No category

منبع مقاله با موضوع عدم نقد شوندگی، نقد شوندگی، بازده دارایی، دارایی ها

نمودند.

که در آن (rmt+1 – cmt+1 -rf) Et = ? معادل صرف ریسک است.
آمیهود در سال ۲۰۰۲، معیار عدم نقد شوندگی را به نام ILLIQ نامگذاری نمود. این معیار تناسب روزانه ای از قدر مطلق بازده سهام بر روی حجم دلاری معامله آن است که در یک دوره زمانی میانگین گیری شده است.
وی با استفاده از داده های بورس نیویورک دربین سالهای ۱۹۶۴ تا ۱۹۹۷ به این نتیجه رسید که ILLIQ تاثیر مثبت و بسیار قابل ملاحظه ای بر بازده مورد انتظار داشته است.
معیار عدم نقد شوندگی معرفی شده توسط آمیهود از داده های روزانه بازده و حجم معامله استفاده می کند که در اکثر بازارها برای دوره های بلند مدت وجود دارد.
عدم نقد شوندگی سهام در مدل آمیهود به صورت مجموع نسبت متوسط قدر مطلق بازده روزانه به حجم دلاری معامله درآن روز تقسیم و بر معکوس تعداد روزهای معاملاتی ضرب می شود.

که در آن Ritd برابر با بازده در روز d از ماه t و Vitd حجم ریالی( به میلیون ) در روز d از ماه t و Daysit برابر با تعداد روزهای معامله شده سهام i در ماه t می باشد.
به اعتقاد آچاریا و پدرسن در صورت استفاده از ILLIQ با دو مشکل مواجه خواهیم شد.
اول آنکه در این معیار تاثیر متغیر کلانی مانند سطح عمومی قیمتها (تورم) در نظر گرفته نشده و مشکل بعدی آنکه این معیار نمی تواند به طور مستقیم کل هزینه های معاملاتی را در نظر بگیرد. برای حل این مشکلات، معیار نرمالایز شده از هزینه عدم نقد شوندگی۱۰۳ به نام Cit به شرح زیر تعریف نمودند.

که در آن برابر است با شاخص کل در پایان ماه t-1
شایان ذکر است ضرایب۲۵/۰ و ۳۰/۰ همان ضرایبی هستند که از هزینه های مبادلاتی سهم و اختلاف بین قیمت معاملاتی سهم و میانگین شکاف عرضه و تقاضای اعلام شده، حاصل شده و توسط چالمرز و کادلک درسال ۱۹۹۸ گزارش شده اند. با توجه به اینکه در این تحقیق بررسی به صورت سالانه صورت می گیرد. در مورد درستی استفاده از همین ضرایب با توجه به اینکه پرفسور آچاریا طی اظهارنظری اعلام داشته “که با توجه به اینکه معیارهای نقدشوندگی تاثیرات قیمتی رانشان می دهند. بنابراین سالانه،ماهانه یا روزانه بودن آن اهمیتی ندارد.”
شایان ذکر است همانگونه که در فصل قبل نیز بیان شده ضرایب۲۵/۰ و ۳۰/۰ همان ضرایبی هستند عدم نقدشوندگی پرتفوی بازار نیز با استفاده از میانگین موزون کلیه سهام درهرسال صورت می گیرد.

که در این فرمول برابر است با نسبت ارزش بازاری هرسهم به مجموع ارزش بازاری ۱۰۰ سهام در پایان سال.

۱۸-۲- مدل R-CAPM104
تحقیقات در این زمینه به دو شکل مطالعات تجربی و مطالعات نظری صورت پذیرفته است که مطالعات تجربی در جهت مطالعات نظری نبوده است (فاستر،۱۹۸۶،ص۲۱۲) ۱۰۵.
این مطالعات تجربی در نهایت به رگرسیون معیارهای بازاری بتا بر روی معیارهای مختلف حسابداری منتج شده اند. نظیر کار بیور، کتلر و شولز،۱۹۷۰، پتی و رستر فیلد،۱۹۷۲، برین و لرنر،۱۹۷۳، روزنبرگ . مک کین،۱۹۷۳، تامسون،۱۹۷۴، لو،۱۹۷۴، لووکونتز کر،۱۹۷۴، پیلدرس،۱۹۷۵ و بیونر و منگولد،۱۹۷۵ و یا نظیر کارهای هیل و استون ،۱۹۸۰ منتج به استفاده از ارقام حسابداری متناظر با ریسک بازار شده است. کارهای انجام شده به دلیل عدم وجود تئوری قوی در این زمینه و همچنین به دلیل همبستگی بالای متغیرهای حسابداری اغلب تبیین کننده های گوناگونی را گزارش داده اند ولی با این وجود در اکثر تحقیقات نوسانات سود به عنوان متغیر حسابداری معنا دار در تبیین ریسک گزارش شده است.
مندلکر۱۰۶ و ری با قرار دادن اهرم مالی در درون مدل CAPM فرض کردند بازده شرکت در زمان t برابر است با – ۱ (?jt / E jt-1) = Rjt که ?jt سود پس از کسر مالیات در زمان t و Ejt-1 ارزش به ازای شرکت در زمان t-1 را نشان می دهد.
با جایگذاری این عبارت در مدل CAPM خواهیم داشت.

که بازده مورد انتظار، نرخ بازده بدون ریسک ، هزینه عدم نقد شوندگی هر سهم ، هزینه عدم نقد شوندگی پرتفوی بازار، درجه اهرم اقتصادی، درجه اهرم مالی، درجه اهرم عملیاتی ، ریسک ذاتی هر شرکت، سود پس از کسر بهره و مالیات، اختلال اقتصادی دوره ، اختلال اقتصادی در دوره ، ارزش بازاری شرکت و بازده پرتفوی بازار را نشان می دهد

۱۹-۲- مدل C-CAPM 107
برای درک مفهوم CAPMمبتنی برمصرف، مسئله بهینه سازی مصرف فرد را بایستی در نظر گرفت. در هر دوره، فرد سطحی از مصرف را انتخاب می کند و هم چنین در هر دوره تخصیص پرتفوی متفاوتی ازدارایی های مختلف خواهد داشت ، که در نهایت هدف فردحداکثر کردن مطلوبیت زیر است :

t = وضعیت شرطی مورد انتظار از اطلاعات موجود در زمان Et
=? نرخ رحجان زمانی ذهنی
=Ct +sمصرف در دوره t+s
U = تابع مطلوبیت اکیدا مقعر یک دوره ای
شرط استاندارد مر تبه اول تابع عبارت است از:

یا

که Rit بازده دارایی i و U?(Ct+1) / (1+?)( U? (Ct)) = S ، همان نرخ نهایی جانشینی است. حال بایستی ازمعادله بالا، یک رابطه بین بازده مورد انتظار دارایی و کواریانسش با مصرف، پیدا کنیم. اولین نکته این است که معادله بالا با توجه به قانون فرافکنی تکراری۱۰۸ در وضعیت انتظارات غیر شرطی هم برقرار است. پس می توان معادله (۲۴-۱) را به صورت زیر نوشت :

((Rit,St)1-cov) -1 [ESt ] = [1+Rit ] E
که E، بیانگر وضعیت مورد انتظار غیرشرطی و cov، بیانگر کواریانس غیر شرطی است.
حال فرض می کنیم که تابع مطلوبیت یک دوره ای مصرف کننده (۰)U ریسک گریزی نسبی ثابت ، دارد یعنی :
(۱-A) / C1-A = (C)U
که A، در این جا معیار ریسک گریزی نسبی است .با این تابع مطلوبیت ، می توان کواریانس معادله بالا را به شرح زیر تخمین زد :

(Rit,((Ct+1/Ct))cov [-A/(1+?)] ? (Rit,St)cov
اکنون می توان رابطه بتای مصرف را استخراج کرد. با ترکیب معادله (۲۰-۱) و تقریب (۲۱-۱)، به معادله زیر خواهیم رسید، که با معادله(۱-۲۲) همسو خواهد بود :

?i + a2?ci + a0 = Ri
که Ri همان بازده تشخیص داده شده سهام بوده و سایرمولفه ها به شرح زیرند :
-۱ -۱ [ESt ] = a0

a2 = A cov (RMt,Ct+1/Ct)/ [(1+?)ESt ]

(RMt,Ct+1/Ct)cov / (Rit,Ct+1/Ct)cov = ci?

این مدل همانند CAPM سنتی ، بازده دارایی را با ریسک سیستماتیک آن ارتباط می دهد هر چند در اینجا معیار ریسک سیستماتیک کواریانس۱۰۹ با رشد مصرف است. ci?، به گونه ای تبیین شده است که این معیار برای بازار برابر با یک است.
با این معادله، به سادگی می توان CAPM سنتی و C-CAPM را در یک معادله جای داد. در عمل ما می توانیم بازده دارایی i را بر بتای بازاری و بتای مصرفش رگرس کنیم، تا ببینیم کدامیک تبیین کننده بهتری از بازده هستند.
?i + a2?ci + a1?Mi + a0 = Ri
در تمامی رگرسیون های فوق جمله ثابت a0 ، یک تفسیر دارد. برای یک دارایی که بازده آن مساوی با بازده بدون ریسک است، هر دو بتا برابر صفرند. بنابراین، هر رگرسیون بیانگراین مطلب است که بازده یک دارایی بدون ریسک برابر با جمله ثابت a0 است.
یک راه برای قضاوت در مورد منطقی بودن نتایج، این است که بررسی کنیم آیا مقدار ثابت تخمین زده شده با دیگر تخمین های بازده بدون ریسک مطابقت دارد، یا خیر. معیار های ریسک ( هر دو بتا) به گونه ای نرمالیزه شده اند که بتای بازار سهام برابر با یک است . بنابراین، از آنجائیکه جمله ثابت a0 بازده بدون ریسک واقعی است، هر CAPM دلالت بر این دارد که ضریب بتای مربوط در هر مدل، فاصله بین بازده بازار و بازده بدون ریسک را گسترش می دهد (ERm – RF) . با انجام رگرسیون ، می توانیم ضریب a1 و a2 را با یکدیگر مقایسه کرده و موفقیت نسبی دو مدل را سنجید. CAPM سنتی برا این دلالت دارد که
E(Rm )- RF=a1 و a2 = 0 ، درحالیکه کپم مبتنی بر مصرف، برa1 = 0 و a2 = E(Rm )- RF دلالت دارد.

۲۰-۲- پیشینه و تحقیقات پیرامون
۱-۲۰-۲- تحقیقات انجام شده پیرامون C-CAPM
مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای مبتنی بر مصرف، برای اولین بار در سال ۱۹۷۸ توسط لوکاس تبیین شد. لوکاس با مفروض قرار دادن اقتصاد مبادله ای که دارای مصرف کنندگان همگن است. تغییرات تصادفی بازده دارایی را مورد بررسی قرار داد و مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه مبتنی بر مصرف را ارائه داد. وی مدل خود را با عامل مصرف کننده ای که تابع مطلوبیتش دارای ضریب ریسک گریزی نسبی ثابت بود، تشریح کرد. پس از آن مانکیو و شاپیرو ،۱۹۸۶ ، با ادعای این که بتای مبتنی بر مصرف بهتر از بتای بازار می تواند نقش معیار ریسک را به عهده بگیرد، این مدل را در بازار بورس نیویورک مورد آزمون قرار داند. آنها دلایل ادعای خود را چنین بیان کردند که بتای مصرف بایستی بایستی به دو دلیل در زمینه تئوریکی ترجیح داده شود، اول این که بتاماهیت بین دوره ای تصمیمات پرتفوی را ترکیب می کند . دوم این که ، همزمان شکل های دیگری از ثروت که فراتر از بازار سهام بوده و اصولا مربوط به اندازه گیری ریسک سیستماتیک اند را به صورت یکجا در نظر می گیرد. مانکیو و شاپیرو، بر اساس این اصل که دارایی های با ریسک سیستماتیک بالاتر بایستی بازده متوسط بالاتری را ارائه دهد با استفاده از اطلاعات بازار ایالات متحده و شاخص مصرف سرانه، بررسی کردند که آیا سهام هایی که بتای بازار و مصرف بالاتری دارند، بازدهی بیشتری را ارائه می دهند. آنها دریافتند که مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه ای سنتی ، در مقایسه با مدل
C-CAPM لوکاس، که تابع استاندارد مطلوبیت را با قدرت ریسک گریزی نسبی ثابت را درنظر می گیرد، بازده اضافی را بهتر محاسبه می کند.
کوچرلاکوتا، این امر را تصدیق کرده است که C-CAPM، به دلیل نقش جدایی ناپذیری که در اقتصاد کلان پیشرفته و اقتصاد بین الملل ایفا می کند، در عالم واقع مهمتر از CAPM، است. افزون بر یافته های هنسن و سینگلتون ،۱۹۸۲، مهرا و پرسکاپ ،۱۹۸۵، مانکیو و زلدز،۱۹۹۱ و کمپبل ،۱۹۹۳و۱۹۹۶، ادبیات موجود در زمینه C-CAPM ، نشان می دهد که C-CAPM استاندارد لوکاس توانسته است بازده دارایی ها در ایالت متحده آمزیکا تبیین کند .
علاوه بر آن، کامبی ،۱۹۹۰نیز نشان داد که این مدل می تواند در بازار بین المللی سهام نیز تبیین کننده باشد . افزون بر یافته های فوق، هاموری ،۱۹۹۲ نیز نشان داد که C-CAPM می تواند نقش تبیین کننده در بازار سرمایه ژاپن داشته باشد. وی اظهار داشت که C-CAPM می تواند نقش تبیین کننده در بازار سرمایه ژاپن داشته باشد اما نمی تواند تبیین کننده بازده سهام در ایالت متحده باشد ، که این به دلیل تفاوتهای نهادی بین دو کشور ، نظیر پیچیدگی مالیات و فاکتور های پولی است.
از دیگر مطالعات انجام شده بر زوی مدل C-CAPM ، می توان به مطالعات آسپرم ،۱۹۸۹ اشاره کرد.

این فایل ها تست های آزمون آزمایشی کارشناسی ارشد انتشارات سنجش و دانش می باشد که با پاسخ های کاملا” تشریحی ارائه می شود. شما می توانید از منوی جستجو (بالای سایت سمت چپ ) تست های دروس دیگر را پیدا کرده و رایگان دانلود کنید

دیدگاهتان را بنویسید

نشانی ایمیل شما منتشر نخواهد شد. بخش‌های موردنیاز علامت‌گذاری شده‌اند *

* Copy This Password *

* Type Or Paste Password Here *