اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات418
تعداد شماره‌ها9,986
تعداد مقالات83,489
تعداد مشاهده مقاله76,685,410
تعداد دریافت فایل اصل مقاله53,784,860
کیا مهر, علی, جنانی, محمد حسن, همت فر, محمود. (1399). تبیین نقش ناهنجاریهای بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای Explain the role of stock market anomalies in the pricing of capital assets. نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 14(53), 193-212.
علی کیا مهر; محمد حسن جنانی; محمود همت فر. "تبیین نقش ناهنجاریهای بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای Explain the role of stock market anomalies in the pricing of capital assets". نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 14, 53, 1399, 193-212.
کیا مهر, علی, جنانی, محمد حسن, همت فر, محمود. (1399). 'تبیین نقش ناهنجاریهای بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای Explain the role of stock market anomalies in the pricing of capital assets', نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 14(53), pp. 193-212.
کیا مهر, علی, جنانی, محمد حسن, همت فر, محمود. تبیین نقش ناهنجاریهای بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای Explain the role of stock market anomalies in the pricing of capital assets. نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 1399; 14(53): 193-212.

تبیین نقش ناهنجاریهای بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای Explain the role of stock market anomalies in the pricing of capital assets

اقتصاد مالی
دوره 14، شماره 53، اسفند 1399، صفحه 193-212    اصل مقاله (792.53 K)
نوع مقاله: علمی پژوهشی
نویسندگان
علی کیا مهر1؛ محمد حسن جنانی* 2؛ محمود همت فر2
1دانشجوی دکتری گروه حسابداری‌‌‌‌‌‌‌‌، واحد بروجرد‌‌‌‌‌‌‌‌، دانشگاه آزاد اسلامی‌‌‌‌‌‌‌‌‌، بروجرد ایران
2گروه حسابداری‌‌‌‌‌‌‌‌، واحد بروجرد‌‌‌‌‌‌‌‌، دانشگاه آزاد اسلامی‌‌‌‌‌‌‌‌‌، بروجرد ایران
چکیده
هدف این پژوهش تبیینناهنجاری های بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بود. بدین منظوراطلاعات 150 شرکت از گزارشات مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران جمع‌‌‌‌‌‌آوری و مورد آزمون قرار گرفته‌اند. یافته‌های پژوهش نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (مدل سه عاملی فاما و فرنچ[i] (2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ (2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ناهنجاری های بازار سهامدر قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای تأثیر دارد و باعث افزایش صرف ریسک پرتفوی ‌می‌گردد. نتایج همچنین نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت گزاری ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه مبتنی بر ناهنجاری های بازار سهام قدرت پیش‌‌‌‌بینی مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه را افزایش ‌می‌دهد



[i]Fama. and French
کلیدواژه‌ها
ناهنجاری های بازار سهام؛ قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای‌‌‌‌‌‌‌‌؛ صرف ریسک پرتفوی‌‌‌‌‌‌‌‌؛ مدل سه عاملی فاما و فرنج (2001)‌‌‌‌‌‌‌‌؛ مدل چهار عاملی کاهارت‌‌‌‌‌‌‌‌‌؛ مدل 5 عاملی فاما و فرنج (2014)
اصل مقاله

تبیین نقش ناهنجاریهای بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای

 

 

علی کیامهر

تاریخ دریافت: 25/07/1399            تاریخ پذیرش: 27/09/1399

 

[1]

محمدحسن جنانی[2]

محمود همت فر[3]

 

چکیده

هدف این پژوهش تبیینناهنجاری های بازار سهام در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بود. بدین منظوراطلاعات 150 شرکت از گزارشات مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران جمع‌‌‌‌‌‌آوری و مورد آزمون قرار گرفته‌اند. یافته‌های پژوهش نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (مدل سه عاملی فاما و فرنچ[i] (2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ (2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ناهنجاری های بازار سهامدر قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای تأثیر دارد و باعث افزایش صرف ریسک پرتفوی ‌می‌گردد. نتایج همچنین نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت گزاری ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه مبتنی بر ناهنجاری های بازار سهام قدرت پیش‌‌‌‌بینی مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه را افزایش ‌می‌دهد.

 

واژه‌های کلیدی:ناهنجاری های بازار سهام،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صرف ریسک پرتفوی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل سه عاملی فاما و فرنج (2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل 5 عاملی فاما و فرنج (2014).

طبقه بندی JEL:ٍE22TE42

 

1- مقدمه

بسیاری ازاقتصاد دانان به این نتیجه رسید‌ه‌اند که یکی از عوامل موثر بر رشد و توسعه پایدار‌‌‌‌‌‌‌‌، سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری موثر است و برای رشد اقتصادی لازم است افراد مازاد درآمد خود را سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری کنند (احمدپور کچو و دهمرده، 1398).اگر ابزار‌های مناسب برای تجزیه و تحلیل وجود داشته باشد سرمایه گذار ‌می‌تواند با بررسی صنایع مختلف در بورس به سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری در صنعت و شرکت دلخواه خود بپردازد و پرتفوی مورد نظر خود را انتخاب نماید. انتخاب پرتفوی بهینه نیازمند برآوردی از دو عامل ریسک و بازده اوراق بهادار است (هوشمند نقابی و همکاران، 1396). طی سالیان متمادی مدل‌های مختلفی برای ارزیابی ریسک و بازده پرتفوی مطرح گردیده است. این مدل‌ها مورد ارزیابی‌های مختلف قرار گرفتند و نتایج آزمون‌ها بیانگر آن است که عوامل مطرح شده در این مدل‌ها به تنهایی نمی‌توانند ارتباط ریسک و بازده پرتفوی را‌‌‌‌‌‌‌‌‌ توضیح دهند. بنابراین شناسایی عوامل دیگری که بتواند ریسک و بازده پرتفوی را بهتر از مدل‌های قبلی توضیح دهد ضروری است.مطالعات اخیر در بورس­های مختلف دنیا‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ به این نتیجه رسیدند که بازده سهام علاوه بر عوامل خاص شرکت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تحت تاثیر گرایش­های احساسی سرمایه­گذاران نیز‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قرار می­گیرد. اخبار اوج و حضیض­های هیجانی قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران به طور ضمنی شواهدی را فراهم می­کند. در واقع صف­های خرید و فروش در بورس تهران سبب می­شوند معامله­گران فارغ از ارزنده بودن یا‌‌‌‌‌‌‌‌‌ نبودن قیمت یک سهم به تعبیت از رفتار سایر فعالان بازار اقدام به قرار گرفتن در این صف­ها کنند که‌‌‌‌‌‌‌‌‌ این موضوع خود عاملی برای تحریک و تشدید هیجان در زمان رونق و رکود بازار است. این گونه رفتارهای غیر عقلایی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ باعث ناکارایی بازار و همچنین قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری نادرست اوراق بهادار خواهد شد و در صورت تشدید و تداوم آن‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ موجبات بی­اطمینانی و فرار سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران را از بازار فراهم خواهدنمود (حیدرپور‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تاری­وردی و محرابی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ 1391). طبق تعریف حیدرپور و همکاران (1392) گرایش­های احساسی سرمایه­گذار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ میزان خوشبینی و بدبینی سهامداران نسبت به یک سهام می­باشد که معمولا به علت مشکل در ارزش­گذاری شرکت­ها رخ می­دهد که منجر به تصمیم‌گیری مبتنی بر قضاوت­های ذهنی می­شود. گرایش­های احساسی را می­توان "تمایلات سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران به سفته بازی " تعریف نمود. در نقطه مقابل‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ارزش سهام شرکتی که دارای سابقه سودآوری طولانی بوده و دارای ثبات نسبی در پرداخت سود می­باشد از عینیت بیشتری برخوردار بوده و خیلی کمتر درگیر گرایش­های احساسی سهامداران می­شود (باکر و ورگلر[ii]‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ۲۰۰6).

از طریق تحلیل اطلاعات 150 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار در طی دوره زمانی 1386 تا 1397 یافته‌های پژوهش نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای(مدل سه عاملی فاما و فرنچ (2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ (2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای تأثیر دارد و باعث افزایش صرف ریسک پرتفوی ‌می‌گردد. نتایج همچنین نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای(مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران قدرت پیش‌‌‌‌بینی مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه را افزایش ‌می‌دهد. به طور کلی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ یافته‌های این پژوهش ‌می‌تواند برای سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تحلیل گران و سایر مشارکت کنندگان در بازار سرمایه در ارزیابی عملکرد پرتفوی سهام و تعیین نرخ بازده مورد انتظار خودشان سودمند باشد و تدوین کنندگان قوانین و مقررات از جمله سازمان بورس و اوراق بهادار را در تدوین قوانین مناسب در راستای بهبود کارایی بازار و حمایت از سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران یاری کند.

در ادامه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ به ترتیب ابتدا به مبانی نظری و پیشنیه پژوهش اشاره ‌می‌گردد. سپس روش پژوهش شامل ابزار گردآوری اطلاعات‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ جامعه و نمونه آماری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل‌های آزمون فرضیه‌های پژوهش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌روش‌های اندازه‌‌‌‌‌‌‌گیری متغیرهای پژوهش به طور مفصل بیان ‌می‌گردد و در ادامه یافته‌های تجربی پژوهش بیان ‌می‌شود و در نهایت نتیجه‌‌‌‌‌‌‌گیری و پیشنهادات پژوهش ارائه ‌می‌گردد.

 

2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش

بازار سرمایه از ارکان اساسی نظام اقتصادی هر کشور به شمار ‌می‌رود. این بازار محل تجمع منابع ارزان قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سرگردان و پراکنده به سمت واحدهای مختلق اقتصادی است. نماد بازار سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بورس اوراق بهادار و نهادهای وابسته ‌می‌باشد. عملکرد صحیح بورس ‌می‌تواند پیامدهای ارزشمندی مانند رشد و توسعه اقتصادی را به همراه داشته باشد. برای آنکه بتوان پس اندازها را به سوی این بازار هدایت کرد باید اعتماد سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران را جلب نمود(سیف­الهی، 1398). سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران تلاش ‌می‌کنند پس اندازهای خود را در جایی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری کنند که بیشترین بازدهی را داشته باشند. هر چند باید ریسک مربوط به سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری را نیز در نظر بگیرند(صالحی و حزبی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صالحی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ 1393).

اقتصاددانان مالی الگوهای متفاوتی را برای اندازه‌‌‌‌‌‌‌گیری ریسک ارائه دادند. نظریه بازار سرمایه با بسط و تعمیم نظریه پرتفوی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌مدلی را برای قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های ریسک دار استخراج ‌می‌کند.فاما و فرنچ (1992) شواهدی را دال بر ناکامی‌های تجربی مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ایمطرح کردند. آن‌ها با استفاده از رگرسیون مقطعی تأیید کردند که اندازه شرکت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ اندازه نسبت سود به قیمت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار علاوه بر بتای بازار در تشریح بازده مورد انتظار نقش اساسی دارند(فرمان آرا و همکاران، 1398). همچنین تأیید کردند که بین میانگین‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌بازده و بتای سهام ارتباط معناداری وجود دارد(فاما و فرنچ‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ 1992). فاما و فرنچ(1993) با توجه به این یافته‌ها‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ الگوی سه عاملی فاما و فرنچ را برای تبیین بازده سهام ارائه دادند. الگوی سه عاملی فاما و فرنچ توانست تغییرات بازده را به خوبی توضیح دهد و تقریباً همه خلاف قاعده‌های شناختهشده مثل نسبت سود به قیمت(E/P)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بازده جریان نقدی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ رشد فروش و بازده بلندمدت گذشته را توجیه نماید(11).تنها خلاف قاعد‌ه‌ای که الگوی سه عاملی فاما و فرنچ نتوانست آن را توضیح دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ استراتژی مومنتوم(به معنی خرید و نگهداری سهام با بازدهی زیاد و فروش سهام با بازدهی کم) جگادیش و تیتمن(1993) بود در مورد عامل مومنتوم یا شتاب مطالعات بسیاری مانند مطالعات جگادیش و تیتمن(1993)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گراندی و مارتین(1998) و‌هان و تونکس(2001) انجام شد. کرهارت(1997) از خلاف قاعدۀ مومنتوم ارائهشده توسط جگادیش و تیتمن(1993) برای ساختن یک الگوی چهار عاملی استفاده کرد. او صرف ریسک مرتبط با عامل مومنتوم(WML) را پی‌‌‌‌‌ریزی کرد و الگوی چهار عاملی را با اضافه کردن این عامل به الگوی سه عاملی فاما و فرنچ تدوین نمود.

مطالعات اخیر در بورس­های مختلف دنیا‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ به این نتیجه رسیدند که بازده سهام علاوه بر عوامل خاص شرکت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تحت تاثیر گرایش­های احساسی سرمایه­گذاران نیز‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قرار می­گیرد. اخبار اوج و حضیض­های هیجانی قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران به طور ضمنی شواهدی را فراهم می­کند. در واقع صف­های خرید و فروش در بورس تهران سبب می­شوند معامله­گران فارغ از ارزنده بودن یا‌‌‌‌‌‌‌‌‌ نبودن قیمت یک سهم به تعبیت از رفتار سایر فعالان بازار اقدام به قرار گرفتن در این صف­ها کنند که‌‌‌‌‌‌‌‌‌ این موضوع خود عاملی برای تحریک و تشدید هیجان در زمان رونق و رکود بازار است. این گونه رفتارهای غیر عقلایی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ باعث ناکارایی بازار و همچنین قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری نادرست اوراق بهادار خواهد شد و در صورت تشدید و تداوم آن‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ موجبات بی­اطمینانی و فرار سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران را از بازار فراهم خواهدنمود (حیدرپور‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تاری­وردی و محرابی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ 1391).

صالحی و صالحی(1395) در پژوهشی با عنوان « مقایسهتوانتوضیحدهندگیمدل‌هایسهعاملیوپنجعاملیفاماوفرنچ درتبیینبازدهسهامارزشیورشدی» براساس نمونه‌ای مشتمل بر 238 شرکت طی سال‌های 1382 الی 1392 به این نتیجه رسیدند کهمدلپنجعاملیفاماوفرنچدارایقدرتتوضیح دهندگیبیشترینسبتبهمدلسهعاملیفاماوفرنچدرتبیینبازدهسهامشرکت‌هایرشدیوارزشی ‌می‌باشد. همچنیننتایجحاکیازآناستکهاینتاثیردرشرکت‌هایرشدینسبتبهشرکت‌هایارزشیدر بورساوراقبهادارتهرانقوی‌‌تراست. حزبی و صالحی(1395) در پژوهشی با عنوان «مقایسه قدرت توضیح دهندگی مدل چهار عاملی کرهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ در پیش‌‌‌‌بینی بازده مورد انتظار سهام» در نمونه‌ای مشتمل بر 142 شرکت طی دوره سال‌های 1388 تا 1392 به این نتیجه رسیدند که مدل پنج عاملی فاما و فرنچ دارای قدرت توضیح دهندگی بیشتری نسبت به مدل چهار عاملی کرهارت در تبیین بازده سهام شرکت‌ها‌می‌باشد. همچنین نتایج حاکی از آن است افزودن دو عامل سودآوری و سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری به مدل سه عاملی باعث افزایش قدرت تبیین مدل در تبیین بازده سهام شرکت‌ها‌می‌شود. شکرخواه و همکاران(1396) در پژوهشی با عنوان « اثر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران بر قیمت سهام با توجه به سطح شفافیت شرکتی» در طی دوره زمانی 1388 تا 1393 این موضوع را بررسی کردند که آیا سطح شفافیت شرکتی (اندازه‌گیری شده به وسیله مجموعه‌ای از معیارها شامل مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ اظهارنظر حسابرسی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ کیفیت موسسات حسابرسی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مالکیت دولتی و معاملات با اشخاص وابسته) بر میزان خوش‌بینی و بدبینی سرمایه‌گذاران نسبت به قیمت سهام که معمولا به علت مشکل در ارزش‌گذاری شرکت‌ها رخ می‌دهد تأثیر دارد یا نه؟. یافته‌های این پژوهش نشان دهنده بیشتر بودن اثر گرایش‌های احساسی سرمایه‌گذاران یا به عبارتی تصمیم‌گیری‌های مبتنی بر قضاوت‌های ذهنی در شرکت‌هایی با مدیریت اقلام تعهدی بیشتر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گزارش حسابرسی غیرمقبول‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شرکت‌های تحت کنترل دولتی و معاملات با اشخاص وابسته بیشتر به ترتیب نسبت به شرکت‌هایی با مدیریت اقلام تعهدی کمتر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گزارش حسابرسی مقبول‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شرکت‌های تحت کنترل بخش خصوصی و معاملات با اشخاص وابسته کمتر می‌باشد.یافته‌های پژوهش همچنین نشان می‌دهد که تفاوت میان اثر گرایش‌های احساسی سرمایه‌گذاران بر قیمت سهام در شرکت‌های حسابرسی شده به وسیله سازمان حسابرسی نسبت به شرکت‌های حسابرسی شده توسط سایر موسسات‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ معنی‌دار نمی‌باشد. در مجموع یافته‌های این پژوهش اهمیت شفافیت شرکتی در کاهش تأثیر گرایش‌های احساسی سرمایه‌گذاران بر قیمت سهام را مورد تأیید قرار می‌دهد.

فاماوفرنچدرسال(2013)‌‌‌‌‌‌‌‌‌بهآزمونمدلپنجعاملیجدیدخوددرشرکت‌هایبورسیامریکا پرداختندوبهایننتیجهرسیدندکهاینمدلبین69تا 93 درصدتغییراتمقطعیدربازده‌هایمورد انتظاررابرایپرتفوی‌هایاندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌ B/M‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سودآوریوسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریراتوضیح‌می‌دهند. فاماوفرنچباارائهاین مدلتکمیلیامیدوارهستندکهباپژوهش‌هایتجربیدرسایرکشورهاتواناییتبیینآندرمقایسهبامدل قبلیموردتأییدقرارگیردکهاینمسئلهباپژوهش‌هایآتیگزارشخواهدشد. لذااینمدلدرایرانهنوز موردمطالعهتجربیقرارنگرفتهاستوآثارآندربازارسرمایهمشخصنمی‌باشد.فرانک(2015)درمطالعه‌ایبا عنوانعواملجدیدقیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریداراییوبازده‌هایموردانتظاراوراققرضهبهتحلیلچگونگیقیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری اثردوعاملجدیدسودآوریوسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریبربازدهسهامرادراوراققرضهشرکتیپرداختند.آن‌هادر پژوهش خودبررسیکردندکهصرف‌هایریسکسیستماتیکتاچهحدبهسودآوریعملیاتیو سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریکهتوسطفاماوفرنچتعریفشد‌ه‌اندمرتبطهستند. نتیجهپژوهشآن‌هانشانازرابطهمنفی بینسودآوریوصرفریسکداردورابطۀبینسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریومؤلفه‌هایریسککاملاًقویومستحکم نیست‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ درکلنتایجکارآن‌هاازناسازگاریایندوعواملبابازدهحکایتدارد.

 

4- فرضیه‌های پژوهش

فرضیه 1‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای تأثیر دارد.

فرضیه 2‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران قدرت پیش‌‌‌‌بینی مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه را افزایش ‌می‌دهد.

 

5- روش پژوهش

5-1- نحوه جمع‌‌‌‌‌‌آوری داده‌ها

این پژوهش از لحاظ هدف کاربردی است. طرح پژوهش آن از نوع پژوهش‌های شبه تجربی و پس رویدادی است و با استفاده از اطلاعات تاریخی انجام ‌می‌شود. برای گردآوری اطلاعات مبانی نظری پژوهش از نشریات‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ کتب و همچنین پایگاه‌های اطلاعاتی در دسترس استفاده شده است. همچنین‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ داده‌های مورد نیاز برای تجزیه و تحلیل‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ از نرم افزار ره آورد نوین و اطلاعات صورت‌های مالی حسابرسی شده و یادداشت‌های توضیحی شرکت‌ها استخراج شده است.

 

5-2- جامعه آماری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ نمونه آماری و بازه ی زمانی پژوهش

جامعه آماری پژوهش حاضر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ کلیه شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بازه ی زمانی نیز یک دوره زمانی 12 ساله براساس صورتهای مالی سال‌های 1386 تا 1397 شرکت‌های نمونه ‌می‌باشد.

در پژوهش حاضر برای تعیین نمونه آماری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ از روش حذف سیستماتیک استفاده شده است. بدین منظور آن دسته از شرکت‌های جامعه آماری که شرایط زیر را دارا باشند به عنوان نمونه آماری انتخاب و مابقی حذف می شوند.

1)      سال مالی شرکت منتهی به تاریخ پایان اسفند ماه و شرکت طی دوره مورد بررسی تغییر سال مالی نداده باشد.

2)      شرکتهای تحت بررسی جزء شرکت‌های سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ هلدینگ‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ واسطه گری مالی و بیمه نباشند.

3)      اطلاعات و داده‌های آنها در دسترس باشد.

4)      معاملات سهام شرکت به طور مداوم در بورس اوراق بهادار تهران صورت گرفته باشد و توقف معاملاتی بیش از سه ماه در مورد سهام یاد شده اتفاق نیفتاده باشد.

با توجه‌‌‌‌‌‌‌‌‌ به شرایط و محدودیت­های فوق‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ از بین شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در مجموع‌‌‌‌‌‌‌‌‌ 150 شرکت به عنوان نمونه آماری پژوهش انتخاب شده است. لازم به ذکر است از داده‌های ماهانه جهت محاسبه متغیرها و مدل‌های قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای بهره گرفته شده است.

 

6- مدل‌ها و متغیرهای پژوهش

مدل سه عاملی فاما و فرنچ

فاما و فرنچ(2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ با استفاده از مدل سه عاملی خود سعی در توجیه مشاهدات غیرعادی گزارش شده نمودند.آنان معتقد بودند که چنانچه به جای مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای شارپ از مدل سه عاملی آنان استفاده گردد.بسیاری از مشاهداتی که با استفاده از مدل شارپ قابل تبیین نبودند‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ را ‌می‌توان توجیه نمود.مدل ارائه گردیده توسط‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فاما و فرنچ به صورت زیر ‌می‌باشد‌‌‌‌‌‌‌‌:

رابطه (۱)

 

 

که در آن مازاد بازده پرتفوی بازار نسبت به نرخ بازده بدون ریسک‌‌‌‌‌‌‌‌‌، [iii]SMLاختلاف بازده پرتفویی از سهام شرکتهای کوچک و پرتفویی از سهام شرکت‌های بزرگ(عامل اندازه)‌‌‌‌‌‌‌‌‌، HML[iv]اختلاف بازده پرتفویی از سهامی که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار‌‌‌‌‌‌‌‌‌حقوق صاحبان سهام آنها بزرگ است و پرتفویی که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحیان سهام آنها کوچک است. ‌می‌باشند.b‌‌‌‌‌‌‌‌، i‌‌‌‌‌‌‌‌‌، نیز حساسیت بازده نسبت به عوامل مذکور هستند.

 

مدل مدل چهار عاملی‌هاکارت‌‌‌‌‌‌‌‌:

هارکارت(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ در مدل چهار عاملی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل تمایل به عملکرد گذشته‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ از تفاوت بین میانگین بازده‌های مجموعه سهام شرکت‌ها برنده(شرکت‌هایی با تمایل به عملکرد گذشته بالا) و مجموعه سهام شرکت‌های بازنده(شرکت‌هایی با تمایل به عملکرد گذشته پایین) بر مدل سه عاملی فاما و فرنچ افزوده ‌می‌شود.‌ هارکات(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌‌ الگویمورداستفادهجهتآزمونفرضیاتپژوهشبهشرحزیر‌می‌باشدکهمتغیرهایSMB‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ HML وWMLبهترتیببیانگرعاملاندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش و عامل مومنتوم‌می‌باشد‌‌‌‌‌‌‌‌:

رابطه (2)

 

 

که در آن WML عامل مومنتوم نشان دهنده عامل تمایل به عملکرد گذشته‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ از تفاوت بین میانگین بازده‌های مجموعه سهام شرکت‌های برنده(شرکت‌هایی با تمایل به عملکرد گذشته بالا) و مجموعه سهام شرکت‌های بازنده(شرکت‌هایی با تمایل به عملکرد گذشته پایین) ‌می‌باشد. سایر عوامل در بالا تعریف شد‌ه‌اند.

 

مدل پنج عاملی فاما و فرنچ‌‌‌‌‌‌‌‌:

مدل پنج عاملی فاماوفرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌‌ متغیرهایSMB‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ HML‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ RMW وCMAبهترتیببیانگرعامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل سودآوریوعاملالگویسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری‌می‌باشد‌‌‌‌‌‌‌‌:

رابطه (3)

 

‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌

در این مدل‌‌‌‌‌‌‌‌:

بازدهیاضافیسهم(Ri-Rf)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ میزانبازدهومنفعتیمازادیازنرخبدونریسککهسرمایه گذارازخریدسهمخودازتغییرات قیمتیاتقسیمسوددرطولدورهنگهداریبدست‌می‌آوردوباعنوانصرفریسکسهمشناخته‌می‌شود.

عامل بازدهیاضافیبازار(Rm-Rf): میزانبازدهومنفعتیمازادیازنرخبدونریسککهسرمایه گذارازخریدپرتفویبازاردرطول دورهنگهداریبدست‌می‌آوردوباعنوانصرفریسکبازارشناختهمی‌شود.

عامل(SMB)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بیانگرتفاوتمیانمیانگینبازدهیپرتفویشرکتهابااندازهکوچکومیانگینبازدهیپرتفویشرکتهابااندازهبزرگ است.

عامل(HML)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بیانگرتفاوتمیانمیانگینبازدهیپرتفویشرکتهابانسبتB/MکوچکومیانگینبازدهیپرتفویشرکتهابانسبتB/Mبزرگاست.

عامل(RMW)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بیانگرتفاوتمیانمیانگینبازدهیپرتفویشرکتهاباسودآوریقویومیانگینبازدهیپرتفویشرکتهاباسودآوری ضعیفاست.

عامل(CMA)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بیانگرتفاوتمیانمیانگینبازدهیپرتفویشرکت‌هاباسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریکمومیانگینبازدهیپرتفویشرکتهاباسرمایه ‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریبالااست.

بر اساس مدل پنج عملی فاما و فرنچازلحاظدرجاتمختلفاندازهشرکت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ نسبتارزشدفتریبهبازارسهام‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سودآوریوسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری مرتبوسپسبهپنجبخشتقسیم‌می‌شوند.سپسماتریسی5×5 تشکیل ‌می‌شود که یک مولفه آن اندازه شرکت‌‌‌‌‌‌‌‌‌ و مولفه دومآننسبتB/M‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سودآورییاسرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاریاست.‌‌‌‌‌‌‌‌‌ درنتیجهسهماتریس5×5 با مولفه‌های اندازه شرکتونسبتB/M‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ اندازهشرکتو سود‌‌‌‌‌‌آوری اندازه شرکت و سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری تشکیل ‌می‌گردد.ازفصلمشترکهریکازاینماتریس‌ها25پرتفویکهبازده‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سالهسهامموجوددرآنبامیانگینارزشوزنی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گرفتهشدهوبرایهرپرتفوییکبازدهبه دست‌می‌آیدکهبازده9ساله (از سال 1387 الی سال 1395)مجموعه‌ایاز‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سهاماست.سپسهمبستگیبیناینعواملدرنظرگرفته‌می‌شود.در مرحلهبعدباکمکرگرسیونمقطعیبهبررسیتاثیراینمتغیرها بربازدهیمیانگینپرتفوی‌هاپرداخته‌می‌شود.

 

گرایش‌های احساسی سرمایه­گذاران‌‌‌‌‌‌‌‌:

دراینمطالعهبرایاندازه­گیریگرایش­های احساسیسرمایه­گذاراناز شاخص ارائه شده توسط مایکل فرث[v] و وانگ و وونگ (2014) استفاده شده است. این شاخص بر مبنای تغییرات متداول در 7 متغیر اساسی موثر بر گرایش­های احساسی سرمایه­گذار محاسبه ‌می‌شود. این متغیرها عبارتند از‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صندوق­های سرمایه­گذاری با درآمد ثابت با تخفیف[vi](CEFD)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گردش مالی بازار[vii](TURN)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تعداد عرضه­های اولیه سهام[viii]NIPO))‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بازده اولین روز عرضه­های اولیه سهامRIPO) [ix])‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ سهم سهام منتشره در تامین مالی جدید نسبت به کل سهام منتشره و بدهی بلند­مدت(Eshare) [x]‌‌‌‌‌‌‌‌، رشد حساب­های سرمایه­گذاریNACT) [xi]) و رشد سپرده­های پس انداز (DSG) [xii].در این مدل از روش تحلیل مولفه­های اساسی[xiii](PCA) و بررسی عوامل(FA) [xiv] برای شاخص‌‌‌سازی و کاهش داده­ها استفاده می­شود.

نرخ تخفیف صندوق­های سرمایه­گذاری با درآمد ثابت (CEFD)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عبارت است از میانگین موزون‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تفاوت میان ارزش بازار و خالص ارزش دارایی[xv] تقسیم بر خالص ارزش دارایی هر واحد صندوق سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری با درآمد ثابت. اطلاعات مربوط به این متغیر از سایت سازمان بورس اوراق بهادار تهران استخراج خواهد شد.

 

 

 

 

7- یافته‌های پژوهش

7-1- آمار توصیفی

در جدول (1) برخی از مفاهیم آمار توصیفی متغیرها‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شامل میانگین‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ میانه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ حداقل مشاهدات‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ حداکثر مشاهدات و انحراف معیار ارائه شده است. نتایج نشان ‌می‌دهد که با توجه به جدول (1) در شرکت‌های مورد بررسی میانگین متغیر صرف ریسک پرتفوی 0.0047 ‌می‌باشد که با توجه به انحراف معیار(0.1064) از نوسان پذیری بالایی برخوردار است و میانگین متغیرصرف ریسک بازار 0.0055 و حداقل و حداکثر آن به ترتیب -0.0745 و 0.1201 ‌می‌باشد که به توجه به انحراف معیار(0.558) از نوسان بالایی برخوردار است.

 

جدول (1)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

انحراف معیار

حداقل

حداکثر

میانه

میانگین

تعداد مشاهدات

نماد

نام متغیر

0.1064

-01649

0.271

-0.0146

0.0047

21600

Ri-Rf

صرف ریسک پرتفوی

0.0558

-0.0745

0.1201

-0.0004

0.0055

21600

Rm-Rf

صرف ریسک بازار

0.0273

-0.0486

0.0523

0.0019

0.0021

21600

SMB

عامل اندازه

0.0348

-0.0928

0.0349

-0.0204

-0.0228

21600

HML

عامل ارزش

0.0458

-0.0336

0.01584

0.0332

0.0374

21600

WML

عامل مومنتوم

0.0321

-0.0863

0.0358

-0.0227

-0.0226

21600

CMA

عامل سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری

0.0355

-0.0849

0.0556

-0.0198

-0.0211

21600

RMW

عامل سودآوری

4.847

9.255

23.833

16.791

16.943

21600

INSEN

گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

0.0119

0.0045

0.0440

0.0222

0.0224

26100

ABM

ناهنجاری بازار سهام

منبع : یافته های پژوهشگر

 

با توجه به جدول(2) نتایج بدست آمده از جدول ضریب همبستگی نشان ‌می‌دهد که در سطحاطمینان 95%‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل مومنتوم‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل سودآوری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران وئ ناهنجاری بازار سهام با صرف ریسک پرتفوی همبستگی مستقیم و معناداری دارند در حالی که‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بین عامل سرمایه و صرف ریسک پرتفوی همبستگی معکوس و معناداری وجود دارد.

 

 

 

جدول (2)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضرایب همبستگی متغیرهای پژوهش

ردیف

متغیرها

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(1)

Ri-Rf

1

 

 

 

 

 

 

 

 

احتمال

----

 

 

 

 

 

 

 

 

(2)

Rm-Rf

0306

1

 

 

 

 

 

 

 

احتمال

0.0000

----

 

 

 

 

 

 

 

(3)

SMB

0.121

-0.229

1

 

 

 

 

 

 

احتمال

0.0000

0.0000

----

 

 

 

 

 

 

(4)

HML

0.113

0.083

-0.063

1

 

 

 

 

 

احتمال

0.0000

0.0000

0.0000

----

 

 

 

 

 

(5)

WML

0.221

0.398

0118

-0.107

1

 

 

 

 

احتمال

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

----

 

 

 

 

(6)

CMA

-0.131

-0.169

0.144

0.292

-0.012

1

 

 

 

احتمال

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0802

----

 

 

 

(7)

RMW

0.070

-0.016

0.048

0.402

0.056

0.347

1

 

 

احتمال

0.0000

0.0192

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

----

 

 

(8)

INSEN

0.097

-0.009

-0.029

-0.018

-0.017

-0.009

0.004

1

 

احتمال

0.0000

0.1767

0.0000

0.0075

0.0146

0.1575

0.5274

----

 

(9)

ABM

0.114

-0.001

0.010

-0.008

0.009

0.002

-0.008

0.001

1

احتمال

0.0000

0.9608

0.1343

0.2191

0.2085

0.7149

0.2308

0.8889

----

منبع: یافته های پژوهشگر

 

7-2- آمار استنباطی

7-2-1- آزمونF لیمر و آزمون‌هاسمن

داده­های این پژوهش از نوع ترکیبی می‌باشد. اما قبل از تخمین مدل­ها لازم است که روش تخمین (تلفیقی یا تابلویی)‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مشخص گردد. برای این منظور از آزمون‌های‌هاسمن وFلیمر استفاده شده است. همانطور که در جدول(3) منعکس گردیده‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ احتمالFلیمر کل مدل‌های پژوهش بیشتر از 5% می باشد لذا برای تخمین این مدل‌ها از روش تلفیقی استفاده می شود. و با توجه به اینکه به منظور تخمین کلیه مدل‌ها از روش تلفیقی استفاده ‌می‌شود نیازی به انجام آزمون‌هاسمن وجود ندارد.

 

 

 

 

جدول(3)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ نتایج حاصل از آزمونF لیمر‌‌‌‌‌‌‌‌‌

مدل

آماره

احتمال

نتیجه

1

0.7425

0.9918

روش تلفیقی

2

0.7534

0.9889

روش تلفیقی

3

0.7442

0.9914

روش تلفیقی

4

0.7469

0.9908

روش تلفیقی

5

0.7582

0.9874

روش تلفیقی

6

0.7483

0.9904

روش تلفیقی

منبع : یافته های پژوهشگر

 

7-2-2- بررسی مانایی متغیرهای پژوهش

با توجه به جدول (4) بر اساس آزمون‌های ذکر شده چون مقدار‌‌‌‌‌‌‌‌‌ احتمال همه متغیرها کمتر از5% بوده است‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ همه متغیرهای مستقل‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ وابسته و کنترلی در دوره پژوهش در سطح پایا[xvi] بوده­اند پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس متغیرهای پژوهش در طول زمان و کواریانس متغیرها بین سال­های مختلف ثابت بوده است. همانگونه که در جدول (4) ملاحظه ‌می‌شود همه متغیرها مانا هستند و نیازی به آزمون هم جمعی[xvii] وجود ندارد. بنابراین مشکل رگرسیون کاذب در ضرایب برآوردی وجود نخواهد داشت در رگرسیون کاذب معنی‌دار ضرایب به صورت کاذب است.

 

جدول (4)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ نتایج آزمون مانایی متغیرهای پژوهش

متغیرها

نماد

آزمون لوین‌‌‌‌‌‌‌‌، لین و چو

آزمون ایم‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ پسران و شین

آزمون ای دی اف فیشر

آزمون پی پی فیشر

نتایج

آماره

احتمال

آماره

احتمال

آماره

احتمال

آماره

احتمال

صرف ریسک پرتفوی

Ri-Rf

-141.74

0.000

-129.14

0.000

10568.8

0.000

10772.4

0.000

مانا

صرف ریسک بازار

Rm-Rf

-113.65

0.000

-94.152

0.000

7327.9

0.000

7242.9

0.000

مانا

عامل اندازه

SMB

-140.37

0.000

-122.02

0.000

10023.4

0.000

9800.6

0.000

مانا

عامل ارزش

HML

-143.29

0.000

-136.40

0.000

1126.3

0.000

11489.1

0.000

مانا

عامل مومنتوم

WML

-118.84

0.000

-95.234

0.000

7436.68

0.000

6670.49

0.0000

مانا

عامل سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری

CMA

-142.68

0.000

-124.08

0.000

10209.1

0.000

10165.3

0.000

مانا

عامل سودآوری

RMW

-133.53

0.000

-121.75

0.000

9999

0.000

9975.8

0.000

مانا

گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

INSEN

-145.91

0.000

-134.03

0.000

10962

0.000

11501.5

0.000

مانا

ناهنجاری بازار سهام

ABM

-54.79

0.000

-57.95

0.000

4162

0.000

4382

0.000

مانا

منبع : یافته های پژوهشگر

 

7-2-4- نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش

به منظور آزمون فرضیه 1 مببنی بر تأثیر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای از نتایج ارائه شده در جدول (7) استفاده ‌می‌شود.

نتایج نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای(مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای تأثیر مثبت و معناداری دارد. بنابراین در سطح اطمینان 95% فرضیه 1پژوهش تأیید ‌می‌شود.(جدول5)

 

جدول (5)‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تخمین مدل‌های قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای با در نظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

متغیر

نماد

مدل سه عاملی

مدل چهار عاملی

مدل پنج عاملی

مدل سه عاملی با درنظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

مدل چهار عاملی با درنظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

مدل پنج عاملی با درنظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

ضریب

احتمال

ضریب

احتمال

ضریب

احتمال

ضریب

احتمال

ضریب

احتمال

ضریب

احتمال

مقدار ثابت

C

0.006227

0.0000

-0.002172

0.0246

0.006225

0.0000

0.001606

0.5060

-0.007055

0.0045

0.001766

0.4695

صرف ریسک بازار

Rm-Rf

0.565858

0.0000

0.463239

0.0000

0.561815

0.0000

0.566223

0.0000

0.463547

0.0000

0.562161

0.0000

عامل اندازه

SMB

0.182993

0.0000

0.083341

0.0027

0.185183

0.0000

0.184564

0.0000

0.084952

0.0022

0.186745

0.0000

عامل ارزش

HML

0.237142

0.0000

0.290068

0.0000

0.219340

0.0000

0.237641

0.0000

0.290668

0.0000

0.220056

0.0000

عامل مومنتوم

WML

----

----

0.277227

0.0000

----

----

----

----

0.277453

0.0000

----

----

عامل سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری

CMA

----

----

----

----

-0.078400

0.0012

----

----

----

----

-0.078266

0.0012

عامل سودآوری

RMW

----

----

----

----

0.102369

0.0000

----

----

----

----

0.101710

0.0000

گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران

INSEN

----

----

----

----

----

----

0.005740

0.0044

0.005884

0.0000

0.006498

0.0000

ضریب تعیین تعدیل شده

0.102

0.114

0.123

0.122

0.144

0.133

منبع: یافته های پزوهشگر

 

به منظور آزمون فرضیه 2 مبنی بر قدرت پیش‌‌‌‌بینی بیشتر ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران نسبت به مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای از نتایج جدول (5) استفاده ‌می‌شود.‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضریب تعیین تعدیل شده مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001) نشان می دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تقریباً 10.2% تغییرات متغیر صرف ریسک پرتفوی به وسیله سه عامل صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه و عامل ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ توضیح داده می شوند. به عبارت دیگر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قدرت تبیین و توانایی پیش‌‌‌‌بینی کنندگی مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001) در بورس اوراق بهادار ایران 10.2% ‌می‌باشد. با اضافه کردن متغیر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران به مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضریب تعیین تعدیل شده نشان می دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تقریباً 12.2% تغییرات متغیر صرف ریسک پرتفوی به وسیله چهار عامل صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش و گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران توضیح داده می شوند. به عبارت دیگر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قدرت تبیین و توانایی پیش‌‌‌‌بینی کنندگی مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001) با در نظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در بورس اوراق بهادار ایران 12.2% ‌می‌باشد.‌‌‌‌‌‌‌‌‌ این نتایج نشان ‌می‌دهد که مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001) مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران از قدرت پیش‌‌‌‌بینی کنندگی بالاتری نسبت به مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001) برخوردار است.

با توجه به جدول (5) نتایج تخمین چهار عاملی عاملی‌هاکارت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضریب تعیین تعدیل شده نشان می دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تقریباً 11.4% تغییرات متغیر صرف ریسک پرتفوی به وسیله چهار عامل صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش و عامل مومنتوم‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ توضیح داده می شوند. به عبارت دیگر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قدرت تبیین و توانایی پیش‌‌‌‌بینی کنندگی مدل چهار عاملی عاملی‌هاکارت در بورس اوراق بهادار ایران 11.4% ‌می‌باشد. با اضافه کردن متغیر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران به مدل چهار عاملی عاملی کاهارت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضریب تعیین تعدیل شده نشان می دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تقریباً 14.4% تغییرات متغیر صرف ریسک پرتفوی به وسیله پنج عامل صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل مومنتوم و گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران توضیح داده می شوند. به عبارت دیگر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قدرت تبیین و توانایی پیش‌‌‌‌بینی‌کنندگی مدل چهار عاملی کاهارت با در نظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در بورس اوراق بهادار ایران 14.4% ‌می‌باشد. این نتایج نشان ‌می‌دهد که مدل چهار عاملی‌هاکارت مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران از قدرت پیش‌‌‌‌بینی کنندگی بالاتری نسبت به مدل چهار عاملی‌هاکارت برخوردار است.

با توجه به جدول (5) نتایج تخمین مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضریب تعیین تعدیل شده نشان می دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تقریباً 12.3% تغییرات متغیر صرف ریسک پرتفوی به وسیله پنج عامل صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری و عامل سودآوری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ توضیح داده می شوند. به عبارت دیگر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قدرت تبیین و توانایی پیش‌‌‌‌بینی کنندگی مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014) در بورس اوراق بهادار ایران 12.3% ‌می‌باشد. با اضافه کردن متغیر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران به مدل مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ضریب تعیین تعدیل شده نشان می دهد‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تقریباً 13.3% تغییرات متغیر صرف ریسک پرتفوی به وسیله شش عامل صرف ریسک بازار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل اندازه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عامل سودآوری و گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران توضیح داده می شوند. به عبارت دیگر‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ قدرت تبیین و توانایی پیش‌‌‌‌بینی کنندگی مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014) با در نظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در بورس اوراق بهادار ایران 13.3% ‌می‌باشد. این نتایج نشان ‌می‌دهد که مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014) مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران از قدرت پیش‌‌‌‌بینی کنندگی بالاتری نسبت به مدل چهار عاملی فاما و فرنچ(2014) برخوردار است.

نتیجه‌‌‌‌‌‌‌گیری کلی‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ به طور خلاصه نتایج نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای(مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران قدرت پیش‌‌‌‌بینی مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه را افزایش ‌می‌دهد. بنابراین در سطح اطمینان 95% فرضیه 2 پژوهش تأیید ‌می‌شود.

 

8- نتیجه‌‌‌‌‌‌‌گیریو پیشنهادات

هدف پژوهش حاضر تبیین نقش گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای و ارائه مدلی برای قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای با در نظر گرفتن گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاراندر شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ‌می‌باشد. از طریق‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تحلیل اطلاعات مربوط به 150 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی سال‌های 1386 تا 1397 یافته‌های پژوهش نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای(مدل سه عاملی فاما و فرنچ (2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ (2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران در قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای تأثیر دارد و باعث افزایش صرف ریسک پرتفوی ‌می‌گردد. نتایج همچنین نشان ‌می‌دهد که در هر سه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای(مدل سه عاملی فاما و فرنچ(2001)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدل چهار عاملی کاهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ(2014)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ارائه مدل قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه مبتنی بر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران قدرت پیش‌‌‌‌بینی مدل‌های رایج قیمت‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری دارایی‌های سرمایه را افزایش ‌می‌دهد. این نتایج با یافته‌های تجربی پژوهش‌های نیکومراموسعیدی (1387)‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شکرخواه و همکاران(1396)‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ جونزوباندوپادیاها (2005)‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ براونوهمکاران (2005)‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ کیمو‌ها (2010)‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ وووهمکاران (2010) مبنی بر اینکه گرایش‌های احساسی سرمایه گذاران بر بازده و قیمت سهام اثرگذار است و به عنوان یک عامل باعث ارتقای قدرت پیش‌‌‌‌بینی کنندگی مدل‌های رایج قیمت گذارای دارایی‌های سرمایه‌ای ‌می‌گردد.نتایج حاصل از این پژوهش ‌می‌تواند در زمینه ارزیابی ریسک و بازده مورد انتظار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌تشکیل پرتفوی بهینه و تصمیمات مشابه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌مورد استفاده سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌اعتباردهندگان‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌کارگزاران بورس‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌مدیران شرکت‌ها و سایر استفاده کنندگان درون سازمانی و برون سازمانی قرار گیرد و همچنین نتایج این پژوهش‌می‌تواند زمینه ساز بستر مناسبی برای انجام پژوهش‌های آتی در این مورد برای سایر مراکز آموزشی و پژوهشی باشند.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


1-دانشجوی دکتری گروه حسابداری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ واحد بروجرد‌‌‌‌‌‌‌‌، دانشگاه آزاد اسلامی‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بروجرد ایران ak_20685@yahoo.com         

2-استادیار گروه حسابداری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ واحد بروجرد‌‌‌‌‌‌‌‌، دانشگاه آزاد اسلامی‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بروجرد ایران (نویسنده مسئول) Mhjanani@yahoo.com

3-دانشیار گروه حسابداری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ واحد بروجرد‌‌‌‌‌‌‌‌، دانشگاه آزاد اسلامی‌‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بروجرد ایران dr.hematfar@yahoo.com


[i]Fama. and French

[ii]. Baker &Wurgler

[iii]-Small Mines Large

[iv]-High Mined Low

[v]Firth, Wang, Wong

[vi]. closed-end fund discounts

[vii]. market turnover

[viii]. the number of initial public offerings

[ix]. IPO first-day returns

[x]. the share of equity issues in new financing

[xi]. the growth of investment accounts

[xii]. the growth of savings deposits

[xiii]. principal componenets analysis

[xiv]. factor analysis

[xv]. Net asset value

[xvi] - Stationarity

[xvii] - Cointegration test

مراجع

1)     احمدپور کچو، علی؛ دهمرد، نظر (1398). «اثر توسعه مالی و کیفیت نهادی بر رشد اقتصادی کشورهای عضو سازمان همکاری و توسعه اقتصادی»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ پژوهش­های اقتصاد و توسعه منطقه­ای، دوره 26،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 17،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 62-33.

2)     احمدپور‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ احمد‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ رحمانی فیروزجائی(1386). «بررسی تأثیر اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بر بازده سهام(بورس اوراق بهادار تهران)»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مجله تحقیقات اقتصادی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 79‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 37-19.

3)     اسلامی بیدگلی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ غلامرضا‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شاهسونی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ داوود(1391). «ارزیابی توان مدل مبتنی بر ویژگی‌های سهام در مقایسه با مدل سه عاملی فاما و فرنچ در تبیین اختلاف بازده سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1386-1381». مجله تحقیقات حسابداری و حسابرسی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 13‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 21-1.

4)     افلاطونی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ عباس. (1392). تجزیه و تحلیل آماری با Eviewsدر تحقیقات حسابداری و مدیریت مالی. انتشارات ترمه‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ چاپ اول.

5)     بابالویان‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مظفر‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مظفری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مهردخت(1395). «مقایسه قدرت توضیحی مدل پنج عاملی فاما و فرنچ با مدل‌های چهار عاملی کرهارت و q-عاملی HXZ در تبیین بازده سهام»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه علمی پژوهشی دانش مالی تحلیل اوراق بهادار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 30‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 32-17.

6)      پورزمانی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ زهرا‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ بشیری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ علی(1392). «آزمون مدل کارهارت برای پیش‌‌‌‌بینی بازده مورد انتظار به تفکیک سهام رشدی و ارزشی»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مجله مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 16‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 107-93.

7)     حزبی‌‌‌‌‌‌‌‌، ‌هاشم‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صالحی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ اله کرم(1395). «مقایسه قدرت توضیح دهندگی مدل چهار عاملی کرهارت و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ در پیش‌‌‌‌بینی بازده مورد انتظار سهام»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مجله مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 26‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 152-137.

8)     حیدرپور‌‌‌‌‌‌‌‌، فرزانه; تاری وردی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ یداله‌‌‌‌‌‌‌‌‌ و مریم محرابی‌‌‌‌‌‌‌‌، 1392‌‌‌‌‌‌‌‌، «تاثیر گرایش‌های احساسی سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌‌گذاران بر بازده سهام»‌‌‌‌‌‌‌‌، فصلنامه دانش مالی تحلیل اوراق بهادار‌‌‌‌‌‌‌‌، دوره 6‌‌‌‌‌‌‌‌، شماره 1‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 13-1.

9)     سیف­الهی، ناصر (1398). «بررسی تأثیر بازار گرایی و ثبات مدیریتی برعملکردمالی شرکت‌ها»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 13،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 48،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 277-261.

10) صالحی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ اله کرم‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ حزبی‌‌‌‌‌‌‌‌، ‌هاشم‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صالحی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ برزو(1393). «مدل پنج عاملی فاما و فرنچ‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مدلی نوین برای اندازه‌‌‌‌‌‌‌گیری بازده مورد انتظار سهام»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ پژوهش حسابداری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 15‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 120-109.

11) صالحی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ اله کرم‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صالحی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ برزو(1395). «مقایسه توان توضیحی مدل‌های سه عاملی و پنچ عاملی فاما و فرنچ در تبیین بازده سهام ارزشی و رشدی»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه علمی پژوهشی دانش سرمایه‌‌‌‌‌‌‌‌گذاری‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 19‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ 143-129.

12) عیوض لو‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ رضا. (1387). «مدل سه عاملی فاما و فرنچ با تأکید صرف بر ارزش‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تحلیل دیدگاه‌های منتقدان»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه بورس اوراق بهادار‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 4‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 165-143.

13) فرمان آرا، وحید؛ کمیجانی، اکبر؛ فرزین­وش، اسداله؛ غفاری، فرهاد (1398). «نقش بازار سرمایه در تامین مالی و رشد اقتصادی (مطالعه موردی ایران و منتخبی از کشورهای در حال توسعه)»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 13،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 47،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 38-19.

14) فرمان آرا، وحید؛ کمیجانی، اکبر؛ فرزین­وش، اسداله؛ غفاری، فرهاد (1398). «نقش بازار سرمایه در تامین مالی و رشد اقتصادی (مطالعه موردی ایران و منتخبی از کشورهای در حال توسعه)»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 13،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 47،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 38-19.

15) گجراتی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ دامور. (1378)‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مبانی اقتصاد سنجی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ترجمه حمید ابریشمی‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ تهران‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ انتشارات دانشگاه تهران‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ چاپ دوم.

16)  مجتهدزاده‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ ویدا‌‌‌‌‌‌‌‌؛‌‌‌‌‌‌‌‌‌ طارمی مریم. (1385). «آزمون مدل سه عاملی فاما و فرنچ در بورس اوراق بهادار تهران جهت پیش‌‌‌‌بینی بازده سهام»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ مجله پیام مدیریت‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 17 و 18‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 132-109.

17) هوشمندنقابی، زهرا؛ وکیلی­فرد، حمیدرضا؛ خلیلی عراقی، حمیدرضا؛ طالب­نیا، قدرت اله (1396). «تبیین مقایسه ای مدل های قیمت گذاری دارایی سرمایه ای کلاسیک و رفتاری در بازار سرمایه ایران»‌‌‌‌‌‌‌‌،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 11،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ شماره 41،‌‌‌‌‌‌‌‌‌ صص 122-85.

18)   Abdelbari, El., Khamlichi, A. E. (2014). “Persistence of Performance Using the Four-Factor Pricing Model‌‌‌‌‌‌‌‌: Evidence from Dow Jones Islamic Index”. Working Paper, 2014-216.

19)   Baker, M., Wurgler, J., Yuan, Y. (2012). Global, local, and contagious investor sentiment. J. Financial Econom. 104‌‌‌‌‌‌‌‌: 272–287.

20)   Black, F. (1972). Capital Market Equilibrium with Restricted Borrowing. Journal of Business, Vol. 45, No. 3,, pp. 444–455.

21)   Carhart, M. (1977). On persistence in mutual fund performance. Jornal of Finance 52,, 5782.

22)   Chiah, D. C. (2015). A better model? An empirical investigation of the Fama-French. Electronic copy available at‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ http‌‌‌‌‌‌‌‌: //ssrn.com/abstract=2545379, 1-34.

23)   Fama, E., and French, A. (1992). The Cross-Section of Expected Stock Returns. Journal of Finance. Vol. 47, No. 2,, pp. 427-465.

24)   Fama E. and French. A. (1993). Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds, Journal of Financial Economics, Vol. 33, No. 1, pp. 3-56.

25)   Fama, E., and French, A. (2013). A Five-Factor Asset Pricing Model. Journal of Financial Economicshttp‌‌‌‌‌‌‌‌: //dx.doi.org/10.1016/j.jfineco.2014.10.010, 1-51.

26)   Fama, E., and French, A.(2015).Dissecting Anomalies with a Five-Factor Model. Electronic copy available‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌ at‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ http‌‌‌‌‌‌‌‌: //ssrn.com/abstract=2503174 , 1-74.

27)   Fama, E.F., French, K.R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. J. Financial Econom. 33‌‌‌‌‌‌‌‌: 3–56.

28)   Firth, M., Wang, K., Wong, S. (2013). Corporate Transparency and the Impact ofInvestor Sentiment on Stock Prices. Management Sci. ”In press.

29)   Franke, S. M. (2015). New asset pricing factors and expected bond returns. http‌‌‌‌‌‌‌‌: //dx.doi.org/10.2139/ssrn.2569565, 1-74.

30)   Grundy, B.D., Martin, J.S., (1998). Understanding the nature of the risks and the sources of rewards the momentum investing. Working paper, University of Pennsylvania

31)   Gujarati, D. N. (2004). Basic Econometrics, Fourth Edition, New York‌‌‌‌‌‌‌‌: The McGraw−Hill Companies.

32)   Jegadeesh, N. and Titman, S. (1993). Returns to buying winners and selling losers‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ implications for stock market efficiency. Journal of Finance, 48, 65-91.

33)   Lintner, J. (1964). Security Prices, Risk and Maximal Gains from Diversification. Journal of Finance, Vol. 20, No. 4, pp. 587–615.

34)   Lai, M.-M., Lau, S.-H.(2010).‌‌‌‌‌‌‌‌‌ Evaluating mutual fund performance in an emerging Asian economy‌‌‌‌‌‌‌‌: The Malaysian experience.Journal of Asian Economics 21,378-390.

35)   Novy-Marx, R. (2013). The other side of value‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ The gross profitability premium. Journal of Financial Economics 108, 1-28.

36)   Artmann, S., Finter, Ph., Kempf, A., Koch, S., Theissen, E. (2010). The Cross-Section of German Stock Returns‌‌‌‌‌‌‌‌: New Data and New Evidence. http‌‌‌‌‌‌‌‌: //www.ssrn.com.

37)   Sharpe, W. F. (1964). Capital Asset Prices‌‌‌‌‌‌‌‌:‌‌‌‌‌‌‌‌‌ A Theory of Market Equilibrium under Conditions of Risk. Journal of Finance, Vol. 19, No. 3, pp. 425–442

 

 

یادداشت‌ها

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 950
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 546


سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب