بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق بهادار تهران

پژوهش حسابداری شماره 8 بهار 2931 بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق بهادار تهران سید عباس هاشمی استادیار حسابداری دانشگاه اصفهان * فؤاد میرکی کارشناس ارشد مدیریت مالی دانشگاه اصفهان چکیده در دو دهه اخیر ناهنجاریهای سرمایه بازار از جمله روند حرکت قیمت سهام و بهکارگیری استراتژی مومنتوم که برای کسب بازدهی مازاد بر بازده بازار به کار میرود توجه زیادی را به خود جلب کرده است. در این استراتژی بازدهی اضافی با خرید سهام برنده گذشته و فروش سهام بازنده گذشته قابل دستیابی است. این پژوهش به بررسی سودآوری استراتژی مومنتوم در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته است. در این پژوهش بازدهی مازاد بر ریسك استراتژی مومنتوم یك ماهه تا 35 ماهه با استفاده از مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( آزمون شده است. نمونه مورد بررسی شامل 359 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی سالهای 3191 تا 3199 است. نتایج این پژوهش نشان میدهد با وجود اینکه پرتفوبندی بر اساس مومنتوم 9 و 32 ماهه بازدهی مثبت و معنی داری ایجاد میکند اما بهکارگیری استراتژی مومنتوم در دوره زمانی مورد بررسی بازده مازاد بر ریسك )بازده غیرعادی( ایجاد نکرده است. به عبارت دیگر سودهای ناشی از بهکارگیری استراتژی مومنتوم به علت پذیرش ریسك بیشتر است. واژههای کلیدی: مومنتوم بازده مازاد بر ریسك مدل سه عاملی فاما و فرنچ * نویسنده مسئول: com Foad. miraki@gmail.

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 62 مقدمه سرمایهگذاران در بازار سهام به دنبال کسب سود بیشتر و کاهش ریسك سرمایهگذاریهای خود هستند. در حالی که طبق فرضیه بازار کارا بازدهی بیشتر از بازده متوسط بازار امکانپذیر نیست تعدادی از پژوهشهای انجام شده شواهدی از کسب بازدههای غیر عادی نشان دادهاند. یکی از پدیدههای غیرعادی بازار سرمایه که بر مبنای فرضیه کارایی بازار سرمایه قابل توجیه است. نیست سودمندی استراتژیهای سرمایهگذاری معکوس 3 و مومنتوم 5 مومنتوم مفهومی در علم فیزیك میباشد که بیان میکند یك جسم در حال حرکت گرایش دارد که همچنان در حرکت باقی بماند مگر اینکه نیرویی از خارج بر آن وارد شود )قانون اول نیوتن(. به عبارت دیگر مصداق این قانون در بازار این است که یك روند قیمتی تا زمانی که یك نیروی خارجی مانع آن شود باقی خواهد ماند. این استراتژی شامل سرمایهگذاری در جهت بازار میباشد و ادعا مینماید که بازدهی مثبت یا منفی گذشته تا دوره مشخصی از آینده نیز )3991( 1 نشان همچنان تداوم خواهد داشت )فدایی نژاد و صادقی 3192(. جگادیش و تیتمن دادند که سهامی که در 4 ماه گذشته بازده بیشتری کسب کردهاند در سال بعد نیز نسبت به سایر سهام بازده بیشتری بدست خواهند آورد. در ایران پژوهشهای متعددی از جمله فدایی نژاد و صادقی )3192( مهرانی و نونهالنهر )3194( مهرانی و نونهالنهر )3199( و قالیباف اصل و همکاران )3199( به بررسی سودآوری استراتژی مومنتوم پرداختهاند. اما در هیچ یك از این پژوهشها به طور مستقیم رابطه ریسك و بازده ناشی از بهکارگیری استراتژی مومنتوم بررسی نشده است. از اینرو در این پژوهش به بررسی بازدهی مازاد بر ریسك استراتژی مومنتوم در بازار سهام ایران پرداخته شده است. در ادامه به تشریح ادبیات موضوع و مطالعات پیشین پرداخته شده و سپس روش پژوهش و نتایج ارائه گردیده است.

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 63 بهادار تهران ادبیات موضوع و پیشینه رابطه تعادلی میان ریسك و بازده که در مدلهای مختلف پیش بینی میشود تحت تأثیر واکنش بازار )کارایی بازار( به اطالعات جدید قرار دارد )جونز 3999(. 6 بازار کارا 2 بازاری است که در آن اطالعات موجود بالفاصله بر قیمت اوراق بهادار تأثیر میگذارد. مفهوم بازار کارا بر این فرض استوار است که سرمایهگذاران در تصمیمات خرید و فروش خود تمام اطالعات مربوط را در قیمت سهام لحاظ خواهند کرد. بنابراین قیمت فعلی سهام شامل تمامی اطالعات شناخته شده اعم از اطالعات گذشته و اطالعات فعلی است 3999(. )جونز آنچه از تعریف فوق استنباط میشود این است که سرمایهگذاران در بازار سهام به صورت عقالیی عمل میکنند و در نتیجه تمامی اطالعات موجود را در قیمت سهام اعمال میکنند. چنانچه به صورت سرمایهگذاران عقالیی تصمیمگیری کنند قیمت سهام بالفاصله و متناسب با ریسك )اخبار خوب و بد منتشر شده( تغییر مییابد. نحوه واکنش بازار به اخبار شرکتها در نگاره )3( نشان داده شده است: نگاره )1(: نحوه واکنش بازار به اخبار شرکتها )هاگن 1337( 6 مطابق نگاره )3( چنانچه بازار از کارایی باال برخوردار باشد در زمان صفر )زمان اعالن خبر جدید( قیمت سهام بالفاصله افزایش یافته و از 12 دالر به 12 دالر میرسد. اما حالتهای مختلف دیگری نیز ممکن است اتفاق افتد. ممکن است بازار در هنگام انتشار اخبار جدید واکنش بیش از اندازه نشان دهد و قیمت سهم بیش از ارزش ذاتی آن افزایش یابد در این حالت به مرور زمان

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 65 قیمت سهم کاهش یافته تا به ارزش ذاتی نزدیك شود. همچنین ممکن است بازار نسبت به انتشار اخبار جدید واکنش کمتر از اندازه نشان دهد و مدت زمانی به طول انجامد تا قیمت سهم تعدیل شود )هاگن 3999(. و پژوهشهای متعددی از جمله )یان و ژائو 5229 9 دوکاس و لی 5229 9 فالیپو 5226 9 اسکینر و اسلون 5225 32 لوگران و ریتر 3999 33 الپورتا و همکاران 3999 35 الکونیشوک و همکاران 39 31 سینایی و صدفی رودسری 3199( نشان دادهاند سرمایهگذاران در بازار سهام همواره به صورت عقالیی عمل نکرده و تحت تأثیر ویژگیهای روان شناختی خود تصمیمات غیر عقالیی اتخاذ میکنند. پژوهشهای انجام شده فوقالذکر در حیطه مباحث مالی رفتاری قرار دارند. مالی رفتاری یك رویکرد علمی جدید در حوزه مالی است که از بیش از دو دهه پیش مورد توجه اندیشمندان علم مالی قرار گرفته است. به طور کلی تفاوت این رویکرد با رویکرد سنتی مالی را میتوان در ورود بحثهای روان شناختی و مطالعه رفتار انسان به مباحث علمی مالی سرمایهگذاری دانست. به عقیده شفرین 36 )3992( "مالی رفتاری عبارت است از مطالعه چگونگی تأثیر گذاری روانشناسی بر تصمیم گیریهای مالی و بازارهای مالی". به طور کلی می- توان گفت مالی رفتاری ترکیبی از اقتصاد کالسیك و مالی با روانشناسی و علوم تصمیمگیری است که به دنبال توضیح و تشریح پدیدههای غیر عادی مشاهده شده در حوزه مالی است )فولر 32.)5222 در الگوی مالی سنتی فرض میشود که تصمیم گیرندگان کامال عقالیی عمل میکنند و همیشه به دنبال بیشینه کردن مطلوبیت مورد انتظار خود هستند. به عبارت دیگر دو فرض اصلی در رویکرد سنتی مالی عبارتند از عقالنیت کامل سرمایهگذاران و تصمیم گیری بر مبنای بیشینه سازی مطلوبیت مورد انتظار. در این رویکرد به دلیل حاکمیت عقالنیت کامل قیمت اوراق بهادار برابر با ارزش ذاتی است و در نتیجه بازار کارا است. در یك بازار کارا نمیتوان منفعتی را به طور رایگان بدست آورد و هیچکدام از استراتژیهای سرمایهگذاری نمیتواند بازدهی مازاد بر بازدهی تعدیل شده با ریسك حاصل کند. به عبارت دیگر بازدههای بدست آمده دقیقا متناسب با ریسك اوراق بهادار است. در حالی که در مالی رفتاری عنوان میشود که برخی پدیدههای مالی را احتماال میتوان با بهکارگیری مدلهایی که در آنها برخی عوامل موجود در اقتصاد کامال عقالیی نیستند درک کرد. بر اساس این رویکرد برخی ویژگیهای قیمت داراییها به عنوان انحراف از ارزش

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 61 بهادار تهران ذاتی تفسیر میشوند و عنوان میشود که علت این انحرافات وجود سرمایهگذاران غیر عقالیی در اقتصاد است )راعی و فالح پور 3191(. بر اساس مدلهای عقالیی بازار حتی با فرض اینکه سرمایه گذاران اریبها و خطاهای قضاوتی داشته باشند این اریبها به صورت پراکنده و مستقل در بین افراد اتفاق میافتد و بنابراین )5223( بر قیمتهای بازار تأثیر نخواهد گذاشت اما پژوهشهای 34 زیادی از جمله هیرشلیفر )3991( )3999( و همکاران )3999( دانیل 39 و همکاران و جگادیش و تیتمن نشان 39 باربریز دادهاند که خطاهای فردی به صورت گسترده اتفاق میافتند و به نظر نمیرسد که هیچ فردی از این خطاها در امان باشد. هیرشلیفر )5223( عنوان میکند که افراد در مواجهه با مسائل دشوار به دلیل محدودیت زمان حافظه تواناییهای پردازش اطالعات و سایر محدودیتها در منابع شناختی از روشهای ابداعی استفاده میکنند. از آنجایی که بسیاری از افراد زمان و قدرت ذهنی پایینی دارند به طور بهینه با مسائل برخورد نمیکنند )موالیناتان و تالر 5222(. 39 از زمانی که جگادیش و تیتمن )3991( پدیده مومنتوم را تشخیص دادند پژوهشهای زیادی جهت تعیین دالیل وجود مومنتوم انجام شده است. گروهی از پژوهشگران که معتقد به فرضیه کارایی بازار سرمایه هستند دالیلی مطابق با کارایی بازار و گروهی دیگر دالیلی برخالف کارایی بازار )عوامل رفتاری( ارائه دادهاند. )3999( معتقد بودند که موفقیت استراتژیهای مومنتوم و معکوس به افق کنراد و کاول 52 زمانی مورد نظر بستگی دارد. آنها استدالل کردند که سودهای ناشی از بهکارگیری استراتژی مومنتوم میتواند ناشی از این امر باشد که بعضی از سهام به خاطر وجود برخی عوامل ریسك ناشناخته ریسکیتر میشوند که این عوامل ریسك هم در گذشته و هم در آینده وجود دارند. به عبارت دیگر اگر بازدهی اضافی به خاطر عوامل ریسك غیر سیستماتیك ناشناخته ایجاد شود چنین سهامی قادر خواهند بود در آینده نیز به این بازدهی باالتر دست یابند. با این نگرش سودهای اضافی ناشی از بهکارگیری استراتژی مومنتوم با بحث کارایی بازار در تضاد نخواهد بود. )5223( پژوهش جانسون 53 نشان داد که تغییرات نرخ رشد سود تقسیمی در طول زمان میتواند سودهای ناشی از بهکارگیری استراتژی مومنتوم را ایجاد کند. بنابراین وی ناکارایی بازار و عدم عقالنیت سرمایهگذاران را رد کرد.

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 66 )5223( با استفاده از بازدهی تعدیل شده بر اساس ریسك در مدل سه گراندی و مارتین 55 )3991( سودمندی استراتژی مومنتوم را تایید کردند. آنها نشان دادند که عاملی فاما و فرنچ 51 قسمت زیادی از نوسانهای بازده پرتفوهای برنده و بازنده با استفاده از فاکتورهای ریسك در مدل سه عاملی تبیین میگردد. به عبارت دیگر دلیل بازده بیشتر پرتفوی برنده و بازده کمتر پرتفوی بازنده در آینده مربوط به ریسك این پرتفوها میباشد. و همکاران )5221( در پژوهشی به بررسی رابطه مومنتوم و ریسك عوامل کالن 56 گریفین اقتصادی با استفاده از دادههای 62 کشور مختلف پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد سودآوری مومنتوم در امریکا اروپا و استرالیا مثبت و معنی دار است. اما در کشورهای آسیایی به طور میانگین مثبت اما ضعیف و غیر معنی دار محاسبه شده است. همچنین نتایج این پژوهش نشان داد که سودآوری استراتژی مومنتوم در کشورهای مختلف ارتباطی با یکدیگر ندارد از این رو در صورتیکه علت ایجاد مومنتوم ریسك باالتر باشد آن ریسك احتماال ریسك خاص هر کشور است. به اعتقاد فاما )3992( در بازار کارای سرمایه سرمایهگذاران در تصمیمگیریهای خود دارای رفتار منطقی هستند و قیمت سهام به طور منطقی )منعکس کننده تمام اطالعات در دسترس بازار( تعیین میشود. اما شواهد زیادی وجود دارد که نشان دهنده رفتار غیر منطقی سرمایهگذاران به دلیل واکنش بیش از اندازه و کمتر از اندازه است. در ادامه به برخی از این شواهد اشاره میشود: به عقیده باربریز و همکاران )3999( مومنتوم به دلیل واکنش کمتر از اندازه ایجاد میشود و علت واکنش کمتر از اندازه را خطای محافظه کاری دانستند. )3999( معتقدند که مومنتوم و بازگشت قیمتی هر دو نتیجه انتشار کند هونگ و استین 52 اطالعات بین گروههای سرمایهگذاران هستند. دانیل و همکاران )3999( معتقدند که به خاطر خطای اعتماد بیش از حد واکنش بیش از اندازه سرمایهگذاران به سیگنالهای اطالعاتی منجر به دور شدن قیمتها از ارزشهای ذاتی میشود. در مرحله بعدی با ورود سیگنالهایی که انتظارات قبلی سرمایهگذاران را تایید میکند این واکنش بیش از اندازه افزایش یافته و منجر به تداوم بازده )مومنتوم( در جهت قبلی میشود. در نهایت به دلیل تعدیل انتظارات روندها معکوس شده و قیمتها به ارزش ذاتی باز میگردد )بازگشت بازده در بلند مدت(. بنابراین بر اساس این نظریه مومنتوم قیمت و بازگشت قیمتی

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 62 بهادار تهران مترتب بر آن نشانههای فرآیند واکنش بیش از اندازه بازار هستند که در طول زمان و با عدم تحقق انتظارات سرمایهگذاران اصالح میشود )الواتینانی 5224(. 54 و تیتمن جگادیش )5223( دریافتند که بازدهی سهام بعد از گذشت یك سال معکوس میگردد. آنها معتقد بودند که دلیل پدیده معکوس واکنش بیش از اندازه یا کمتر از اندازه است که تنها با استفاده از مدلهای رفتاری قابل توجیه میباشد. قالیباف اصل و همکاران )3199( در پژوهشی به بررسی بازده اضافی استراتژی شتاب سود و قیمت در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد که بهکارگیری استراتژی مومنتوم بر اساس دوره زمانی 35 ماهه بازدهی مازاد بر عوامل ریسك موجود در مدل بدست میدهد. با توجه به اینکه در این پژوهش به جای صرف ریسك اختالف بازده پرتفوهای برنده و بازنده تنها از اختالف بازده پرتفوهای برنده و بازنده )بازده بدون ریسك در نظر گرفته نشده است( استفاده شده است نمیتوان عرض از مبدأ محاسبه شده را مازاد بر ریسك دانست. فرضیه پژوهش: با بهکارگیری استراتژی مومنتوم در بورس اوراق بهادار تهران میتوان بازده مازاد بر ریسك بدست آورد. از آنجایی که در این پژوهش سودآوری مازاد بر ریسك مومنتوم یك ماهه تا 35 ماهه مورد بررسی قرار گرفته است فرضیه فوق شامل 35 فرضیه فرعی میباشد که به صورت مجزا به برسی بازدهی مازاد بر ریسك مومنتوم یك ماهه تا 35 ماهه پرداخته است. در سایر پژوهشها تشکیل و آزمون پرتفو بر اساس دورههای 9 4 1 و 35 ماهه بوده است. در این پژوهش دوره تشکیل از یك تا 35 ماهه بوده و دوره آزمون یك ماهه در نظر گرفته شده است. روش پژوهش پژوهش حاضر از لحاظ ماهیت توصیفی و از نوع همبستگی و از لحاظ هدف کاربردی است. جامعه آماری کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی 3191 تا 3199 است. نمونه مورد بررسی شامل 359 شرکت است که به صورت تصادفی از میان صنایع مختلف انتخاب شدهاند. جهت آزمون فرضیه پژوهش از روش پرتفوبندی بر اساس میانگین بازدههای گذشته و مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( استفاده شده است که در ادامه تشریح شده است.

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 64 نحوه پرتفوبندی شرکتهای نمونه: از ابتدای سال 3191 تا انتهای سال 3199 در پایان هر ماه شرکتهای موجود در نمونه بر اساس میانگین بازده سهام یك ماه گذشته از بیشترین میانگین بازده تا کمترین میانگین بازده مرتب شده و به 1 دسته با تعداد سهام تقریبا برابر تقسیم شدهاند. دسته اول شرکتهایی هستند که دارای باالترین روند حرکت قیمت سهام )مومنتوم( یك ماه گذشته بودهاند )برنده(. دسته دوم شرکتهایی هستند که روند حرکت قیمت سهام یك ماه گذشته آنها متوسط بوده است. دسته سوم شرکتهایی هستند که دارای پایینترین روند حرکت قیمت سهام یك ماه گذشته بودهاند )بازنده(. عملیات مشابهی بر اساس میانگین بازده سهام 5 تا 35 ماه گذشته نیز انجام گرفته است. سپس میانگین بازده هر یك از پرتفوهای برنده و بازنده محاسبه شده است. در مرحله بعد اختالف بازده پرتفوهای برنده و بازنده که بر اساس مومنتوم یك ماهه دو ماهه... یازده ماهه و دوازده ماهه تشکیل شدهاند محاسبه شده است. در نهایت با استفاده از مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( اختالف بازده هر یك از پرتفوهای برنده و بازنده )مومنتوم( یك تا 35 ماهه آزمون شده است. در صورتی که بهکارگیری استراتژی مومنتوم بازدهی مازاد بر ریسك ایجاد کند انتظار میرود عرض از مبدأ مدل مثبت و معنی دار محاسبه گردد. مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( به شرح رابطه )3( میباشد: Rpt - R Ft =β 1+β 2(R Mt -R Ft )+β3smb t +β4hml t +εit )3( در این رابطه: R - R pt Ft : صرف ریسك پرتفو p در طول ماه t : R pt میانگین موزون بازده پرتفو p در طول ماه t )در این پژوهش بازده ماهانه سهام از نرم افزار تدبیرپرداز استخراج شده است( t نرخ بازده بدون ریسك در ابتدای ماه : R Ft t میانگین موزون بازده بازار در طول ماه : R Mt : SMB t تفاوت میانگین بازدههای پرتفو سهام شرکتهای کوچك و پرتفو سهام شرکتهای بزرگ در طول ماه t )به روش فاما و فرنچ )3991( محاسبه شده است(

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 69 بهادار تهران : HML t تفاوت میانگین بازدههای پرتفو سهام شرکتهای با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار باال و پرتفو سهام شرکتهای با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین در طول ماه t )به روش فاما و فرنچ )3991( محاسبه شده است( : it جزء خطا بازده بازار از طریق رابطه )5( محاسبه شده است. شاخص بازار در ابتدا ماه t شاخص بازار در پایان ماه t R Mt = شاخص بازار در ابتدا ماه t )5( دادههای ماهانه شاخص بازار از سایت اینترنتی بورس اوراق بهادار تهران استخراج شده است. به منظور محاسبه بازده بدون ریسك از نرخ سود اوراق مشارکت استفاده شده است. این نرخ بر اساس گزارشهای بانك مرکزی جمهوری اسالمی ایران که از نماگرهای اقتصادی این بانك منتشره شده به دست آمده است. از آنجایی که طبق گزارش بانك مرکزی ایران این نرخها به طور عمده به صورت فصلی پرداخت شده است نرخ بازده بدون ریسك ماهانه به صورت رابطه )1( محاسبه شده است: () 1 4 i R F= 1+ -1 12 4 در این رابطه R: f نرخ بازده بدون ریسك : i نرخ بازده اوراق مشارکت یافتههای پژوهش میانگین هر یك از پرتفوهای برنده و بازنده بر اساس مومنتوم یك ماهه تا 35 ماه در جدول )3( نشان داده شده است. همچنین اختالف بازده هر یك از پرتفوهای برنده و بازنده نیز محاسبه شده است. جهت بررسی معنی داری میانگینهای محاسبه شده از آزمون تی یك نمونهای شده است. استفاده

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 69 p-value 2/699 2/459 2/4 2/599 2/366 2/224 2/353 2/359 2/269 2/212 2/224 2/ 243 مومنتوم بازدهبرنده بازده بازنده بازده برنده منهای بازنده تعداد پرتفو آماره t 2/499 2/692 2/651 3/244 3/6 3/919 3/249 3/216 5/236 5/529 3/914 3/921 2/24 2/61 2/19 2/99 3/1 3/41 3/14 3/59 3/49 3/99 3/4 3/29 5/11 5/29 5/62 5/22 3/69 3/62 3/69 3/29 3/54 3/29 3/59 3/33 5/99 1/25 5/99 5/99 5/99 1/29 5/ 5/99 5/91 5/99 5/99 5/49 3 ماهه 5 ماهه 1 ماهه 6 ماهه 2 ماهه 4 ماهه 9 ماهه 9 ماهه 9 ماهه 32 ماهه 33 ماهه 35 ماهه جدول )1(: میانگین پرتفوهای تشکیل شده بر اساس مومنتوم همان طور که در جدول )3( نشان داده شده است بازده پرتفوهای برنده همواره بیشتر از بازده پرتفوهای بازنده محاسبه شده است. بر اساس مقایسه میانگینها میتوان نتیجه گرفت سودآوری مومنتوم 32 ماهه قویتر از مومنتوم سایر دورهها میباشد. زیرا اختالف بازده پرتفوهای برنده و بازنده که بر اساس میانگین بازده سهام 32 ماه گذشته تشکیل شده است بیشتر از اختالف بازده پرتفوهای برنده و بازنده سایر دورهها است. اما اختالف بازده پرتفوهای برنده و بازنده تنها بر اساس مومنتوم 9 و 32 ماهه در سطح اطمینان %92 معنی دار است. بنابراین سرمایهگذاری در سهام شرکتها تنها زمانی که بر اساس میانگین بازدههای 9 و 32 ماه گذشته انجام شود بازده قابل توجهی ایجاد میکند. با وجود اینکه بهکارگیری استراتژی مومنتوم یك ماهه تا 35 ماهه بازده مثبتی بدست میآورد اما میانگینهای محاسبه شده بدون در نظر گرفتن ریسك هر یك از پرتفوها محاسبه شدهاند. به عبارت دیگر ممکن است بازدهی مازاد پرتفوهای برنده نسبت به پرتفوهای بازنده به علت ریسك بیشتر پرتفوهای برنده باشد. از این رو جهت تعیین بازده مازاد بر ریسك هر یك از پرتفوهای تشکیل شده بر اساس مومنتوم از مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( استفاده شده است.

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 69 بهادار تهران پس از برآورد مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( برای هر یك از پرتفوهای تشکیل شده بر اساس مومنتوم یك تا 35 ماهه در صورتی که عرض از مبدأ محاسبه شده مثبت و معنی دار باشد میتوان نتیجه گرفت که بازده مازاد پرتفوهای برنده نسبت به بازنده مازاد بر ریسك آنها است. پس از برآورد مدل به منظور اطمینان از صحت و دقت نتایج بدست آمده معنی داری هر یك از ضرایب محاسبه شده با استفاده از آزمون t و معنی داری کل مدل با استفاده از آماره F بررسی شده است. همچنین وجود یا عدم وجود خودهمبستگی مرتبه اول واریانس ناهمسانی و نرمال بودن توزیع خطاها به ترتیب با استفاده از آماره دوربین واتسون آزمون Arch و آزمون جارکو-برا بررسی شده است. نتایج آزمونهای مذکور در جدول )5( ارائه گردیده است. آزمون خودهمبستگی واریانس ناهمسانی نرمال بودن خطاها p-value J-B p-value Arch D-W مدل 2/594 5/699 2/599 3/332 3 ماهه 5/229 2/411 2/931 2/994 2/293 5 ماهه 3/993 2/991 2/699 2/462 2/535 1 ماهه 5/323 2/141 5/256 2/329 5/259 6 ماهه 3/949 2/295 6/925 2/999 2/ 242 2 ماهه 3/919 2/559 5/925 2/419 2/553 4 ماهه 3/999 2/339 6/544 2/929 2/231 9 ماهه 3/994 2/326 1/913 2/491 2/349 9 ماهه 3/911 2/426 3/229 2/926 2/236 9 ماهه 3/929 2/194 3/925 2/151 2/9 32 ماهه 3/422 2/225 2/991 2/995 2/292 33 ماهه 3/949 2/365 1/995 2/291 2/121 35 ماهه 3/4 جدول) 2 (: نتایج آزمون خودهمبستگی ناهمسانی واریانس و نرمال بودن خطاها مطابق جدول )5( به منظور آزمون عدم خود همبستگی مقادیر باقیماندههای مدل از آماره دوربین- واتسون استفاده شده است. با توجه به اینکه آماره دوربین- واتسون برای همه مدلها بین 6 مقدار بحرانی باال ( u d( و منهای مقدار بحرانی باال قرار گرفته است در نتیجه مشکل خود همبستگی در مدل وجود ندارد. با استفاده از جدول دوربین-واتسون مقدار بحرانی باال برای

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 22 مشاهده و 1 متغیر توضیحی برابر 3/24 است. همچنین p-value آزمون Arch و جارکو-برا در همه مدلها بزرگتر از سطح خطای 2/22 محاسبه شده است بنابراین فرض همسان بودن واریانسها رد نمیشود و اجزای خطا در همه مدلها دارای توزیع نرمال است. با توجه به اینکه مدل این پژوهش با استفاده از دادههای سری زمانی برآورد گردیده است الزم است مانایی متغیرها نیز مورد بررسی قرار گیرد. به منظور بررسی مانایی متغیرها از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته استفاده شده است. نتایج آزمون مانایی متغیرها در جدول )1( نشان داده شده است. p-value آماره t متغیر متغیر p-value آماره t 2 /222 2 /222 مومنتوم 4 ماهه - 9/953-2/291 RMRF 2 /222 2 /222 2 /222-9/226-9/949-9/395 2 /222 مومنتوم 9 ماهه 2 /222-33/114-9/992 SMB HML مومنتوم 3 ماهه مومنتوم 9 ماهه 2 /222 مومنتوم 9 ماهه - 9/999 2 /222-4/691 مومنتوم 5 ماهه 2 /222 مومنتوم 32 ماهه -9/216 2 /222-9/221 مومنتوم 1 ماهه 2 /222 مومنتوم 33 ماهه -9/219 2 /222-9/221 مومنتوم 6 ماهه 2 /222 مومنتوم 35 ماهه -9/629 2 /222 مومنتوم 2 ماهه 4/942- جدول) 3 (: نتایج آزمون مانایی متغیرها مطابق جدول )1( با توجه به اینکه p-value آماره t محاسبه شده کلیه متغیرها کمتر از سطح خطای %2 است فرضیه صفر آزمون دیکی فولر )متغیر نامانا است( رد شده و مانایی همه متغیرها تایید میگردد. نتایج برآورد مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( برای هر یك از پرتفوهای تشکیل شده بر اساس مومنتوم یك تا 35 ماهه به طور خالصه در جدول )6( ارائه گردیده است. در مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( چنانچه مدل رگرسیون معنی دار بوده و همچنین عرض از مبدأ مدل صفر یا غیر معنیدار باشد میتوان نتیجه گرفت بازده پرتفو مورد بررسی به طور کامل توسط عوامل ریسك )ریسك بازار ریسك عامل اندازه و ریسك عامل ارزش( توضیح داده شده است. در صورتی که عرض از مبدأ مدل مثبت و معنی دار باشد پرتفو مورد بررسی بازدهای مازاد بر ریسك

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 23 بهادار تهران متناظر با آن کسب کرده است. اما در صورتی که عرض از مبدأ مدل منفی و معنی دار باشد به این معنی است که پرتفو مورد نظر نه تنها بازده متناسب با ریسك کسب نکرده است بلکه بازده کمتر از حد مورد انتظار کسب کرده است. مطابق جدول )6( p-value آماره F در همه مدلهای برآورد شده کوچكتر از سطح خطای 2/22 محاسبه شده است. بنابراین مدلهای برآورد شده از اعتبار کافی برخوردارند. بر اساس نتایج بدست آمده عرض از مبدأ هیچ یك از مدلهای برآورد شده معنی دار نیست. زیرا p-value محاسبه شده در همه مدلها بزرگتر از سطح خطای %2 است. ضریب محاسبه شده معناداری ضرایب معناداری مدل ضریب تعیین R2 p-value F آماره p-value آماره t مدل عرض از مبدأ 2/392 2/222 4/299 2/219-2/439-2/699 3 ماهه 2/392 2/222 2/999 2/636-2/952-2/492 5 ماهه 2/353 2/232 1/499 2/626-2/919-2/915 1 ماهه 2/519 2/222 9/112 2/942-2/269-2/219 6 ماهه 2/559 2/222 9/922 2/411 2/699 2/195 2 ماهه 2/539 2/222 9/644 2/239 2/464 2/232 4 ماهه 2/399 2/222 4/432 2/1 2/399 2/341 9 ماهه 2/321 2/221 6/5 2/999 2/359 2/326 9 ماهه 2/326 2/221 6/992 2/259 2/416 2/232 9 ماهه 2/395 2/223 2/919 2/149 2/926 2/5 32 ماهه 2/399 2/222 4/532 2/219 2/439 2/699 33 ماهه 2/399 2/223 2/999 2/444 2/615 2/164 35 ماهه جدول) 4 (: نتایج برآورد مدل سه عاملی برای هر یک از پرتفوها با توجه به نتایج مندرج در جدول )6( میتوان نتیجه گرفت در دوره زمانی مورد بررسی با بهکارگیری استراتژی مومنتوم نمیتوان بازده مازاد بر ریسك ایجاد کرد. از این رو هیچ یك از فرضیههای پژوهش مورد تایید قرار نمیگیرد.

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 25 نتیجه گیری در صورت وجود واکنش کمتر از اندازه سرمایهگذاران به اخبار و اطالعات شرکتها ممکن است قیمت سهام شرکتها متناسب با ریسك آنها تعدیل نشود. به عبارت دیگر ممکن است سهام شرکتهایی که بازده باالیی داشتهاند همچنان در دوره آتی نیز بازده باالیی کسب کنند. از طرف دیگر سهام شرکتهایی که بازده پایینی داشتهاند همچنان در دوره آتی نیز به کسب بازدههای پایین ادامه دهند. در این شرایط خرید سهام برنده گذشته و فروش سهام بازنده گذشته میتواند بازدهی مثبت و قابل توجهی بدست آورد. پژوهشهای زیادی از جمله جگادیش و تیتمن همکاران )5235( فدایی نژاد و صادقی )3192( 59 )5221( بدردین 59 )3991( وانگ و قالیباف و همکاران )3199( بازده مازاد پرتفوهای برنده نسبت به پرتفوهای بازنده را گزارش دادهاند. در این پژوهش نیز سودآوری بهکارگیری استراتژی مومنتوم بر اساس میانگین بازدههای گذشته 9 و 32 ماه گذشته به اثبات رسیده است. اما نتایج حاصل از برآورد مدل سه عاملی فاما و فرنچ )3991( نشان میدهد که بازدهی مازاد استراتژی مومنتوم به طور کامل توسط عاملهای ریسك بازار اندازه و ارزش توضیح داده میشود. به عبارت دیگر بازدهی ناشی از بهکارگیری استراتژی مومنتوم در بورس اوراق بهادار تهران به حدی و 59 باال نیست که مازاد بر ریسك تلقی گردد. در پژوهش گریفین و همکاران )5221( و چوی همکاران )5222( نیز بازدهی پایین بهکارگیری استراتژی مومنتوم در دیگر بازارهای آسیایی به اثبات رسیده است. بر اساس نتایج حاصل از این پژوهش بازدهی مازاد بهکارگیری استراتژی مومنتوم در دوره زمانی مورد بررسی به علت پذیرش ریسك بیشتر است و بهکارگیری استراتژی مومنتوم بازده غیرعادی مازاد بر ریسك ایجاد نمیکند. پیشنهادهای پژوهش از آنجایی که بهکارگیری استراتژی مومنتوم در دوره زمانی مورد بررسی همواره بازدههای مثبتی ایجاد کرده است به سرمایهگذاران توصیه میگردد جهت سرمایهگذاری در سهام شرکتها به بازدههای گذشته سهام نیز توجه کنند. همچنین جهت انجام پژوهشهای آتی موارد زیر به پژوهشگران پیشنهاد میگردد:

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 21 بهادار تهران در این پژوهش دوره آزمون پرتفوها یك ماهه در نظر گرفته شده است از این رو در پژوهشهای آتی میتوان دورههای آزمون متفاوتی را مورد بررسی قرار داد. پیشنهاد میگردد در پژوهشهای آتی رابطه ریسك و بازده در بهکارگیری استراتژی معکوس نیز مورد بررسی قرار گیرد. با توجه به ریسكهای سیاسی و اقتصادی مختلف میتوانند واکنشهای رفتاری سرمایهگذاران سودآوری استراتژی مومنتوم و معکوس را مورد بررسی قرار دهند. پژوهشهای رفتاری در آینده نسبت به این ریسكها و تأثیر آنها بر پینوشتها 1 Contrarian 2 Momentum 3 Jegadeesh & Titman 4 Jones 5 Efficient Market 6 Haugen 7 Yan & Zhao 8 Doukas & Li 9 Phalippou 10 Skinner & Sloan 11 Loughran Ritter 12 Laporta 13 Lakonishok 14 Shefrin 15 Fuller 16 Hirshleifer 17 Barberis 18 Daniel 19 Mullainathan & Thaler 20 Conrad & Kaul 21 Johnson 22 Grundy & Martin 23 Fama & French 56 Grifin 25 Hong & Stein 26 Alwathainani 59 Wang

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 26 منابع 59 Badreddine 59 Chui.3.5 جونز چارلز پی )3999(. "مدیریت سرمایهگذاری" ترجمه رضا تهرانی و عسگر نوربخش تهران انتشارات نگاه دانش. راعی رضا و سعید فالح پور )3191(. "مالی رفتاری رویکردی متفاوت در حوزه مالی". نشریه تحقیقات مالی شماره 39 ص.99 324.1 سینایی حسنعلی و محمد علی صدفی رودسری )3199(. "بررسی عکسالعمل سرمایه گذاران به عملکرد مالی شرکتها". پژوهشنامهی مدیریت اجرایی سال دهم شمارهی 3 پیاپی )19( ص.99-355.6 فدایی نژاد محمد اسماعیل و محسن صادقی )3192(. "بررسی سودمندی استراتژیهای مومنتوم و معکوس" پیام مدیریت زمستان و بهار 92 شماره 39 و 39 ص.9-13.2 قالیباف اصل حسن شمس شهاب الدین وساده وند محمد جواد )3199(. " بررسی بازده اضافی استراتژی شتاب سود و قیمت در بورس اوراق بهادار تهران". بررسیهای حسابداری و حسابرسی شماره 43 ص.99-334 مهرانی 4. ساسان نونهال نهر علی اکبر )3194(. " بررسی امکان بکارگیری راهبرد معامالتی معکوس در بورس اوراق بهادار تهران". فصلنامه بررسیهای حسابداری وحسابرسی شماره 22 ص.64-52.9 مهرانی ساسان نونهال نهر علی اکبر )3199(. "ارزیابی واکنش کمتر از حد مورد انتظار سرمایه گذاران در بورس اوراق بهادار.314-339 تهران". فصلنامه بررسیهای حسابداری وحسابرسی شماره 26 ص 8. Alwathainani, A. M. (2011). Does Consistency of Firms Annual Returns Influence Investor Expectations?. Journal of Business and Policy Research, 6,1,P. 16-35.

بررسی بازده مازاد بر ریسک مومنتوم در بورس اوراق... 22 9. Badreddine, S., Galariotis, E. and Holmes, P., (2012). "The relevance of information and trading costs in explaining momentum profits: evidence from optioned and non-optioned stocks". Journal of International Financial Markets, Institutions & Money, 22 (3). pp. 589-608. 10. Barberis, N., Shleifer, A., and R. Vishny (1998). "A Model of Investor Sentiment", Journal of Financial Economics, 49, p. 307-343. 11. Brabazon, T. (2000). "Behavioral Finance: A New Sunrise or False Down?", Coll Sumer School, University of Limeric. 12. Chui, C. W., Wei, C. J., Titman, S. (2000). "Momentum, Legal Systems and Ownership tructure:an Analysis of Asian Stock", Available at http://ssrn. com/abstract=265848. 13. Conrad, J., and G. Kaul, (1998). "An anatomy of trading strategies," Review of inancial Studies,11,489-519. 14. Daniel, Hirshleifer and Subrahmanyam (1998). Investor Psychology and security market under- and overreactions. Journal of Finance, 53, p. 1839 1886. 15. Doukas, J. and M. Li (2009). Asymmetric asset price reaction to news and arbitrage risk. Review of Behavioral Finance, 1,1-2,p. 23-43. 16. Fama, E., (1970). E cient capital markets: a review of theory and empirical work. Journal of Finance, 25, 383-417. 17. Fama, E. F., & K. R. French. (1993). "Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds", Journal of Financial Economics, 33, pp. 3-56. 18. Fuller, R. (2000). Behavioral Finance and The Source of Alpha. Fuller & Thaler Asset Management. 19. Griffin, J., Ji, X., JS, Martin. (2003). "Momentum Investing and Business Cycle Risk: Evidence from Pole to Pole". Journal of Finance, 58: 2515-2547. 20. Grundy, B., Martin, J. S. (2001). "Understanding the nature of the risks and the sources of the rewards to momentum investing". Review of Financial Studies, 14, 29 78. 21. Haugen, R. A. (1997). "Modern Investment Theory" Prentic Hall. inc. USA. 650-652. 22. Hirshleifer, D. (2001) Investor Psychology and Asset Pricing. Journal of Finance, 56, p. 1533-1597. 23. Hong, H., & J, Stein. (1999). "A Unified Theory of Underreaction, Momentum Trading and overreaction in Asset Markets", Journal of Finance, 54, pp. 2143-2184.

فصلنامه پژوهش حسابداری سال دوم شماره 8 بهار 9312 24 24. Jegadeesh, N., & S. Titman. (1993). "Returns to Buying Winners and Selling Losers: Implications for Stock Market Efficiency", Journal of Finance, 48, pp. 65-91. 25. Jegadeesh, N., & S. Titman. (2001). "Profitability of Momentum Strategies: An Evaluation of Alternative Explanations", Journal of finance, 56, pp. 699-720. 26. Johnson, T. C. (2001). "Rational Momentum Effects". EFA 2001 Barcelona Meetings. Available at SSRN: http://ssrn. com/abstract=250760. 27. Kahneman, D. and A. Tversky (1979). Prospect Theory: An Analysis of Decision Under Risk. Econometrica,47,p. 263-292. 28. Lakonishok, J., Shleifer, A. and R. W. Vishny (1994). "Contrarian Investment, Extrapolation, and Risk". Journal of finance, Xlix, 5, p. 1541-1578. 29. Laporta, R., Lakonishok, J., Shleifer, A. and R. Vishny (1997). "Good News for Value Stocks: Further Evidence on Market Efficiency". Journal of Finance, LII, 2, p. 859-874. 30. Loughran, T. and J. R. Ritter (1997). The Operating Performance of Firms Conducting Seasoned Equity Offerings. Journal of Finance,52, p. 1823-1850. 31. Mullainathan, S., and R. Thaler (2000). "Behavioral economics". Working paper, National Bureau of Economic Research. 32. Phalippou, L. (2004). "What Drives The Value Premium?". Working Paper, University of Amsterdam. 33. Shefrin, H and M. Statman (1985). The Disposition to Sell Winner Too Early and Ride Loser Too Long: Theory and Evidence. Journal of Finance,40, p. 777-790. 34. Skinner, D. J. and R. G. Sloan (2002). Earnings Surprises, Growth Expectations, and Stock Returns or Don t Let an Earnings Torpedo Sink Your Portfolio. Review of Accounting Studies, 7, p. 289 312. 35. Wang, K. Q., (2003). " Asset pricing with conditioning information: A new test". Journal of Finance, 58, 161 1. 36. Yan, Z. and Zhao, Y., (2009). When Two Anomalies meet: Post- Earnings-Announcement Drift and Value-Glamour Anomaly. Electronic copy available at: http://ssrn. com/abstract=1482662.