دانلود پایان نامه

و در نهایت با توجه به این که در مدل های آزمون فرضیه های تحقیق بازده آتی سهام نسبت به متغیر های توضیحی برازش می شود و عدم وجود تمامی بازده های متوالی یک شرکت، نمونه نهایی مورد استفاده شامل 732 سال-شرکت (7287 ماه-شرکت) است. جدول 3-3 ترکیب نمونه نهایی تحقیق را بر اساس سال نشان می دهد.
جدول 3-3 نمونه نهایی (سالانه)
1385
1386
1387
1388
1389
1390
جمع
تعداد
105
99
110
125
143
150
732
مدل های آزمون فرضیه ها
برای بررسی فرضیه های تحقیق مدل های رگرسیون (1) تا (3) برآورد شده است. برای بررسی فرضیه اول مبنی بر اینکه بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده آتی سهام رابطه وجود دارد، مدل رگرسیون (3-1) بین بازده آتی سهام و شاخص کیفیت اقلام تعهدی تعدیل شده دیچو و دچو (2002) و مدل سه عاملی فاما و فرنچ (1992) مورد استفاده قرار گرفته است که در آن بازده آتی سهام نسبت به بتاهای عوامل خطرپذیری برآورد می شود.
(3-1)
ماشرووالا و ماشرووالا (2011) برای آزمون این که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، تأثیرات ماهانه را بر معیار تعدیل شده کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (2002) را مورد آزمون قرار دادند و نتیجه گرفتند شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه رابطه مثبتی با بازده‏های غیرعادی آتی سهام دارد. در مقابل در ماه‏های غیر ژانویه، شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی منفی با بازده آتی سهام دارد به طوری که معمولاً صرف خطرپذیری سالانه‏ای وجود ندارد. آن ها همچنین بیان نمودند صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک خطا در ارزش‏گذاری تصنعی پیرامون تغییر سال است تا این که منعکس کننده خطرپذیری نظام‏مند اطلاعات باشد. زیرا هیچ دلیل نظری برای خطرپذیری نظام مند وجود ندارد که تنها در یک ماه خاص نمود پیدا کند. لذا در این تحقیق نیز برای بررسی این که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، ابتدا حساسیت بازده آتی سهام به کیفیت اقلام تعهدی در طول زمان به صورت ماهانه با استفاده از مدل رگرسیون (3-1) مورد آزمون قرار گرفت (فرضیه دوم).
در نهایت همانند کور و همکاران (2008)، با استفاده از روش رگرسیون مقطعی 2 مرحله‏ای که در آن بازده اضافی نسبت به بتاهای عوامل خطرپذیری برازش می‏شود، بررسی ‏شد آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است. این روش، رویکردی برای آزمون این که آیا متغیر مورد نظر یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، فراهم می‏کند. مشابه فرانسیس و همکاران (2005) و ابودی و همکاران (2005) و بخش بزرگی از ادبیات قیمت‏گذاری دارایی‏ها (نظیر پاستور و ستامبو 2003؛ پتکوا 2006) بررسی شده است آیا پس از کنترل عوامل سه گانه فاما و فرنچ (صرف خطرپذیری بازار (RM-RF)، اندازه (SMB) و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (HML))، شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است. لذا در مرحله اول، بتا متغیرهای مدل سه عاملی فاما و فرنچ و عامل کیفیت اقلام تعهدی را با استفاده از رگرسیون سری زمانی بازده اضافی یک شرکت خاص و یا پرتفویی از شرکت‏ها (Rp-RF) نسبت به بازده‏های عوامل فاما و فرنچ و شاخص کیفیت اقلام تعهدی (AQFactor) به صورت ماهانه به شرح ذیل برآورد شده است (کور و همکاران. 2008، ص 8).
(3-2)
در مرحله دوم، رگرسیون مقطعی میانگین بازده اضافی نسبت به بتاهای محاسبه شده با استفاده مدل (3-2) برازش می‏شود.