دانلود پایان نامه

فرانسیس و همکاران (2005) نشان دادند که ضریب پرتفوی شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های سری زمانی مربوط به تک تک شرکت ها که بازده را به طور همزمان با شاخص کیفیت اقلام تعهدی و عوامل فاما و فرنچ (1993) (بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار) مرتبط می‏کند، معنی‏دار و مثبت است. به طور خاص، آن ها دریافتند که بازده با شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی مثبت دارد و شاخص کیفیت اقلام تعهدی برای شرکت‏هایی با کیفیت حسابداری پایین، بیشتر محاسبه شده است (همان منبع، ص 3).
اما کور و همکاران (2008) نشان دادند این که متوسط ضریب شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های انجام شده توسط فرانسیس و همکاران (2005) مثبت و از لحاظ آماری با اهمیت بوده است به این معنا نیست که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است. همچنین بیان نمودند، ضریب مثبت به طور متوسط نشان دهنده این است که شرکت‏ها در رگرسیون‏های سری زمانی مذکور رابطه مثبتی با شاخص کیفیت اقلام تعهدی داشته‏اند. ضریب مثبت در رگرسیون همزمان بازده‏های سهام نسبت به پرتفوی بازار، دال بر این نیست که عامل بازار قیمت‏گذاری شده است. اما به سادگی تأیید می‏کند که متوسط بتا در یک نمونه تصادفی از شرکت‏ها، مثبت و نزدیک به یک است (همان منبع، ص 3).
از طرفی نیز ماشرووالا و ماشرووالا (2011) برای روشن کردن این بحث که آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، تاثیرات فصلی را بر معیار تعدیل شده کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (2002) را مورد آزمون قراردادند، یافته های آن ها نشان داد که شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه رابطه مثبتی با بازده‏های غیرعادی آتی سهام دارد. در مقابل در ماه‏های غیرژانویه، شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی منفی با بازده آتی سهام دارد به طوری که معمولا صرف کیفیت اقلام تعهدی سالانه‏ای وجود ندارد. بنابراین به نظر می‏رسد که هرگونه صرف کیفیت اقلام تعهدی کاملاً مربوط به ماه ژانویه است. علاوه بر این در حدود نیمی از صرف ژانویه در طول پنج روز اول معاملاتی ژانویه رخ می‏دهد. صرف ژانویه شاخص کیفیت اقلام تعهدی در طول زمان و دوره‎های نمونه مختلف پایدار است و برای هر دو گروه شرکت‏های کوچک و بزرگ رخ می‏دهد و نمی‏توان آن را به وسیله اثرات دیگر ژانویه که در مطالعات پیشین مستند شده، توضیح داد (ماشرووالا و ماشرووالا 2011، ص 1374).
آن ها همچنین بیان می کنند که یافته‏های آن ها نشان می‏دهد که صرف کیفیت اقلام تعهدی یک خطا در قیمت‏گذاری پیرامون تغییر سال است تا این که منعکس کننده خطرپذیری نظام‏مند اطلاعات باشد. با توجه به مفاهیم سنتی خطرپذیری در ادبیات موجود، درک این که چرا چنین خطرپذیری تنها محدود به ژانویه است، چرا نیمی از آن در طول اولین هفته معاملاتی درژانویه رخ می‏دهد، چرا صرف خطرپذیری ژانویه در طول بقیه سال معکوس می‏شود و چرا صرف خطرپذیری بواسطه فروش زیان مالیاتی افزایش می یابد، دشوار است. بنابراین اگرچه ماشرووالا و ماشرووالا (2011) معتقدند که یافته‏های تحقیق آن ها به هیچ وجه به معنی شواهد قطعی بر ضد تفسیر خطرپذیری از شاخص کیفیت اقلام تعهدی نیست، اما بیان می کنند هیچ توضیحی از خطرپذیری برای توضیح ماهیت چنین خطرپذیری و شواهدی وجود ندارد (همان منبع ص 1375). درمجموع یافته‏های پژوهش ماشرووالا و ماشرووالا (2011)، توصیف کیفیت اقلام تعهدی را بر مبنای مفهوم خطرپذیری دشوار می‏کند. زیرا تمرکز صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی در ژانویه باعث ایجاد شک و تردید جدی نسبت به این دیدگاه می‏شود که شاخص کیفیت اقلام تعهدی منعکس کننده خطرپذیری است. زیرا هیچ دلیل نظری (تئوریک) برای خطرپذیری نظام مند وجود ندارد که تنها در ژانویه نمود پیدا کند.
نقش اولین ماه سال (ژانویه) در آزمون عوامل خطرپذیری
انگیزه اصلی برای بررسی نقش ژانویه در قیمت گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی این است که به لحاظ تاریخی، ژانویه نقش حیاتی در پی ریزی این تردید دارد که آیا ویژگی‏های خاص یک شرکت از قبیل اندازه، بتا و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، عوامل خطرپذیری قیمت گذاری شده هستند. بررسی این که آیا ژانویه نقش مشابهی در قیمت گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند، می‏تواند چراغی برای روشن کردن این موضوع باشد که آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی نماینده ای برای خطرپذیری اطلاعاتی نظام‏مند است (ماشرووالا و ماشرووالا، 2011. ص 1353).
گرچه هم اندازه و هم نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار دارای صرف بازده غیرعادی سالانه هستند، این صرف سالانه به شدت (اما نه به طور کامل) در ماه ژانویه متمرکز است. کیم (1983) و بلوم و استمبو (1983) نشان دادند که بیش از نیمی از صرف سالانه اندازه در ژانویه متمرکز است، حال آن که بیشتر از نیمی از صرف اندازه ژانویه در طول اولین هفته معاملاتی ژانویه رخ داده است. به طور مشابه برای اثر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، دیویس (1994) دریافت که صرف سالانه بازده در دوره 1963-1940 به طور کامل مربوط به ژانویه بوده است. برای دوره 1995-1963، لوران (1997) دریافت که برای تمامی پنج طبقه اندازه (به استثنای کوچک ترین 2 طبقه اندازه) که در حدود 94 درصد مجموع سرمایه بازار را نمایندگی می‏کند، صرف نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به طور کامل در ژانویه رخ داده است (همان منبع ص 1353).
در کمال تعجب، حتی مدل‏های نظری خطرپذیری نظیر CAPM، APT و مدل قیمت گذاری دارایی ها با اطلاعات ناقص مرتون (1987) به نظر می‏رسد بازده را تنها در ژانویه توصیف می‏کند. تینیک و وست (1984)، نشان دادند که سهام با بتای CAPM بالا، تنها در ژانویه بازده‏های بالاتری کسب می‏کنند درحالی که گولتکین و گولتکین (1987) نشان دادند زمانی که بازده‏های ژانویه کنار گذاشته می‏شود، هیچ رابطه معنی‏داری بین بازده مورد انتظار و عوامل خطرپذیری پیش‏بینی شده توسط مدل APT وجود ندارد. به طور مشابه، دوران و همکاران (2010) دریافتند تنها در ژانویه نوسانات (بی‏ثباتی) خاص شرکت (معیاری برای خطرپذیری خاص شرکت) رابطه مثبتی با بازده آتی سهام دارد (همان منبع ص 1353).
گرچه دلیل این که چرا صرف‏های بازده مربوط به این ویژگی‏های شرکت تا حد زیادی و گاهی به طور کامل در ماه ژانویه متمرکز شده، همچنان مورد بحث است. محققان بارها چنین الگوی بازده سالانه ای را مشاهده کرده‎اند که به دلایل زیر با تعریف خطرپذیری تناقض دارد ( رول 1983، تینیک و وست 1984، لوران 1997). نخست، مدل‎های فعلی قیمت‎گذاری دارایی‎ها هیچ نقش ویژه‎ای برای ماه ژانویه پیش‎بینی نمی‎کنند، چه رسد به توضیح این که چرا خطرپذیری تنها در ژانویه باید قیمت‎گذاری شده باشد. این امکان وجود دارد که خطرپذیری در طول سال به عنوان مثال با توجه به نوسانات فصلی در ساختار کلان اقتصاد متفاوت باشد (اُگدن 2003). اما، چنین متفاوت بودن خطرپذیری در طول زمان لزوماً دلالت بر نقش منحصر به فردی برای ژانویه ندارد. حتی اگر به نوعی ژانویه از دیدگاه فصلی پرخطرترین فصل سال باشد، باز هم سخت است که توضیح دهیم چرا خطرپذیری فصلی تنها در ژانویه وجود دارد و همچنین دلیل این امر که چرا بیش ترین صرف در طول پنج روز اول معاملاتی ژانویه متمرکز است (همان منبع. ص 1354).
دوم، شواهد تجربی اندکی برای توضیح اثر ژانویه با توجه به تعریف خطرپذیری وجود دارد. ریترو چوپرا (1989) و کرامر (1994) ، تغییرات فصلی در بتاهای CAPM و خطرپذیری عادی را به عنوان توضیحی برای اثر ژانویه شرکت‏های کوچک رد کردند. با این حال، کرامر (1994) استدلال کرد که یک مدل APT چند عاملی (بر اساس عوامل اقتصادی کلان) به همراه خطرپذیری فصلی و پاداش خطرپذیری می‏تواند اثر ژانویه شرکت‏های کوچک را توضیح دهد. اما با این وجود وی توضیح نداد که چرا ژانویه چنین نقش منحصر به فردی را نسبت به بقیه ماه‏های سال بازی می‏کند و یا چرا خطرپذیری فصلی منحصراً خودش را در ژانویه (با توجه به بتا و نوسانات خاص شرکت) نشان می‏دهد. مطالعات متعددی نیز “فرضیه اطلاعات” را آزمون کردند. اولین بار توسط روزف و کینی (1976) برای اثر ژانویه توضیحی بر پایه خطرپذیری احتمالی مطرح شد. با توجه به این فرضیه، از آنجا که پایان سال مالی اکثریت شرکت‏ها دسامبر است، اثر ژانویه منعکس کننده عدم قطعیت بیشتر (و در نتیجه خطرپذیری نظام‏مند بزرگ تر) این شرکت‏ها پیرامون تغییر سال است. عدم اطمینان زیاد این شرکت‏ها ناشی از این حقیقت است که آن ها انتظار انتشار اطلاعات مالی جدید مهمی را در ژانویه دارند. بنابراین این شرکت‏ها بازده بالاتری با توجه به پذیرش خطرپذیری بیشتر در ژانویه کسب می‏کنند. اما در کل، شواهد در تناقض با این فرضیه هستند (همان منبع ص 1354).
سوم، بخش بزرگی از ادبیات مالی نشان می‏دهد که اثر ژانویه (حداقل بخشی از آن) ناشی از فروش زیان مالیاتی پایان سال توسط سرمایه‏گذاران انفرادی و یا روش «ارائه کالا در ویترین» مورد استفاده توسط مدیران مالی موسسات نهادی، با اثر ژانویه ناشی از خطا در قیمت گذاری خطرپذیری سازگار است (همان منبع ص 1354).
ماشرووالا و ماشرووالا (2011) معتقدند که اثر ژانویه نقش مهمی در قیمت گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند؛ به طوری که شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه بازده‏های بالاتری را پیش بینی می‏کند و این صرف به طور کامل در طول بقیه سال معکوس می‏شود. آن ها بر این باورند که با وجود این واقعیت که اثر ژانویه حداقل تا حدی منعکس کننده قیمت گذاری اشتباه به دلیل فروش زیان مالیاتی است، پذیرش این دیدگاه که شاخص کیفیت اقلام تعهدی پروکسی برای خطرپذیری اطلاعاتی نظام‏مند است، دشوار است (همان منبع ص 1354).
فروش زیان مالیاتی و اثر ژانویه
شایع‏ترین توضیح که برای اثر ژانویه مورد بررسی قرار گرفته است، فروش زیان مالیاتی در پایان سال توسط سرمایه‏گذاران انفرادی است. شواهد این استدلال به شرح زیر است. با تحقق زیان‏های سرمایه‏ای پیش از پایان سال، سرمایه‏گذاران انفرادی می‏توانند بدهی مالیاتی خودشان را از طریق تهاتر زیان‏های تحقق یافته با سود سرمایه تحقق یافته خودشان یا درآمد ناخالص تعدیل شده خودشان کاهش دهند. علاوه بر این، چون نرخ مالیات سود سرمایه کوتاه مدت، بیشتر از نرخ سود سرمایه بلندمدت (به جز دوره 1990 – 1988) است، بنابراین سرمایه‏گذاران می‏توانند زیان‏های سرمایه‏ای را برای حفظ درآمد مشمول مالیات به واسطه تحقق یافتن زیان‏ها افزایش دهند. از سوی دیگر، سرمایه‏گذاران انگیزه کمی برای تحقق سودهای سرمایه‏ای دارند، چون به تعویق انداختن سودها بار مالیاتی آن ها را کاهش می‏دهد. به ویژه با تعویق انداختن سودهای سرمایه‏ای کوتاه مدت، وقتی که سرانجام سودها تحقق می‏یابند، باعث می‏شود مالیات بر اساس نرخ مالیاتی پایین‏تر سودهای سرمایه‏ای بلندمدت تعیین شود. بنابراین، با توجه به مزایای مالیاتی زیان‏های سرمایه‏ای، سرمایه‏گذاران مشمول مالیات سهام زیان‏ده خود را در پایان سال می‏فروشند و دوباره آن ها را در ژانویه خریداری می‏کنند. در صورت عدم وجود آربیتراژ منطقی مناسب، فشار بر قیمت سهام ناشی از چنین فروش زیان مالیاتی منجر به بازده غیرعادی مثبت در ژانویه برای این سهام زیان‏ده می‏شود (همان منبع. ص 1355).
شواهد قابل ملاحظه ای مطابق با فروش زیان مالیاتی وجود دارد که نشان می‏دهد حداقل تا حدودی محرک صرف ژانویه شرکت‏های کوچک است. اما به نظر نمی‏رسد که فروش زیان مالیاتی به طور کامل صرف را توضیح دهد. به عنوان مثال، در کشورهایی که مالیات سود سرمایه وجود ندارد (نظیر ژاپن) و یا کشورهایی که سال مالیاتی آن ها پایان دسامبر نیست (نظیر بریتانیا و استرالیا) نیز اثر ژانویه وجود دارد (همان منبع ص 1355).
شاخص کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (2002) و فروش زیان مالیاتی
بر اساس شواهدی که نشان می‏دهد فروش زیان مالیاتی مسبب اثر ژانویه است، ماشرووالا و ماشرووالا (2011) فرضیه پژوهش خود را بر این اساس قرار دادند که ژانویه نقش مهمی در قیمت گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند که احتمالاً به خاطر این است که شاخص کیفیت اقلام تعهدی معیاری (پروکسی) برای فروش زیان مالیاتی است. رول (1983) و کنستانتینیدیس (1984) استدلال کردند که شرکت‏های دارای بازده سهام یا نوسانات عملیاتی بیشتر، از نظر آماری احتمال بیشتری دارد که نامزد فروش زیان مالیاتی باشند. براور و چنگ (1990) و بریکلی و همکاران (1991) گزارش کردند که شرکت‏هایی با واریانس بازده بیشتر در واقع فروش زیان مالیاتی بیشتری نشان می‏دهند. رول (1983) دریافت که اثر ژانویه شرکت‏های کوچک تا حدودی به علت فروش زیان مالیاتی است و در خصوص شرکت‏هایی با نوسان (بی ثباتی) زیاد نظیر شرکت‏های کوچک نیز صادق است و به احتمال زیاد این شرکت‏ها نیز نامزد فروش زیان مالیاتی هستند (همان منبع ص 1355).
استدلال‏های فوق حاکی از این است که شاخص کیفیت اقلام تعهدی نظیر معیار اندازه شرکت ممکن است نماینده‏ای (پروکسی) برای فروش زیان مالیاتی باشد، زیرا شاخص کیفیت اقلام تعهدی ارتباط بسیار زیادی با نوسانات بازده سهام (کیم و کی 2010) و همان طور با نوسانات عملیاتی و فراوانی زیان‏های عملیاتی (دیچو و دچو 2002، فرانسیس و همکاران 2005) دارد. علاوه بر این، شرکت‏های دارای شاخص کیفیت اقلام تعهدی زیاد، از سلامت مالی و کنترل‏های داخلی ضعیف‏تری برخوردار بوده و احتمال نقض اصول پذیرفته شده حسابداری و سودهای منفی غیرمنتظره و یا شوک‏های جریان‏های نقدی منفی در این قبیل شرکت ها بیشتر است (به عنوان مثال، دویل و همکاران 2007، اگنوا 2008، کیم وکی 2010). در برابر تمام این دلایل، در هر سال مشخص از لحاظ آماری احتمال بیشتری وجود دارد که شرکت‏هایی با شاخص کیفیت اقلام تعهدی زیاد دچار زیان سهام و در نتیجه زیان‏های سرمایه با اهداف مالیاتی شوند (همان منبع ص 1355).
با توجه به انتخاب شاخص کیفیت اقلام تعهدی به عنوان پروکسی فروش زیان مالیاتی، ماشرووالا و ماشرووالا (2011) دریافتند که (1) قیمت‏گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی اثر قوی و مستقل در ژانویه نشان می دهد؛ (2) صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه مشاهده گردید؛ (3) اندازه صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی ژانویه یقیناً متفاوت از سایر پروکسی‏های فروش زیان مالیاتی است. در نهایت آن ها نتیجه گرفتند که صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی در ژانویه (حداقل تا حدی) به علت قیمت گذاری اشتباه منتسب به فروش زیان مالیاتی در پایان سال است
بخش دوم: پیشینه تحقیق
هر پژوهشگری باید پیش از اقدام به تحقیق از تلاش های علمی انجام شده در مورد موضوع تحقیق خود آگاهی کافی پیدا کند و از زمینه ها، روش ها، دیدگاه ها و نتایج اقدامات انجام شده اطلاع داشته و از آن استفاده کند. به قول مک برنی، علم یک فعالیت اجتماعی است و از طریق مشارکت همگانی و به هم پیوستن دانش فراهم آمده توسط تک تک محققان تکوین می یابد (مک برنی، 1990). در زمینه کیفیت اقلام تعهدی تحقیقات زیادی به خصوص در خارج از کشور صورت گرفته است. اما به نظر می‏رسد در ادبیات نظری، هنوز اجماعی در مورد این که کیفیت حسابداری یا خطرپذیری اطلاعاتی باید قیمت گذاری شود، وجود ندارد و ادبیات تجربی نیز در مورد این موضوع به همان اندازه غیرقاطع است. این تحقیق بیشتر محدود به بررسی مطالعاتی در زمینه قیمت گذاری شاخص تعدیل شده کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (2002) است که به طور گسترده به عنوان نماینده ای برای خطرپذیری اطلاعاتی استفاده شده است. در ذیل چند مورد از تحقیقات انجام شده در این زمینه به اختصار تشریح گردیده است.
تحقیقات مرتبط با قیمت گذاری کیفیت اقلام تعهدی
تحقیقات انجام شده در خارج از کشور
فرانسیس و همکاران (2005) نتیجه‏گیری کردند که شاخص کیفیت اقلام تعهدی، یک عامل خطرپذیری قیمت گذاری شده است. استنباط آن ها تا اندازه‏ای بر پایه عامل مثبت بارگذاری شده در پرتفوی عامل تقلیدی شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های سری زمانی فاما و فرنچ (پس از کنترل عوامل خطرپذیری استاندارد) بود. اما همان طور که کور و همکاران نشان دادند، عامل مثبت بارگذاری شده در رگرسیون‏های فاما و فرنچ (1993) به این معنی نیست که شاخص کیفیت اقلام تعهدی، صرف خطرپذیری به همراه دارد؛ بنابراین برای نتیجه‏گیری در خصوص این که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری ارزش گذاری شده است، کافی نیست.