پایان نامه با واژه های کلیدی ضریب واکنش سود، ارزش بازار، ورشکستگی

دانلود پایان نامه ارشد

گردد (مرتون ،1973، ص51)29
در مدل ساده شده مرتون ، سهامداران یک اختیار خرید اروپایی را براساس دارایی های شرکت حفظ و نگهداری می کنند . در این مدل بدهی های شرکت برای دوره اختیار ثابت می مانند و تمام بدهی ها در موعد مقرر سررسید اختیار هستند . اگر ارزش بازار دارایی ها بیشتر از میزان بدهی ها در سررسید باشد ، آنگاه سهامداران اختیارشان را بر دارایی های شرکت حفظ می کنند و شرکت به بقا خود ادامه می دهد . اگر از طرف دیگر ارزش بازار دارایی ها کمتر از میزان بدهی ها در سررسید باشد آنگاه سهامداران اختیارشان را بر داراییهای شرکت از دست می دهند و شرکت دچار نکول و عدم پرداخت می شود (یئو و کیم ،2002، ص19)30.
ارزش بازار دارایی خالص ، VE به وسیله معادله بلک شولز (1973) برای اختیارات خرید که در زیر نشان داده شده است داده می شود :
V_E=V_Ae^δT N(d_1 )-Xe^(-rT) N(d_2 )+(1-e^δT ) V_A (23-2)
p=N(-(In (V_A⁄X)+(µ-δ-0.5*σ_A^2 )*T)/(σ_A √T)) (24-2)
كه N() تابع تراكم نرمال طبيعي تجمعي است، V_A ارزش دارايي ها است، X ارزش اسمي بدهي به نماينده ي كل بدهي ها است، µ برگشت كل سود سهام (كل بدهي ها + ارزش بازاري دارايي خالص) بر آورده شده است. σ_A نا پايداري دارايي است، و T زمان سر رسید بدهی ها ( که يك سال در نظر گرفته مي شود) است (مرتون ، 1973،ص 95)31.
زمان برای سررسید همیشه یک سال در نظر گرفته می شود می شود . از این رو ، همیشه DP ها را با افق یک ساله محاسبه کنیم . میزان عاری از ریسک نیز نیاز است یک مقدار به شکل سالانه باشد ، و انحراف استاندارد ارزش های دارایی یک مقدار به شکل سالانه درآمده شده است .مودی32 دریافت که میزان بدهی که در آن شرکت معمولاً دچار عدم پرداخت می شوند کل بدهی ها نیست ، بلکه بدهی های فعلی به اضافه نیمی از بدهی های غیر جاری است بنابراین X را برای بدهی های جاری به اضافه نیمی از بدهی های غیر جاری تنظیم و برقرار می کنیم . اگر ارزش بازاری دارایی ها در یک سال بیشتر از این سطح بدهی نیست ، ارزش دارایی خالص صفر است و شرکت دچار عدم پرداخت می شود (همان منبع،ص 114)4.
برای علت در نظر گرفتن 1 سال برای سررسید بدهی ها دلایل زیر قابل ذکر است: اولاً انتخاب یک سال قابلیت مقایسه را با پژوهش قبلی همانند چنگ و واسالو ،2004، و هیلجیست و کتینگ و لندستد (2004) فراهم می آورد . دوماً سررسید بیشتر از یک سال به سختی توجیه می شود چون که عوامل بسیار زیادی وجود دارند (خاص شرکت و وسعت اقتصادی) که بر DP شرکت به مرور زمان تأثیر می گذارند . سوماً سررسید یک ساله تعادل مطلوبی را میان ارزش قرار گرفته بر اهرم مالی بازار ، ناپایداری دارایی و میزان رشد دارایی در ایجاد DP ها ارائه می دهد .
V_A، µ و σ_A قابل مشاهده نيستند و می بایست برآورد شوند، محاسبات هیلجیست ،2004، و باهارات و شام وی ،2004، از ریسک عدم پرداخت با استفاده از معادله (2) با روشي كه V_A و σ_A بر آورد مي شود فرق دارد.هیلجیست،2004، به طور هم زمان دو معادله زير را براي بر آورد V_A و σ_A حل مي كنند:
(25-2) V_E=V_A e^δT N(d_1 )-Xe^(-rT) N(d_2 )+(1-e^δT)V_A

(26-2) σ_E=(V_A e^δT N(d_1 ) σ_A)/V_E

كه V_E ارزش بازاري دارايي خالص در زمان بر آورد است (30 سپتامبر هر سال)، و σ_A انحراف استاندارد سالانه بازار سهام روزانه از 12 ماه قبل از بر آورد است. ارزش V_A در شروع برابر V_A+X در نظر گرفته مي شود، و برابر σ_E V_E/(V_E+X) فرض مي شود.
بروکمن و ترتل از طرفي ديگر از فرمول زير استفاده مي كند(بروکمن و ترتل ،2003،49 ):
(27-2) 〖V_A=V〗_A+X
(28-2) σ_A=V_E/V_A σ_E+X/V_A σ_D
(29-2) σ_D=0.05+0.25*σ_E

هیلجیست بازده مود نتظار رابه شكل زير بر آورد مي كند:
(30-2) µ=((V_(A, t)+Dividends-V_(A, t-1))/V_(A, t-1) )
و عدد حاصل را بین 0 تا 100% به دست می آورد که بیانگر ریسک عدم پرداخت در این مدل می باشد. اين روش بر آورد برگشت سرمايه مورد انتظار نام دارد و لی داراي یک نقص جدي است كه در آن تصور مي شود هيچ تغييري در بدهي يا دارايي خالص بين t-1 و t وجود ندارد (هیلجیست ،2004، ص38 )33.
بروکمن و ترتل ، از طرف ديگر، از بازار سهام سال قبل كه بين بدون ریسک(ریسک صفر درصد) و 100% قرار دارد، با ميزان عاري از ریسک به عنوان بر آورد بازد مورد انتظار استفاده مي كنند. اين روش نیز مشکلات خود را دارد . اولاً، بازده دارايي مورد انتظار به وسيله ي بازده دارايي خالص مشخص شده تعیین مي شود، حتي اگر بازده دارايي خالص مشخص شده يك نمونه و نشان بارز براي بازده دارايي خالص مورد انتظار باشد، نماینده و نمونه خوبي براي بازده دارايي هاي مورد انتظار است حتي اگر بازده بدهي مورد انتظار براي تمام شركت ها يكسان باشد. دوماً، گر چه شركت هاي ورشکته شده داراي بازده هاي گذشته كمتري هستند از اين رو استفاده از بازده هاي گذشته به عنوان نماینده ای براي بازده هاي مورد انتظار مشكل ساز است. هر چند، همان طور كه مشخص مي كند، بر آورد هاي احتمال مدل مبني بر بازار بالا را مورد ارزيابي قرار مي دهد(بروکمن و ترتل ، 2003، ص56)34.

مدل نسبت های حسابداری
مدل های پیش بینی ریسک عدم پرداخت مبنی بر حسابداری ، با کار اصلی بیور35 (1964) و آلتمن36 (1968) شروع شد ، سپس تعدادی از محققان در بسیاری از بازار های متفاوت و با نسبت های مختلف تحقیقاتی انجام داده اند .
آلتمن از طریق تجزیه و تحلیل چند ممیزی و از میان 22 نسبت مالی که به نظر او بهترین پیش بینی کننده ها برای پیش بینی ورشکستگی بودند، 5 نسبت مالی را بصورت ترکیبی به عنوان بهترین پیش بینی کننده ورشکستگی انتخاب کرد. آلتمن درجه اهمیت هریک از نسبت ها را مشخص نموده و به هریک ضریبی متناسب با درجه تأثیر آن تخصیص داده است، که مقیاسی از لحاظ سنجش عددی بدست می دهد. او ضریب مورد بحث را در نتیجه پژوهش موارد مختلف تعیین نموده است. این ضرایب به شرح زیر می باشد:

جدول( 2-2) ضرایب شاخص Z آلتمن
نسبت
ضرایب
سود قبل از بهره و ماليات تقسيم بر کل دارايي ها
3/3
نسبت فروش به دارایی
99/0
نسبت ارزش روز سهام به بدهی
6/0
نسبت سرمایه در گردش به دارایی
2/1
نسبت سود انباشته به دارایی
4/1

ضرایب فوق را در نسبتهایی که برای واحد مورد رسیدگی محاسبه می شود ضرب می کنند و حاصل جمع آنها را اصطلاحاً بنام شاخص Z می نامند.
(31-2) = شاخص Z
دامنه ورشکستگی هرچه کمتر از 9/1 باشد احتمال ورشکستگی خیلی زیاد و در صورتی که Z در دامنه 9/1 تا 6/2 باشد احتمال ورشکستگی ضعیف و چنانچه در این مدل Z بزرگتر از 6/2 باشد، احتمال ورشکستگی آن خیلی کم است.
جهت تبدیل Z به دست آمده از مدل آلتمن به ریسک عدم پرداخت از معادله زیر استفاده می شود(تافلر ، 2007 ، ص 6 تا 26)
DP=1-e^(-z)/(1+e^(-z) ) (32-2)

6-2بخش پنجم پیشینه تحقیق
1-6-2 تحقیقات خارجی:
کورمندی و لایپ،1987،اولین تحقیق در این زمینه مربوط به کورمندی و لایپ در سال 1987 بود،آنها با فزض اینکه سود اطلاعات مفید ارائه می دهد سوالی را مطرح کردند با این عنوان که ماهیت اطلاعات در سود گزارش شده چیست و چگونه با ارزش شرکت مرتبط است؟ آنها برای پاسخ با این سوال بر روی بزرگی ارتباط بین سود و بازده و نیز آزمون چگونگی این بزرگی در ویژگی های سری زمانی تمرکز کردند .
در واقع آنها با طرح این سوال به واکنش تفاضلی بازار به اجزای گوناگون سود توجه کردند نتایج تحقیق حاکی از این بود که بزرگی ارتباط بین بازده سهام و سود ، وابسته به تداوم روند سودآوری است
کولینز و کوتاری،1989، این دو به برسی رابطه بین ریسک سیستماتیک و ضریب واکنش سود پرداختند و دریافتند که تنها عامل کاهش دهنده ضریب واکنش سود ریسک سیستماتیک( β) است. به علاوه آنها دریافتند که عامل نرخ فرصتهای رشد به شکل مثبت بر ERC تاثیرگذار است. در واقع پژوهش آنها نشان داد همانطور که ERC آزمون سریع روابط بین قیمت و بازده را که در مدل ارزش گذاری مالی نهفته است امکان پذیر می سازد می توان با دخالت دادن متغیرهای ریسک سیستماتیک و رشد برخی از تفاوتهای همزمان ERC را تبیین کرد.
راک ویکپل در سال 1990 رساله دکتری آقای راک ویکپل در دانشگاه نبراسکا با عنوان تاثیر تغییر حسابرس بر روی کیفیت سود و ضریب واکنش سود انجام گرفت.این پژوهش در پی یافتن پاسخ این سوال بود که آیا تغییر حسابرس باعث تغییر رفتار سرمایه گذاران که در قیمت نشان داده می شود. وی فرض کرد که ضریب واکنش سود در خصوص شرکتهایی که حسابرس خود را از 8 موسسه کوچک حسابرسی به یکی از 8 موسسه حسابرسی بزرگ تغییر داده اند با تغییر با اهمیتی روبرو شود. پس از انجام تحقیق نتایج آماری نشان داد که نشانه مثبت برای ضریب واکنش سود گرچه تا اندازه ای تعجب برانگیز است ولی به لحاظ آماری با اهمیت نیست. وی نتوانست فرضیه های خود را به لحاظ آماری به اثبات برساند.
هالیوال، و فارقرآنها در سال 1991 در یک تحقیق تجربی به بررسی رابطه بین سود غیر منتظره و بازده غیر نرمال اوراق بهادار با تاثیرپذیری از اهرم مالی پرداختند. هدف آنها از این تحقیق فراهم کردن شواهد بیشتری که بتوان به وسیله آن ها به تعیین و شناسایی عوامل موثر بر ضریب واکنش سود بود.نتایج حاکی از این بود که ERC برای شرکتهای فاقد اهرم و یا با سطح پایین اهرم نسبت به شرکتهای اهرمی یا با سطح بالایی از اهرم بزرگتر است.
بیلینگز تحقیق وی شبیه تحقیق ها لیوال و رینولد بود. با این تفاوت که وی در مدل رگرسیون خود عامل نرخ رشد سود را نیز به همراه ریسک سیستماتیک و ثبات سودآوری اضافه کرد و بر این اساس مدل خود را برازش کرد. استدلال وی این بود که رتبه بندی اوراق قرضه و نسبت بدهی که شا خص های اندازه گیری ریسک عدم پرداخت است بر نرخ مورد انتظار رشد سود تاثیر گذارند و با این عوامل در ارتباط می باشند لذا رابطه بین ERC و ریسک عدم پرداخت دقیق تر سنجیده می شود.
هنگامی که ریسک سیستماتیک ،رتبه بندی اوراق قرضه نسبت به بدهی و نرخ رشد سود در مدل رگرسیون قرار می گیرند،نتایج این تحقیق بیان تحقیق بیان می دارد که ریسک عدم پرداخت در تشریح ERC نقش دارد.
فلتام و پای ،2000،پژوهش آنها به بررسی تاثیر اقلام تعهدی حسابداری بر روی نا پایداری و ضریب واکنش سود می پردازد .در این پژوهش آنها مدل ارزشیابی سود باقیمانده را درتحقیق فلتام و اوهلسان در سال 1996 را به عنوان مبنایی برای توسعه یک مدل در این خصوص که مدیریت می تواند با توجه به اطلاعات اختصاصی و تاثیر اقلام تعهدی و با در نظر گرفتن چگونگی تاثیر بر مدیریت سود آن هم به سود غیر منتظره و با لطبع بر ضریب واکنش سود موثرند را استفاده کردند.تحلیل ها نشان داد که واریانس سود غیر منتظره یک کارکرد مثبت از شلوغی ایجاد شده به وسیله اقلام تعهدی مدیریت شده می باشد. اما بهبود اطلا عات در خصوص مدیریت سود ،این واریانس را کاهش نمی دهد. البته این موضوع به ماهیت تبادل اطلاعاتی در کل اقلام تعهدی مدیریت شده وابسته است.اگر مدیریت سود مولفه های نا پایداری در سود غیرمنتظره را تحت تاثیر قرار ندهد این واریانس کاهش می یابد . اما اگر مدیریت سود تداوم و نه سود آوری آنها را انتقال دهد واریانس سود غیر منتظره کاهش نمی یابد. لذا در مجموع شلوغی ایجاد شده اطراف سود ناشی از اقلام تعهدی مدیریت شده ضریب واکنش سود را کاهش می دهد.
یئو و کیم در سال 2002 در دانشگاه کورساند تحقیقی با عنوان ریسک عدم پرداخت ،عاملی موثر بر ضریب واکنش سود صورت

پایان نامه
Previous Entries مقاله درباره حجاب و عفاف، امر به معروف، وزارت امور خارجه Next Entries پایان نامه با واژه های کلیدی ضریب واکنش سود، ریسک سیستماتیک، فرصتهای رشد