بازار را در رابطۀ زیر محاسبه نمود:

فرضیه های تحقیق
در ادامه تحقیق برای پاسخ به سئوال های تحقیق که برگرفته شده از چارچوب نظری تحقیق است، اقدام به تدوین فرضیه های زیر گردید:
فرضیه اول مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت اول فرضیه اول مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک منفی در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت دوم فرضیه اول مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک مثبت در بازار سرمایه ایران دارد.
فرضیه دوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت اول فرضیه دوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک منفی در بازار سرمایه ایران دارد.
وضعیت دوم فرضیه دوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) توانایی تبیین رابطه ریسک و بازده واقعی را در شرایط صرف ریسک مثبت در بازار سرمایه ایران دارد.
فرضیه سوم مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای کاهشی (CD-CAPM) در مقایسه با مدل شرطی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (C-CAPM) توان تبیین بالاتری برای ارائه رابطه ریسک و بازده واقعی را در بازار سرمایه ایران دارد.
روش تحقیق
روش مورد استفاده در تحقیق جهت آزمون فرضیه ها بر پایه استقلال قیاسی استوار است که از تحلیل مطالب نظری و تجربی ناشی می شود. تحقیق حاضر همچنین از نوع تحقیقات گذشته نگر است. چنانچه داده های گرد آوری شده در رابطه با رویدادهایی باشند که در گذشته رخ داده است، طرح تحقیق گذشته نگر تلقی می گردد(سرمد و همکاران،1381،170). تحقیق از نوع تحقیقات کاربردی است. هدف تحقیق کاربردی، توسعه دانش کاربردی در یک زمینه خاص است. هم چنین تحقیق حاضر، از نظر روش و ماهیت از نوع تحقیق های همبستگی است. در این تحقیق هدف، تعیین میزان هماهنگی تغییرات متغیرهاست. برای این منظور بر حسب مقیاس های اندازه گیری متغیر ها، شاخص های مناسبی اختیار می شود(همان منبع،172). بدین منظور ابتدا بتا و بتای تعدیلی مربوط به مدل های C-CAPMوCD-CAPM و صرف ریسک مثبت و منفی بازار نیز با عنایت به داده های جمع آوری شده محاسبه و سپس با بازده واقعی مورد آزمون قرار می گیرد.
روش گردآوری اطلاعات
برای جمع آوری داده های مورد نیاز آزمون فرضیه ها و همچنین مبانی نظری پژوهش، از روش کتابخانه ای استفاده شده است. صورت های مالی، یادداشت های همراه و گزارش های مالی شرکت های مورد مطالعه که توسط سازمان بورس اوراق بهادار منتشر گردیده است، به عنوان ابزار تحقیق معرفی می گردد که این موارد در آرشیو این سازمان موجود می باشد و همچنین از نرم افزار ره آورد نوین محصول شرکت پارس پرتفولیو جهت استخراج داده های تحقیق استفاده گردیده است. لازم به ذکر است که داده ها و اطلاعات از نوع داده های ثانویه اند که تحقیقاً دارای اعتبار و روایی مناسب می باشد.
جامعه مطالعاتی تحقیق
بارتلی و پیر (2004) تحقیقات متعددی در مورد دست یابی به بهترین دورۀ زمانی برآورد بازده مورد انتظار انجام دادند. آن ها به این نتیجه رسیدند که استفاده از بازده های ماهیانه یک دورۀ زمانی 5 ساله بهترین قالب زمانی در زمینه چنین تحقیقاتی است( بارتلی و پیر،2004) .
با توجه به تحقیقات فوق و برای دقت و اعتبار بیشتر نتایج تحقیق پیش رو دورۀ زمانی 7 ساله که از ابتدای سال 1380 تا پایان سال 1386 است، به عنوان دورۀ زمانی تحقیق انتخاب شد.
جامعه مطالعاتی تحقیق شامل کلیه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ زمانی سال های1380 تا 1386 ، با در نظر گرفتن ویژگی های زیر می باشد:
1. در بازۀ زمانی سال های 1380 تا 1386، سهام شرکت در بورس اوراق بهادار مورد معادله قرار گرفته باشد.
2. پایان سال مالی شرکت 29 اسفند ماه باشد.
3. روز های معاملاتی شرکت در هر سال مالی حداقل 80 روز باشد.
4. جزء شرکت های واسطه گری مالی و سرمایه گذاری(هلدینگ) نباشد.
از آن رو بین کل شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، تعداد 162 شرکت پایان سال مالی آن ها 29 اسفند ماه بود.
در ادامه از بین شرکت هایی که پایان سال مالی آن ها 29 اسفند ماه بود، شرکت هایی که وقفه های معاملاتی بیش از 6 ماه داشتند از جامعه مطالعاتی حذف و همچنین تعداد 13 شرکت سرمایه گذاری نیز به دلیل آنکه نحوه تقسیم سود و ساختار سرمایه شان، نسبت به سایر شرکت ها متفاوت است و دارای اهرم مالی بالایی هستند و ممکن است نتایج تحقیق را خدشه دار کنند؛ از جامعه مطالعاتی تحقیق حذف شدند. در نهایت 77 شرکت به عنوان جامعه مطالعاتی تحقیق انتخاب گردید.
روش تجزیه و تحلیل داده ها
در این تحقیق با توجه به جامعه مطالعاتی نسبت به گردآوری داده های خام تحقیق اقدام شده است. بدین منظور ابتدا قیمت روزانه سهام شرکت ها استخراج شد و بر مبنای تغییرات قیمتی و عایدات سهام مزبور بازدهی ماهیانه (Ri) سهام هر یک از شرکت ها محاسبه گردیده است. در مورد محاسبه بازدهی ماهیانه بازار(Rm) با استفاده از شاخص کل بازار اوراق بهادار تهران نیز همین محاسبات صورت گرفت. پس از محاسبه این دو متغیر به عنوان دو متغیر مستقل، متغیر بتای سنتی و بتای کاهشی نیز محاسبه گردید.
یکی دیگر از متغیرهای تحقیق نیز که از اهمیت بسزایی برخوردار است، صرف ریسک (Rm-Rf) است که هر گاه نرخ بازده بازار بیشتر از نرخ بازده بدون ریسک باشد، صرف ریسک را مثبت (بازار رو به بالا) و هنگامی که نرخ بازده بدون ریسک بیشتر از نرخ بازده بازار باشد، صرف ریسک را منفی (بازار رو به پایین) گویند.
با عنایت به این که تحقیق از دیدگاه روش و ماهیت، از نوع تحقیقات همبستگی به حساب می آید و با توجه به موضوع تحقیق و فرضیه های موجود، جهت انجام آزمون های آماری از ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون و تحلیل واریانس (ANOVA) کمک گرفته شده است. خط رگرسیون جامعه به صورت y =  + β x معرفی گردیده است که اگر فرض 0= β تایید شود نشان دهنده این مطلب است که بین دو متغیر x و y رابطه وجود ندارد. با استفاده از تحلیل واریانس نیز می توان وجود رابطه خطی بین x و y را آزمون نمود.

فرمت این مقاله به صورت Word و با قابلیت ویرایش میباشد

تعداد صفحات این مقاله 21  صفحه

پس از پرداخت ، میتوانید مقاله را به صورت انلاین دانلود کنید

دانلود پاورپوینت قیمت گذاری محصولات؛ شناسایی و جذب ارزش مشتری (فصل دهم کتاب اصول بازاریابی کاتلر ترجمه فروزنده)

اختصاصی از فی ژوو دانلود پاورپوینت قیمت گذاری محصولات؛ شناسایی و جذب ارزش مشتری (فصل دهم کتاب اصول بازاریابی کاتلر ترجمه فروزنده) دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

عنوان: دانلود پاورپوینت قیمت گذاری محصولات؛ شناسایی و جذب ارزش مشتری  (فصل دهم کتاب اصول بازاریابی کاتلر ترجمه فروزنده)

دسته: مدیریت (مدیریت بازاریابی)

فرمت: پاورپوینت (قابل ویرایش)

تعداد اسلاید: 30 اسلاید

کتاب اصول بازاریابی تالیف فیلیپ کاتلر و گری آرمسترانگ ترجمه بهمن فروزنده از جمله منابع مهم درس مدیریت و اصول بازاریابی در سطح کارشناسی  و کارشناسی ارشد می باشد. این فایل شامل پاورپوینت کامل و جامع فصل دهم این کتاب با عنوان  " قیمت گذاری محصولات؛ شناسایی و جذب ارزش مشتری "  در 30 اسلاید می باشد که می تواند به عنوان سمینار در کلاس و ارائه کلاسی مورد استفاده قرار گیرد. این فایل شامل بخشهای عمده  زیر است:

مقدمه

قیمت چیست؟

عواملی که در قیمت گذاری باید مدنظر قرار داد

قیمت گذاری مبتنی بر هزینه

قیمت گذاری مبتنی بر ارزش

مقایسه قیمت گذاری مبتنی بر هزینه با قیمت گذاری مبتنی بر ارزش

قیمت گذاری ارزش مناسب

قیمت گذاری ارزش افزوده

قیمت گذاری مبتنی بر هزینه

انواع هزینه های شرکت

هزینه های ثابت

هزینه های متغیر

هزینه های ثابت

هزینه های کل

تحلیل نقطه سر به سر و قیمت گذاری با سود هدف

قیمت گذاری در بازارهای مختلف

قیمت گذاری در شرایط رقابت محض

قیمت گذاری در شرایط رقابت انحصاری

قیمت گذاری در شرایط رقابت چند جانبه

قیمت گذاری در شرایط انحصار کامل

استراتژی ها و قیمت های رقبا

عوامل بیرونی

دانلود مقاله بررسی ارتباط بین ساختار سرمایه و قیمت سهام

اختصاصی از فی ژوو دانلود مقاله بررسی ارتباط بین ساختار سرمایه و قیمت سهام دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

بررسی ارتباط بین ساختار سرمایه و قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران
چکیده
یکی از پیچیده ترین مسایل دامنگیر مدیران مالی عبارت است از ارتباط بین اجزای تشکیل دهنده ساختار سرمایه و یکی از حالتهای بسیار مهم آن رابطه بین ساختار سرمایه و قیمت سهام شرکت می‌باشد. بنابراین، این مساله مطرح می‌شود که مدیریت شرکت کدام یک از منابع مالی را انتخاب نموده و به چه میزان از آن منبع در ترکیب سرمایه خویش استفاده نماید تا از این طریق بتواند ساختار سرمایه را به گونه‌ای تنظیم نماید که قیمت سهام و ثروت سهامداران را افزایش دهد. این پژوهش درصدد آنست که رابطه بین ساختار سرمایه و قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را در دوره زمانی 1380 تا 1387 مورد بررسی و مطالعه قرار دهد. جامعه آماری پژوهش را 75 شرکت از 7 گروه فعال در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل می‌دهند. شیوه استدلال پژوهش شیوه قیاسی- استقرایی بوده و روش انجام پژوهش، همبستگی می‌باشد. تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از روش‌های آماری همچون تجزیه و تحلیل رگرسیون و ضریب همبستگی، آزمون خطی بودن رگرسیون- آزمونF، آزمون برآورد پارامترها- آزمون T صورت گرفته است. نتایج حاصل از این پژوهش بیان‌گر این است که بین ساختار سرمایه و قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار رابطه معنی‌داری وجود ندارد.

واژه‌های کلیدی: ساختار سرمایه، قیمت سهام، اهرم، نسبت بدهی به دارایی.

مقدمه و هدف
رشد و ادامه فعالیت شرکت‌ها نیازمند منابع مالی بوده و تامین این منابع معمولاً با محدودیت‌هایی همراه است. جهت تداوم فرآیند جذب منابع، نحوه استفاده از این منابع باید به گونه‌ای باشد که موجبات ایجاد سهم مناسبی از ارزش برای تامین‌کنندگان و استفاده‌کنندگان از منابع را فراهم آورد. آنچه که تامین‌کنندگان مالی را تشویق می‌کند تا منابع خود را در فعالیت مشخص بکار اندازند، عملکرد مطلوب آن فعالیت است که به دنبال آن، ارزش شرکت و در نتیجه ثروت سهامداران افزایش می‌یابد.
موضوع ساختار سرمایه از جمله مسائلی است که تاکنون پژوهش ها و آزمونهای زیادی در ارتباط با آن انجام شده و در حال حاضر نیز در پژوهشهای نظری و بررسی‌های تجربی متعددی مورد توجه می‌باشد. مباحث تئوریک در مورد ساختار سرمایه، در پی رسیدن به نقطه‌‌‌‌‌‌ای از تعادل بین دو منبع اصلی تامین مالی یعنی بدهی و حقوق صاحبان سهام است که بتوان در آن نقطه، ارزش شرکت را به حداکثر رسانده و در مقابل، هزینه تامین منابع مالی را نیز به حداقل ممکن کاهش داد. به بیان دیگر، شرکت با افزایش سهام و کاهش هزینه سرمایه خود، به مرحله‌ای از بازدهی دست پیدا کند که نهایتاً ثروت سهامداران آن افزایش یابد و به چنین نقطه‌ای (حد تعادل) «ساختار سرمایه بهینه » گفته می‌شود. براساس بررسیهای صورت گرفته از صورتهای مالی نمونه شرکتهای انتخاب شده عمده شرکتهای فعال در بورس اوراق بهادار تهران جهت تامین منابع مالی مورد نیاز خود بیشتر از وامهای بانکی و انتشار سهام عادی بهره می‌گیرند. وجود بدهی در ساختار مالی شرکتها از یک سو به دلیل وجود تخفیفات مالیاتی موجب افزایش سود حسابداری و به تبع آن افزایش بازده سهام می شود واز سوی دیگر به دلیل وجود هزینه های بهره و احتمال عدم پرداخت بدهیها در سررسید موجب افزایش ریسک مالی و در نتیجه کاهش قیمت بازار سهام شده که به تبع آن نیز بازده سهام کاهش می یابد. از این رو چون یکی از وظایف مدیران مالی افزایش ثروت سهامداران می باشد. یکی از نگرانی های عمده مدیران تعیین ترکیب ساختار سرمایه شرکت می باشد در نتیجه مدیران به دنبال اطلاعاتی هستند که رابطه بین اجزای ساختار سرمایه را با ثروت سهامداران تعیین کنند. انتخاب بین بدهی و یا حقوق صاحبان سهام به عنوان یک منبع تامین مالی جدید تحت تاثیر عوامل داخلی و خارجی است که بر ساختار سرمایه شرکت تاثیر می‌گذارد. برای تعیین ساختار سرمایه شرکتها ابتدا می‌بایست با توجه به نیازهای مالی جهت انجام سرمایه‌گذاری، میزان نیازهای مالی جدید را مشخص کرده و سپس اقدام به انتخاب نوع منبع (بدهی یا حقوق صاحبان سهام) بنماید. شرکت‌ها به منظور اجرای پروژه‌های سودآور و دستیابی به حداکثر بازدهی در جهت افزایش ثروت سهامداران خود، از منابع مالی مختلف و به شیوه‌های گوناگون استفاده می‌کنند. توانائی شرکت در شناسایی مطلوب منابع مالی بالقوه اعم از منابع داخلی یا خارجی برای تامین سرمایه جهت سرمایه‌گذاری و اجرای برنامه‌های مالی مناسب، از عوامل اصلی رشد و پیشرفت هر شرکت محسوب می‌گردد. شیوه‌های تامین مالی شرکتها از نظر زمان سررسید به تامین مالی کوتاه مدت، میان مدت و بلند مدت تقسیم می‌گردند (شباهنگ، 1383، ص 41). در سال 1958 ، فرانکو مودیلیانی همراه با همکار خود مورتون میلر، در مقاله‌ای تحت عنوان" هزینه سرمایه، مالیه شرکتی و تئوری سرمایه گذاری" انقلاب عظیمی را در ادبیات ساختار سرمایه به وجود آوردند . این دو پژوهش گر ثابت کردند که با وجود مجموعه‌ای از مفروضات محدودکننده و با صرفنظر از مالیاتها و هزینه‌های قرارداد، خط مشی تامین مالی شرکت بر ارزش جاری بازار شرکت بی تاثیر است. میلر و مودیلیانی پس از آن در سال 1963 مقاله‌ای منتشر کردند که در آن فرض نبودن مالیات شرکت تا حدود زیادی تعدیل شد. قانون مالیات به شرکت‌ها این اجازه را می‌دهد بهره را به عنوان هزینه کم کنند در نتیجه تفاوت در شیوهء عمل باعث می‌شود که اهرم مالی منافعی را به‌وجود آورد. میلر و مودیلیانی استدلال کردند که چون در محاسبات مالیات بر درآمد شرکت، پرداخت‌های بهره کم می‌شود، هر قدر در بافت سرمایه بدهی بیش‌تر باشد، بدهی مالیاتی شرکت کم‌تر و جریان نقدی بعد مالیات بیش‌تر می‌شود و ارزش بازار شرکت افزایش می‌یابد. بنابر این شرایطی به‌وجود می‌آید که ایجاب می‌کند، صددرصد وجوه مورد نیاز از محل وام تامین شود. میلر در سال 1997 بدون همکاری با مودیلیانی این تحقیق را ادامه داد و مالیات شخصی را نیز منظور کرد وی استدلال می‌کند که مزایای مالیاتی بدهی بیش از حد بزرگ جلوه داده شده است، چرا که مالیات بر سود شرکت جدای از مالیات بر درآمد اشخاص است. همچنین یادآور می‌شود همه درآمدهای حاصل از اوراق قرضه به‌صورت بهره است که مشمول مالیاتی با نرخ درآمد شخصی است و این امر موجب از بین رفتن مزایای مالیاتی بدهی می‌شود. یکی از مفروضات میلر و مودیلیانی این است که مدیران و سرمایه‌گذاران دربارهء آیندهء شرکت اطلاعات همانندی دارند (اطلاعات متقارن) ولی اغلب مدیران اطلاعات بیش‌تری دارند. این پدیده را اطلاعات نامتقارن می‌نامند که بر ساختار سرمایه اثر مهمی ‌می‌گذارد. در این تئوری به صراحت بیان می‌شود که برای تامین مالی «سلسله مراتب قدرت» وجود دارد.شرکتی که آینده بسیار خوبی دارد، ترجیح می‌دهد که سرمایهء مورد نیاز را از طریق وام تامین کند، در حالی‌که شرکتی که آیندهء خوبی را پیش‌بینی نمی‌کند، ترجیح می‌دهد که سرمایهء مورد نیاز خود را از طریق انتشار سهام تامین کند.تئوری هشداردهنده به این نتیجه می‌انجامد که شرکت‌ها باید ظرفیت بالقوهء گرفتن وام برای خود را نگه دارند تا در صورت مساعد بودن شرایط (برای تامین مالی) اوراق قرضه منتشر کنند و نه این‌که به ناگزیر سهام عادی منتشر کنند و شرایط را نامساعد کنند. تئوری زمان سنجی بازار تئوری جدیدی است که در سال 2002 توسط بیکر و ورگلر ارایه شده است . این دو محقق متغیرهای مختلفی را که شاخصی برای روند نسبت های بازار به ارزش دفتری بوده، مورد آزمون قرار داده و در نهایت متغیری تحت عنوان متوسط موزون تامین مالی گذشته را به عنوان متغیری که بهترین شاخص برای تاثیرات متغیرهای ارزش بازار به ارزش دفتری است، معرفی کردند . برایلی طی تحقیقی در رابطه با وجود ساختار بهینه سرمایه به بررسی عوامل مؤثر به ساختار مالی شرکت‌ها پرداخته است. در این مطالعه اثر عوامل عمده‌ای چون نوع صنعت و ریسک تجاری را بر ساختار مالی شرکت‌ها مورد بررسی قرار داده شد. و مشخص گردید که نوع صنعت به طور مؤثری بر نسبت بدهی شرکت‌ها تأثیر داشته است. هانگ و ریتر (2008) نشان دادند که مرکز بحث در مورد ساختار سرمایه بایستی مزایای آشکار منافع حاصل از حقوق صاحبان سرمایه جدید برای شرکت که دارای ارزش گذاری بالایی باشند، قرار گیرد (که به آنها شرکتهای بیش ارزش گذاری شده می‌گویند) ولی بسیاری از صاحبنظران با این دیدگاه مخالف می‌باشند. در همین حال، گراهام و هاروی (2001) نشان دادند که مدیران شرکتهای مورد بررسی (مخصوصاً آنهایی که دارای رشد کوچکی بودند) متمایل به این باور هستند که حقوق صاحبان سهام جدید نسبت به سایر منابع تامین مالی ارزان‌تر می‌باشد. رونالد ماسویس (2010) در تحلیلی به بررسی تأثیرات تغییر ساختار سرمایه بر روی قیمتهای اوراق بهادار در بورس اوراق بهادار نیویورک (NYSE) و بورس اوراق بهادار آمریکا (ASE) پرداخته است. و در این پژوهش از بازده‌های روزانه سهام استفاده کرده و نشان داده که تعدیلات معنی‌دار و با اهمیت قیمت در سهام عادی، سهام ممتاز و بدهیهای مرتبط با اعلامیه‌های مربوطه مشاهده شد. و همچنین عوامل و علل جایگزین این تغییرات قیمت نیز مورد بررسی قرار گرفتند. شواهد حاصل از این پژوهش منطبق بر تأثیرات توزیع مجدد ثروت و مالیات مربوطه می‌باشد. وو، سرسو و یائو (2009) بیان می‌کنند که ناشرانی که تحت شرایط اطلاعات نامتقارن اقدام می‌کنند بیشتر مبتنی بر فرصتهای رشد می‌باشند تا اینکه مبتنی بر دارائیهای موجود باشند که این امر می‌تواند ناشی از ارزان بودن حقوق صاحبان سهام باشد. در ایران نیز پژوهش‌هایی در زمینه ساختار سرمایه شرکت‌ها انجام شده است که از جمله می‌توان به تحقیق انجام شده توسط محمد ملکی‌پور غربی (1375) اشاره نمود که تأثیر اهرم بر سودآوری را مورد بررسی قرار می‌دهد. در این تحقیق این نتیجه حاصل گردیده که استفاده از اهرم مالی بر سودآوری شرکت‌ها تاثیری نداشته است و همچنین شرکت‌ها نتوانسته‌اند با استفاده از اهرم، سود هر سهم را افزایش دهند. در پژوهش دیگری که توسط سید جواد دلاوری (1377) در مورد تاثیر روش‌های تامین مالی بر روی نسبت بازده حقوق صاحبان سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران انجام گرفته با مقایسة روش‌های تامین مالی شرکت‌هایی که از طریق افزایش سرمایه و یا اخذ وام، تامین مالی نموده‌اند مشخص گردیده که روش تامین مالی بر بازده حقوق صاحبان سهام تاثیری نداشته است. جلال شیرزاده (1381)، به بررسی تاثیر ساختار سرمایه بر سودآوری شرکتهای پذیرفته شده در بررسی اوراق بهادار تهران (با تاکید بر نوع صنعت) پرداخته است. نتایج حاصله حاکی از آن است که رابطه قوی و معنی‌داری بین ساختار سرمایه و سودآوری شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود ندارد.

هدف پژوهش
با در نظر گرفتن هدف اصلی شرکتها در به حداکثر رسانیدن ثروت سهامداران و نقش و اهمیت بسزایی که روند مثبت تغییرات قیمت سهام در افزایش سرمایه‌گذاری توسط شرکتها دارد و نیز به منظور سوق دادن و هدایت سهامداران و اعتبار دهندگان و سایر استفاده کنندگان از اطلاعات، به تشخیص تاثیر ساختار سرمایه بر قیمت سهام به منظور اتخاذ تصمیمات مطلوب پژوهش حاضر درصدد آنست که رابطه بین ساختار سرمایه و قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را مورد بررسی و مطالعه قرار دهد.

فرضیه‌های پژوهش
جهت نیل به هدف اصلی این پژوهش یعنی پیدا کردن رابطه بین تغییرات ساختار سرمایه و تغییرات قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهدار تهران فرضیاتی به شرح زیر تدوین گردیده است:
فرضیه اصلی: بین ساختار سرمایه و قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه وجود دارد.
فرضیه فرعی 1- بین تغییرات بدهی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با ساختار سرمایه کمتر از 60% بدهی و تغییرات قیمت سهام آنها رابطه وجود دارد.
فرضیه فرعی 2- بین تغییرات بدهی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با ساختار سرمایه بیشتر از 60% و کمتر از 80% بدهی و تغییرات قیمت سهام آنها رابطه وجود دارد.
فرضیه فرعی 3- بین تغییرات بدهی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با ساختار سرمایه بیشتر از 80% بدهی و تغییرات قیمت سهام آنها رابطه وجود دارد.

متغیرهای پژوهش
ساختار سرمایه: ترکیبی از بدهی و حقوق صاحبان سهام است که شرکتها با آن تامین مالی دارایی‌های خود را انجام می‌دهند (جون، همتون، 1989، ص 33).
قیمت سهام: به قیمت بازار سهام در زمان معامله سهام در بورس اوراق بهادار اطلاق می‌شود (نظری، رضا، 1380، ص 32).
تغییرات قیمت سهام : نشان دهنده اختلاف نسبت قیمت سهام به دارایی ابتدای دوره نسبت به پایان دوره می باشد.
تغییرات بدهی: نشان دهنده اختلاف نسبت بدهی به دارایی ابتدای دوره نسبت به پایان دوره می باشد.

موارد و روشها
جامعه آماری و روش اجرای پژوهش
جامعه آماری این پژوهش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. تعداد 75 شرکت از جامعه آماری مورد نظر که کلیه اطلاعات مورد نیاز این پژوهش را دارا بوده و جزء شرکتهای فعال بورس اوراق بهادار تهران در طی دوره زمانی 8 ساله از 1380 تا 1387 بوده‌اند به عنوان نمونه انتخاب شده‌اند. به دلیل اینکه نسبت بدهی به دارایی اکثر شرکتهایی که به عنوان نمونه آماری انتخاب شده‌اند بسیار بالابودند لذا شرکتهای انتخاب شده در سه گروه به شرح زیر تقسیم شده‌اند:
1- گروه اول شامل آن دسته از شرکتهایی است که برای رفع نیازهای مالی خود، حداکثر تا میزان 60 درصد جمع داراییهای خود از طریق ایجاد بدهی تامین مالی نموده‌اند. تعداد 19 شرکت در این طبقه‌بندی قرار گرفته‌اند. 2- گروه دوم شامل آن دسته از شرکتهایی است که برای رفع نیازهای مالی خود، بین60 تا 80 درصد جمع داراییهای خود از طریق ایجاد بدهی تامین مالی نموده‌اند. تعداد 39 شرکت در این طبقه‌بندی قرار گرفته‌اند. 3- گروه سوم شامل آن دسته از شرکتهایی است که برای رفع نیازهای مالی خود، بیشتر از80 درصد جمع داراییهای خود از طریق ایجاد بدهی تامین مالی نموده‌اند. تعداد 17 شرکت در این طبقه‌بندی قرار گرفته‌اند.

روش آزمون فرضیه‌های تحقیق
تجزیه و تحلیل رگرسیون و همبستگی، برای تعیین ماهیت وابستگی بین متغیرهای مستقل و وابسته بکار برده شده است. برای برقراری وابستگی آماری بین تغییرات بدهی و تغییرات قیمت سهام از رابطه زیر استفاده شده است.

Y=a+bx
که در آن
x : تغییرات بدهی
:Y قیمت سهام
:b بیانگر رابطه بین x و Y می‌باشد.
دو پارامتر a و b برآورد کننده پارامترهای و در معادله خط رگرسیون جامعه براساس اطلاعات نمونه می‌باشد.

برای آزمون ضریب b از انحراف استاندارد این ضریب در آزمون t استفاده شده است. انحراف استاندارد ضریب b، قابلیت اطمینان ضریب برآورد شده را مورد سنجش قرار می‌دهد. نحوه محاسبه آماره t به شرح زیر می‌باشد:

که در آن:
b : شیب خط مربوط به نمونه
: شیب خط مربوط به جامعه
Sb : خطای معیارها می‌باشد.
چنانچه مقدار t محاسبه شده بزرگتر از ارزش t بدست آمده از جدول توزیع t (با توجه به سطح اشتباه 05/0= α و درجه آزادی df = 1) باشد فرضیه H0 یا 0= رد می‌شود و می‌توان گفت بین تغییرات بدهی و تغییرات قیمت سهام رابطه وجود دارد. به منظور سنجش میزان وابستگی بین متغیرها از ضریب همبستگی استفاده شده است که با حرف r نشان داده می‌شود. مقدار r به شرح فرمول زیر محاسبه می‌شود:

که در آن
xi : تغییرات بدهی
yi: تغییرات قیمت سهام
n : اندازه نمونه انتخاب شده
r : ضریب همبستگی
می‌باشد.
مقدار r بدست آمده تنها میزان وابستگی خطی بین تغییرات بدهی و تغییرات قیمت سهام را اندازه‌گیری می‌کند. به منظور اینکه مفهوم و درک بهتری از r بدست آید آن را به توان دو رسانده و ضریب تعیین می‌نامیم.

یافته ها:
برای آزمون فرضیه‌ها در این مرحله آنها را به صورت فرضیه های‌ آماری H0 و H1 بیان نموده و آزمونهای خطی بودن رگرسیون- آزمونF، تجزیه و تحلیل رگرسیون و ضریب همبستگی و برآورد پارامترها- آزمون t انجام می‌گیرد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی اول
جدول (1) بررسی تغییرات بدهی شرکتها با ساختار سرمایه کمتر از 60% بدهی با تغییرات قیمت سهام آنها برای سالهای 87-80

فرمت این مقاله به صورت Word و با قابلیت ویرایش میباشد

تعداد صفحات این مقاله   13 صفحه

پس از پرداخت ، میتوانید مقاله را به صورت انلاین دانلود کنید

کتاب ارزشمند و شگفت انگیز چشم طلایی(2) با قیمت استثنایی و تخفیف باور نکردنی

اختصاصی از فی ژوو کتاب ارزشمند و شگفت انگیز چشم طلایی(2) با قیمت استثنایی و تخفیف باور نکردنی دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

دانلود کتاب چشم طلایی اولین مرجع کامل اثار و علائم دفینه(به صورت کاملا رنگی و نفیس)

فهرست کلیات مطالب گنج و گنج پژوه زبان علامت ها سمبل چیست؟ نشانه یا علامت چیست ؟ منطق نهفته در علامت ها معانی مخطلف در علامت ها الفبای مصری ارقام یونانی ، رومی و میخی ابجد علامت های شکسته شده علامت هایی که مفهومشان را نمی فهمید سمبل ها سمبل حیوانات معانی سمبل ها و نشانه ها بعضی از علائم رایج در گنجیابی ساروج و حلال ساروج چیست؟ نقاط دفن در صنعت گنج و دفینه نسخه های گنج خط میخی فارسی باستان خط پهلوی کلید الفبای باستانی سکه های ایرانی ...