CAPM پویا با اثر عرضه: نظریه و نتایج تجربی

1. مقدمه:

بردن ( (1979و گرینولز ( (1984و کاکس ، اینگرسول ، و روس(1985) دارای تشریحی از اهمیت طرف عرضه برای قیمت گذاری دارایی سرمایه هستند. کاکس و همکاران. (1985) یک فن آوری محدود را برای اجازه آنها برای حا صریح مدل خودشان برای کاهش فرم مطالعه کردند. گرینولز ( (1984تمرکزی بر شرح بهینگی بازار و تصمیم گیری عرضه است که راهنمای شرکت ها در بازار های ناقص در نبود سرمایه گذار هم رای می باشد. بلاک (1976) CAPM استاتیک را توسط شارپ (1964) ، لینتر ( (1965، و موسین (1966) گسترش داد که به صراحت برای اثر عرضه درونی از اوراق بهادار پر مخاطره به مشتق مدل قیمت گذاری دارایی پویا اجازه می دهد. بلاک مدل استاتیک را توسط اجازه صریح برای وجود تأثیر عرضه اوراق بهادار پر مخاطره اصلاح کرد. علاوه بر این ، در طرف تقاضا برای اوراق بهادار پر مخاطره مشتقی از تابع نمایی منفی برای ابزار سرمایه گذار از ثروت است. بلاک یافت که CAPM استاتیک غیر ضروری محدود در غفلت از سمت عرضه است و پیشنهاد می کند که در کلیت پویا خود از CAPM استاتیک می تواند ارائه دهنده پایه ای برای بسیاری از آزمون تجربی ، به ویژه در رابطه با جنبه های موقتی و نقش سمت عرضه داخلی باشد. با فرض این که یک درجه ساختار هزینه از بازخرید و یا صدور اوراق بهادار است و ان تقاضا برای اوراق بهادار ممکن است مشتقی از عرضه به دلیل پیش بینی و غیر منتظره شوک تصادفی باشد ، بلاک نتیجه گیری کرد که اگر عرضه از یک دارایی پر ریسک پاسخگو به قیمت آن است ، تغییرات قیمت بزرگ در زمان به عنوان ویژه توسط مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه پویا پخش خواهد شد. یک مفهوم مهم در مدل بلاک این است که فرضیه بازار کارآمد نگه داشته می شود تنها در صورتی که عرضه اوراق بهادار ثابت و مستقل از قیمت جاری باشد. به طور خلاصه ، مدل تعمیم دینامیک بلاک از استاتیک ثروت مبتنی بر CAPM تصویب درونی سمت عرضه از اوراق بهادار پر مخاطره با قرار دادن مقدار برابر تقاضا و عرضه اوراق بهادار پر مخاطره است. لی و گوئن ( (1986چارچوب بلاک را برای اجازه تفاوت زمانی پرداخت سود سهام و سپس آزمون وجود اثر عرضه در وضعیت تعادل بازار گسترش داد. نتایج آنها فرضیه صفر از عرضه بدون تاثیر بازار سهام داخلی در ایالات متحده را رد کرد. رد به نظر می رسد برای نشان دادن نقض فرضیه بازار کارآمد در بازار سهام ایالات متحده است.

شایان ذکر است که برخی از مطالعات اخیر همچنین مربوط به بازگشت پرتفوی برای حجم تجارت است (به عنوان مثال ، کمپبل ، گروسمن ، و وانگ ، 1993 ؛ لو و وانگ ، 2000). بررسی ارتباط بین دانه ها حجم مبادلات سهام بازار و ارتباط های زنjره ای بازده سهام روزانه ، کمپل و همکاران. (1993) نشان می دهد که کاهش قیمت سهام در روز با حجم بالا بیشتر احتمال دارد نسبت به کاهش قیمت سهام در روز کم حجم است. انها توضیحی از یک تقریب که حجم معاملات زمانی رخ می دهد که تغیرات تصادفی در تقاضای سهام از معاملات غیر اطلاعاتی مطابق با سازندگان بازار ریسک گریز است. لو و وانگ (2000) نیز (حذف "s") CAPM در تنظیمات موقتی ازمودند. آنها مشتق یک (تغییر از "و" به "یک") CAPM موقتیICAPM) ) با تعریف ترjحی برای ثروت (حذف کاما) به جای مصرف است ، با معرفی سه متغیر ثابت به انواع نمایی از اولویت سرمایه گذار است ، همانکونه که ما در این مقاله انجام می دهیم. این نشان دهنده تابع ابزاری وابسته اجازه 1 برای جذب طبیعت پویای از مشکل سرمایه گذاری بدون حل صرایح یک بهینه سازی مشکل پویا است. بنابراین ، ابزار حاشیه از ثروت بستگی دارد نه تنها در سود تقسیمی از پرتفوی است اما همچنین متغیر های وضعیت آینده است. این وابستگی به معرفی انگیزه های مصون سازی پویا در انتخاب پرتفوی سرمایه گذاران است. به عبارت دیگر ، این وابستگی تحریک سرمایه گذاران به مراقب در مورد شرایط آینده بازار در هنگام انتخاب پرتفوی انان است. در تعادل ، این مدل همچنین نشان میدهد که ابزار سرمایه گذار نه تنها بستگیدر مال خودش است ، بلکه همچنین در بازخرید سهام به طور مستقیم است. این "روح بازار" در اصطلاحات خود ، بر تقاضا سرمایه گذار برای سهام اثر می گذارد. به عبارت دیگر ، حتی برای سرمایه گذاری که دارای هیچ سهامی نیست ،ابزار نوسانات او با بازپرداخت شاخص سهام است.

بلاک (1976) ، لی و گوئن ( (1986، و او ، و وانگ (2000) مدل را توسعه دادند با استفاده از هر دو سهام ممتاز و یا حجم معاملات به عنوان متغیر برای اتصال تصمیم گیری در دو دوره مختلف ، برخلاف مصرف مبتنی بر CAPM که استفاده کننده مصرف یا اطلاعات اقتصاد کلان است می باشد. بلاک (1976) و لی و گوئن ( (1986هر دو مشتق مدل تعمیم پویا را از ثروت مبتنی بر CAPM با اتخاذ برنامه عرضه درونی از سهام پر مخاطره است. بنابراین ، اطلاعات مقدار تقاضا و عرضه می توانید هم اکنون نقشی در تعیین قیمت دارایی ها بازی کند. این پیشنهاد یک مدل مبتنی بر ثروت به عنوان یک روش جایگزین برای بررسی CAPM موقتی است.

در این مقاله ، ما در ابتدا بطور تئوری پویای بلاک را ، همزمان CAPM برای قادر شدن به آزمون وجود اثر عرضه در فرایند تعیین قیمت گذاری دارایی های را گسترش می دهیم. ما با استفاده دو مجموعه داده از قیمت هر سهم و سود هر سهم برای تست وجود اثر عرضه سهام ایالات متحده با داده سهام استفاده می کنیم. مجموعه داده اول شامل اکثر شرکت های موجود در فهرست S&P 500 در آمریکا است ("s" حذف شده) بازار سهام است. داده ها دوم مجموعه شرکت های فهرست شده در شاخص داو جونز است. در این مطالعه ، ما در می یابیم که اثر عرضه در آمریکا ("s" حذف شده) بازار سهام مهم است. این یافته نگه می دارد همانگونه که ما شرکتهای موجود در S&P 500 را به 10 پرتفوی می شکنیم. همچنین نگه داشته می شود اگر ما از داده های سهام فردی استفاده کنیم. به عنوان مثال ، وجود اثر عرضه نگه داشته شده به طور مداوم در اکثر پرتفوی ها است اگر ما به فرضیه را با استفاده از بورس فردی بیش از 30 شرکت در گروه 1 بیازماییم. ما همچنین دریافتیم که یک نمی تواند وجود اثر عرضه را با استفاده از سهام فهرست شده در شاخس داو جونز رد کند.

ساختار مقاله به شرح زیر است. در بخش 2 ، یک سیستم معادلات همزمان از قیمت گذاری دارایی های ساخته شده از طریق فرم ساختاری استاندارد معادله یک چند دوره برای ارائه از رابطه پویا بین عرضه و تقاضا برای دارایی های سرمایه ای است. فرضیه های ضمنی توسط مدل همچنین در این بخش ارائه شده اند. بخش 3 توصیف دو مجموعه از داده های مورد استفاده در این مقاله است. یافته های تجربی برای فرضیه و آزمون ساختار در بخش قبلی آن هستند و سپس ارائه شده اند. خلاصه ما در بخش 4 ارائه شده است.

2. توسعه مدل قیمت گذاری دارایی چند دوره ای با اثر عرضه

بر اساس چارچوب بلاک (1976) ، یک مدل قیمت گذاری دارایی تعادل چند دوره ایرا در این بخش استخراج می کنیم. بلاک استاتیک ثروت مبتنی بر CAPM را توسط اجازه صریح به
تأثیر عرضه درونی اوراق بهادار پر مخاطره را اصلاح کرد. تقاضا برای اوراق بهادار است که مبتنی بر مدل به خوبی شناخته شده توبین (1958) و مارکوویتز ( (1959است. با این حال ، بلاک بیشتر فرض یک تابع هزینه درجه از تغییر ساختار سرمایه کوتاه مدت تحت شرایط بهینگی در دراز مدت داشت. وی همچنین فرض کرد که تقاضا برای اوراق بهادار ممکن است مشتقی از عرضه به علت پیش بینی و غیر منتظره شوک تصادفی است.

لی و گوئن ( (1986 چارچوب بلاک را برای اجازه تفاوت زمانی سود سهام اصلاح و گسترش دادند و سپس وجود اثر عرضه را آزمودند. در مدل لی و گوئن ، دو فرض عمده متفاوت از مدل بلاک وجود دارد که عبارتند از : (1) اجازه مدل برای تفاوت زمانی سود سهام ، بر خلاف فرض سود ثابت بلاک و (2) تنها 1 تصادف وجود دارد ، شوک پیش بینی نشده در طرف عرضه به جای دو شوک وجود دارد ، شوک های پیش بینی شده و پیش بینی نشده ، همانطور که در بلاک است. ما از مجموعه فرضیات لی و گوئن پیروی می کنیم. در این بخش ، ما همزمان مدل قیمت گذاری دارایی معادله را توسعه میکنیم. اول ما مشتقی از تابع تقاضا را برای دارایی های سرمایه ای ، سپس مشتقی از تابع عرضه اوراق بهادار را نشان می دهیم. بعد ، مشتقی از مدل تعادل چند دوره ای استخراج می کنیم. ثالثا ، به طور همزمان سیستم معادله برای آزمایش وجود اثرات توسعه داده شده است. در پایان ، فرضیه از آزمون اثر عرضه توسعه یافته است.

1.2. تابع تقاضا برای دارایی های سرمایه ای

معادله تقاضا برای دارایی ها مشتقی تحت مفروضات استاندارد از CAPM است. یک هدف سرمایه گذار به حداکثر رساندن انتظار عملکرد ابزار است. تابع نمایی منفی برای ابزار سرمایه گذار از ثروت فرض است که:

که در آن ثروت ترمینال ثروت اولیه است ، و Rt نرخ بازده در پرتفوی است. پارامترهای a ، b ، و h ، فرض برای ثابت هستند.

بازده دلار در اوراق بهادار قابل عرضه n در بازار های پر ریسک می تواند ارائه شود توسط:

که در آن = (تصادفی) قیمت اوراق بهادار j در زمان t+1 ، = قیمتاوراق بهادار j در زمان t ، = (تصادفی) سود یا کوپن در مورد اوراق بهادار در زمان t+1 است.

این سه متغیر فرض توزیع عادی مشترک می شوند. پس از گرفتن ارزش مورد انتظار از معادله (2) در زمان t ، بازده مورد انتظار برای هر یک از اوراق بهادار ، ، می تواند بازنویسی شود به صورت

که در ان اطلاعات داده شده در دسترس در زمان t است.

سپس ارزش مورد انتظار سرمایه گذار معمولی از پایان دوره ، از ثروت برابر است با

جایی که ؛ ، مساوی تعداد واحد های اوراق بهادار j پس از بازسازی از پرتفوی او ؛ r* = نرخ بدون ریسک است.

در معادله. (4) ، اولین ترم در سمت راست ثروت اولیه ، دوره دوم بازگشت در سرمایه گذاری بدون ریسک آزاد و دوره اخر بازگشت پرتفوی اوراق بهادار پر مخاطره است. واریانس را می تواند به عنوان زیر نوشت

که در ان =ماتریس کواریانس بازده اوراق بهادار پر مخاطره است.

حداکثر از ابزار مورد انتظار برابر است با:

با جایگزین کردن معادله های (4) و (5) در معادله. (6) ، معادله. (6) می تواند بازنویسی شود به صورت

تفاضل معادله. (7) ، می توان حل پرتفوی بهینه به عنوان

تحت فرض انتظارات همگن و یا با فرضی که تمام سرمایه گذاران دارای اعتقاد احتمالی مشابه در مورد بازگشت آینده هستند، تقاضای کل را برای اوراق بهادار پر مخاطره را می توان خلاصه کرد به عنوان

جایی که است

در استاندارد CAPM ، عرضه اوراق بهادار ثابت است ، با اشاره به*q. سپس معادله. (9) را می توان دوباره مرتب کرد به عنوان که در ان قیمت بازار معرض ریسک است. در واقع ، این معادله مشابه به معادله مشهور لینتر (1965) در قیمت گذاری دارایی سرمایه است.

2.2. تابع عرضه اوراق بهادار

یک سمت عرضه درونی برای مدل مشتقی در این بخش است ، و نتایج فرضیه مان ار ارائه می کنیم، عمدتا در مورد بازار ناقص است. به عنوان مثال ، وجود مالیات دلیل شرکتها برای قرض گیری بیشتر از هزینه بهره مالیات است. مجازات برای تغییر قرارداد پرداخت (به عنوان مثال ، هزینه های مستقیم و غیر مستقیم ورشکستگی) موادی در بزرگی هستند، بنابراین ارزش شرکت کاهشی خواهد بود اگر شرکت وام گیری را افزایش دهد. نقص دیگر ممنوعیت فروش کوتاه برخی از اوراق بهادار است. هزینه های تولید شده توسط در بازار ناقص کاهش ارزش شرکت است ، و به این ترتیب ، شرکت دارای انگیزه برای به حداقل رساندن این هزینه هستند. سه پیش فرض مربوط در اینجا ساخته شده است. اول ، شرکت های نمی تواند اوراق بهادار بدون ریسک صادر کند ؛ 2 ، این هزینه های تعدیل ساختار سرمایه درجه دوم هستند ؛ و سوم ، شرکت در صدد است جذب سرمایه جدید از بازار نیست.

فرض بر این است که راه حلی برای ساختار سرمایه بهینه وجود دارد وان شرکت دارای تعیین سطح بهینه از سرمایه گذاری اضافی است. هدف یک دوره ای شرکت برای رسیدن به کمترین هزینه از بردار سرمایه با هزینه های اصلاحی دخیل در تغییر بردار می باشند :

که در آن Ai یک ماتریس تعریف مثبت از ضرایب اندازه گیری هزینه های درجه دوم فرضی از تنظیم است. اگر هزینه ها به اندازه کافی بالا باشد ، شرکتها تمایلی برای جلوگیری از جستجوی جذب سرمایه جدید یا بازخرید اوراق بهادار قدیمی دارند. راه حل برای معادله (10) برابر است با

گرداوری معادله (11) بیش از n شرکت ، تابع عرضه نشان داده می شود توسط

معادله. (12) بیان می کند که قیمت پایین تر برای اوراق بهادار مقدار اوراق بازنشسته را افزایش خواهد داد. به عبارت دیگر ، میزان هر اوراق بهادار به تازگی صادر شده رابطه مثبت به قیمت خودش و رابطه منفی به بازگشت مورد نیاز ان و قیمت اوراق بهادار دیگر موجود است.

3.2. مدل تعادل چند دوره ای

تقاضای کل برای اوراق بهادار پر مخاطره ارائه شده توسط. معادله (9) می تواند به عنوان معادله تفاوت بنظر برسد. قیمت اوراق بهادار پر مخاطره در چارچوب چند دوره ای تعیین شده اند ان همچنین روشن میکند که جمع برنامه عرضه دارای ساختار مشابه است. در نتیجه ، مدل را میتوان به شرح زیر توسط برای معادلات عرضه و تقاضا ، به ترتیب خلاصه شود:

تفاضل معادله. (9) برای دوره t و t+1 و معادل با نتیجه معادله (12) ، معادله جدید در رابطه عرضه و تقاضا برای اوراق بهادار برابر است با

که در ان Vt مشمول شده برای به حساب آورد اختلاف احتمالی در سیستم است. در اینجا ، Vt فرض اختلال تصادفی با ارزش مورد انتظار صفر و بدون خود ارتباطی است.

بدیهی است ، معادله. (13) سیستم سفارش دوم از معادلات دیفرانسیل تصادفی در Pt است ، و مشروط انتظارات و است. با گرفتن انتظار مشروط در زمان t-1 در معادله. (13) ، و به دلیل خواص ، معادله. (13) تبدیل می شود به

با کم کردن معادله. (13 ') از معادله. (13)

معادله. (14) نشان می دهد که خطای پیش بینی در قیمت (سمت چپ) به علت اختلال غیر منتظره تابع انتظار تعدیل در قیمت هستند (دوره اول در سمت راست) و سود سهام (2 دوره در سمت راست) 2 دوره پیش رو است. این معادله را می تواند به عنوان مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه کلی در نظر گرفت.

یک مفهوم مهم مدل این است که اثر سمت عرضه می توان با فرض هزینه های اصلاحی به اندازه کافی بزرگ برای حفظ شرکت ها از جستجو برای بالا بردن سرمایه جدید یا بازنشستگی اوراق بهادار قدیمی مورد بررسی قرار داد. به عبارت دیگر ، فرض هزینه های اصلاحی به اندازه کافی بالا باعث معکوس از ماتریس a در معادله. (14) برای به شفر رسیدن می شود. مدل شده است ، بنابراین ، کاهش برای اطمینان زیر (حذف "y") رابطه معادل است با:

معادله. (15) نشان می دهد که خطای پیش بینی حال حاضر در قیمت تعیین شده توسط مجموعه ای از ارزش های انتظاری تنظیم در قیمت دوره بعدی خود آن و تخفیف سود در نرخ 1 + *r است.

2.4. اشتقاقی از سیستم معادلات همزمان

از معادله. (15) ، اگر سری قیمت ادامه یک روند تصادفی باشد ، سپس سری قیمت را می توان ارائه داد به عنوان ،جایی که at صدای سفید است. چنین بر می آید که و . با توجه به نتایج در پیوست A ، این فرض است که قیمت ادامه فرایند راه رفتن تصادفی به نظر می رسد مناسب برای هر دو مجموعه داده ها است. در نتیجه ، معادله. (14) می شود

که معادله. (16) می تواند بازنویسی شود به صورت

اگر معادله. (17) دقیقا شناسایی و ماتریس G فرضی برای غیر منحصر است و سپس همانگونه که نشان داده شده در گرین (2004) کاهش می یابد ، شکلی از این مدل ممکن است نوشته شود به عنوان:

که در ان Π یک ماتریس N در N از به صورت کاهش ضرایب است و Ut است بردار ستونی از n می یابد فرم اختلالات کاهش است. یا

معادله های (18) و (19) استفاده شده برای تست وجود اثر عرضه در بخش بعدی است.

2.5. تست اثر عرضه

از آنجا که سیستم معادلات همزمان ، همانطور که در معادله. (17) است ، دقیقا مشخص است، ان می توان برآورد شده توسط فرم کاهشی ، به عنوان معادله. (18) باشد. اثبات مشکل شناسایی معادله. (17) در ضمیمه ب که نشان داده شده است. یعنی ، معادله. (18) ، می تواند برای آزمون اثر عرضه مورد استفاده قرار گیرد. برای مثال ، در مورد دو پرتفوی ، ضریب ماتریس G و H در معادله. (17) را می تواند نوشت به عنوان

از انجا که در معادله. (21) میتواند محاسبه شود به عنوان

از معادله. (21)، اگر تنظیم هزینه درجه دوم به اندازه کافی بالا باشد یا اگر a1=a2=0 ، آنگاه با s12 = s21 ، ماتریس باید تبدیل به ماتریس عددی در آن عناصر قطری برابر به و عناصر خارج از قطر همه صفر است. به عبارت دیگر ، اگر هزینه های تعدیل به اندازه کافی بالا وجود دارد ، شرکت تمایل دارد برای جلوگیری از به ادامه جذب سرمایه جدید و یا بازنشستگی اوراق بهادار قدیمی است. بطور ریاضیاتی ، این اراده شده در راهی که همه عناصر خارج از قطر همه صفر هستند و تمام عناصر مورب برابر با یکدیگر در ماتریس خواهد بود. به طور کلی ، این می تواند به صورت گسترده تر پرتفوی باشد. برای مثال ، در مورد N پرتفوی ، معادله. (18) می شود

معادله. (22) نشان می دهد که اگر انتظار سرمایه گذار یک تغییر در پیش بینی سود بعدی به دلیل به اطلاعات اضافی (به عنوان مثال ، تغییر در درآمد) در دوره جاری است ، پس قیمت اوراق بهادار تغییری است. با توجه به بازار سهام ایالات متحده ، اگر 1 معتقد است که چگونه خطاهای انتظار در سود سهام ها به قیمت جاری ساخته شده یکسان برای همه اوراق بهادار است، آنگاه تغییرات قیمت باید تنها با اشتباهات سود سهام خود را انتظار تأثیر پذیرفته باشد. در غیر این صورت ، می گویند اگر عرضه اوراق بهادار انعطاف پذیر است ، سپس تغییر در قیمت باید با انتظار تعدیل در سود سهام از سایر سهام علاوه بر ان در سود سهام خودت تحت تأثیر خواهد بود.

بنابراین ، دو فرضیه مربوط به اثر عرضه با توجه به آزمایش پارامترها در سیستم به صورت کاهشی در معادله (18)نشان داده شده است. :

فرضیه 1. همه عناصر خارج از قطر در ماتریس ضریب Π صفر هستند اگر اثر عرضه وجود ندارد.

فرضیه 2. همه عناصر قطری ماتریس ضرایب Π برابر در مقدار است اگر اثر عرضه وجود ندارد.

این دو فرضیه باید به طور مشترک ارضا شوند. یعنی اگر اثر عرضه وجود ندارد ، تغییرات قیمت اوراق بهادار باید تابعی از سود انتظار تعدیل خودش باشد ، و ضرایب باید همه برابر در سراسر اوراق بهادار خواهد بود. در مدل شرح داده شده در معادله. (16) ، اگر انتظار سرمایه گذار تغییری در پیش بینی سود بعدی به دلیل اطلاعات اضافی در دوره حاضر باشد ، پس قیمت اوراق بهادار تغییر میکند.

تحت فرض تناسب در بازار سهام داخلی ، اگر عرضه اوراق بهادار ثابت است ، پس انتظار اشتباهات در سود سهام ایجاد شده در قیمت فعلی برای همه اوراق بهادار یکسان است. این پدیده نشان میدهد که تغییرات قیمت تنها متأثر با سود سهام تعدیل حد انتظار خودش خواهد بود. اگر عرضه اوراق بهادار انعطاف پذیر است ، پس تغییر در قیمت متاثر با انتظار تعدیل سود سهام در همه اوراق بهادار بعلاوه سود خودش خواهد بود.

3. داده ها و نتایج تجربی

در این بخش ، تستی توسط تجزیه و تحلیل بازار سهام داخلی ایالات متحده استخراج می کنیم. جزئیات بیشتر مدل ، روش ، و فرضیه های برای آزمایش تجربی هستند که قبلا در بخش 2 مورد بحث بود. با این حال ، قبل از تست فرضیه ، برخی از دیگر جزئیات مربوط به آزمون که مورد نیاز برای
پشتیبانی مفروضات مورد استفاده در مدل نیز به طور خلاصه در این بخش بحث شده است.

این بخش بررسی فرضیه های پیشین استخراج شده برای بازار سهام داخلی ایالات متحده با استفاده از شرکت های فهرست شده در S&P 500 است ، و سپس ، با استفاده از فهرست شرکت های موجود در شاخص داو جونز است. اگر عرضه از دارایی های پر ریسک پاسخگو برای قیمت آن است ، تغییرات قیمت زیاد است که به علت تغییر در توقع از سود آینده ، در طول زمان گسترش یافته خواهد شد. به عبارت دیگر ، وجود اثر عرضه در بازارهای سهام داخلی ایالات متحده است. این به معنی این است که پویا به جای CAPM استاتیک باید برای آزمایش قیمت گذاری دارایی های سرمایه در بازار سهام از دولت متحده استفاده شود.

3.1. اطلاعات و آمار توصیفی

سیصد شرکت از P&S500 انتخاب شدند و در 10 پرتفوی با تعداد برابر از سی شرکت با نسبت بازپرداخت شات گروه بندی شدند. داده ها به دست آمده از COMPUSTAT امریکا شمالی صنعتی داده سه ماهه است. داده ها از سه ماهه اول سال 1981 شروع می شود تا سه ماهه آخر سال 2002 است. شرکت های انتخاب شده را برآورده کننده 2 ارزیابی زیر شدند. اول ، به شرکتهای ظاهر شده در S&P 500 در چند مدت زمان در 1981 از طریق 2002 بودند. دوم ، شرکت باید دارای
اطلاعات کامل در دسترس -- از جمله: قیمت ، سود ، درآمد هر سهم و سهام ممتاز -- در طول 88 چهارک (22 سال) باشند. شرکتها از لیست نمونه حذف می شدند اگر یکی از دو شرط زیر رخ می داد:

(الف) گزارش درآمد بی اهمیت و یا منفی هستند ،

(ب) گزارش سود بی اهمیت هستند.

314 شرکت بعد از این تنظیمات باقی ماندند. در نهایت ، به استثنای ان هفت شرکت با متوسط نسبت پرداخت بالاترین و پایین ترین ، 300 شرکت باقی مانده به صورت 10 پرتفوی توسط نسبت پرداخت طبقه بندی شدند. هر رتفوی شامل 30 شرکت است. شکل 1 نشان دهنده مقایسه شاخص S & P 500 و شاخص ارزش وزن از 300 شرکتی انتخاب شده (M) است. شکل 1 نشان می دهد که روند شبیه به یکدیگر قبل از سه ماهه 3 سال 1999 است. با این حال ، برخی تفاوت پس از 3 چهارم 1999 وجود دارد.

برای گروه این 300 شرکت ، نسبت پرداخت برای هر شرکت در هر سال تعیین شده با تقسیم مجموع 4 / 4 سود سهام توسط مجموعه ای از 4 / 4 درآمد است ؛ سپس ، نسبت سالانه بیشتر متوسط طول دوره 22 ساله است. اولین 30 شرکت با بالاترین نسبت پرداخت شامل پرتفوی 1 ، و به همین ترتیب است. سپس ، متوسط ارزش وزنی از قیمت ، سود و درآمد هر یک از پرتفوی ها محاسبه می شود. مشخصات و خلاصه ی آمار از این 10 پرتفوی در جداول 1 و 2 ارائه شده به ترتیب است. جدول 1 ارائه دهنده اطلاعاتی از بازگشت ، نسبت پرداخت ، اندازه و بتا برای 10 پرتفوی است. از نتایج این جدول ، به نظر می رسد برای وجود یک رابطه معکوس بین بازگشت و نسبت پرداخت ، نسبت پرداخت و بتا می باشد. با این حال ، رابطه بین نسبت پرداخت و بتا چندان روشن نیست. این یافته ها مشابه فاما و فرانچ (1992) است.

شکل 1. مقایسه ای از S&P 500 و پرتفوی بازار است.

جدول 1 ویژگیهای 10 پرتفوی.

الف. اولین 30 شرکت با بالاترین نسبت پرداخت شامل 1 پرتفوی ، و غیره.

ب. قیمت ، سود و درآمد هر یک پرتفوی محاسبه شده با ارزش وزنی از 30 شرکت از جمله در همان رده.

ج. نسبت پرداخت برای هر شرکت در هر سال از تقسیم حاصل جمع سود سهام 4 / 4 بر 4 مجموعه درآمد ، و سپس ، نسبت سالانه هستند و سپس محاسبه شده از اطلاعات سه ماه از مدت 22 ساله است.

جدول 2 نشان دهنده اولین 4 لحظه بازده سه ماهه پرتفوی بازار از 10 پرتفوی است. ضریب اریبی ، درجه اوج در یک نمودار اماری و برا- جارکیو آماری نشان می دهد که نمی توان فرضیه را رد کرد که ورود بازگشت از بیشتر پرتفوی طبیعی است. آمار درجه اوج در یک نمودار اماری برای بیشتر پرتفوی نمونه نزدیک به 3 است که نشان می دهد که دم سنگین مسئله نسیت. علاوه بر این ضرایب برا- جارکیو نشان میدهد که فرضیه از توزیع گاوسی برای اغلب پرتفوی رد نشدند. به نظر می رسد غیر ضروری برای در نظر گرفتن مشکل از هتروسکداستیکیتی در برآورد بازار سهام داخلی اگر اطلاعات سه ماهه استفاده شود است.

جدول 2 آمار خلاصه پرتفوی بازگشت سه ماهه.

3.2. ،CAPM پویا با اثرات سمت عرضه

اگر یکی معتقد است که بازار سهام کارآمد است (به عنوان مثال ، اگر یکی معتقد راهی در آن انتظار خطا در سود سهام ساخته شده در قیمت فعلی برای همه اوراق بهادار یکسان است) ، سپس تغییرات قیمت فقط با اشتباهات انتظار سود سهام خودش متأثر خواهد بود. در غیر این صورت ، اگر عرضه اوراق بهادار انعطاف پذیر است ، پس تغییر در قیمت متاثر با انتظار تعدیل در سود سهام از پرتفوی دیگر بعلاوه ان در سود سهام خودش خواهد بود. بنابراین ، دو فرضیه در رابطه با اثر عرضه آزمایش می شود و باید راضی کننده مشترک به منظور بررسی اینکه آیا اثر عرضه وجود دارد است.

با یادآوری از بخش قبلی ، شکل ساختاری معادلات دقیقا شناخته شدند و مجموعه ای از تنظیمات انتظار در سود ، dt ، متغیرهای بیرونی هستند (dt می تواند از درآمد هر سهم و سود سهام هر سهم با استفاده از مدل تعدیل جزئی به عنوان ارائه شده در ضمیمه c برآورد شود). در حال حاضر ، شکل کاهشی معادلات را می توان برای آزمون اثر عرضه استفاده کرد. یعنی معادله. (22) نیازمند بررسی با فرضیه های زیر است:

فرضیه 1. همه عناصر خارج از قطر در ضریب ماتریس صفر هستند اگر اثر عرضه وجود ندارد.

فرضیه 2. همه عناصر قطری ضرایب ماتریس برابر در اندازه هشتند اگر اثر عرضه وجود ندارد.

این دو فرضیه باید به طور مشترک راضی شوند. یعنی ، اگر اثر عرضه وجود ندارد ، قیمت تغییر از هر پرتفوی عملکردی از تعدیل سود انتظار خودش خواهد بود ، و ضریب باید مساوی در تمام پرتفوی باشد.

برآورد ضرایب از سیستم معادلات همزمان برای 10 پرتفوی در جدول 3 خلاصه شده است. نتایج جدول 3 نشان می دهد که عناصر برآورد اریب به نظر می رسد متفاوت در سراسر پرتفوی و بسیاری از عناصر خارج از قطر نیز مهم از صفر هستند. با این حال ، به سادگی مشاهده عناصر در ماتریس به طور مستقیم نمی تواند توجیه کننده رد یا قبول فرضیه های صفر مشتق برای آزمایش اثر عرضه باشد. دو آزمون باید به طور جداگانه انجام شود که آیا این دو فرضیه هر دو ارضا شده اند را بررسی کند.

برای فرضیه اول ، آزمون اثر عرضه در عناصر خارج از قطر ، رگرسیون زیر بر طبق معادله. (22) برای هر پرتفوی اجرا کنید:

فرضیه صفر سپس می تواند به عنوان نوشته شده است : نتایج در جدول 4 گذارش داده شده است. دو تست آمار منتشر شده است. تست اول استفاده توزیع اف با 9 و 76 درجه آزادی ، و دوم با استفاده از آزمون توزیع چی-اسکور با 9 درجه آزادی است. فرضیه صفر در سطح اهمیت 5٪ در 6 از 10 پرتفوی رد شد ، و تنها 2 پرتفوی در سطح اهمیت 10٪ نتوانست رد کند. این نتیجه نشان می دهد که فرضیه صفر می تواند در سطح معمولی از اهمیت رد شود.

برای فرضیه دوم در اثر عرضه بر همه عناصر مورب از معادله (22) ، فرضیه صفر زیر نیاز به تست دارد:

برای انجام آزمون این فرضیه صفر ، ما نیاز به برآورد معادله (22) به طور همزمان ، و سپس ، ما آمار والد را با تحمیل 9 محدودیت در این سیستم معادله محاسبه می کنیم. تحت 9 محدودیت فوق ، تست آمار والد ما دارای توزیع چی اسکور با 9 درجه آزادی است. آمار 18.858 است ، که بزرگ تر

از 16.92 در 5% سطح اهمیت است. از آنجا که آمار مربوط به ارزش-پی از .0265 ، 1 می تواند فرضیه صفر را در 5٪ رد کند، اما نمی تواند H0 در سطح اهمیت 1٪ رد کند. به عبارت دیگر ، عناصر مورب مشابه همدیگر را در اندازه نیست. در نتیجه، نتایج تجربی بالا برای رد دو فرضیه صفر از عدم وجود اثر عرضه در بازار سهام ایالات متحده کافی است.

به منظور بررسی اینکه آیا سهام فردی را می تواند برای آزمون مشابه نگه داشت، ما از اطلاعات فردی سهام بیش از 30 شرکت در 1 گروه استفاده می کنیم. خلاصه نتایج به دست آمده در جدول 5 است. از جدول 5، ما یافتیم که نتیجه گیری فوق به نظر می رسد سازگار باشد اگر ما داده های سهام فردی استفاده کنیم. به ویژه ، عناصر مورب در هر سطح اهمیت معمولی برابر با یکدیگر نیست و عناصر خارج از مورب به میزان قابل توجهی از صفر در هر گروه متشکل از سهام 30 فردی است.
ما همچنین می یافتیم که یک نمی توان وجود اثر عرضه را با استفاده از سهام فهرست شده در شاخص داو جونز رد کند. باز هم ، به آزمون اثر عرضه در عناصر خارج از قطر ، معادله. (23) اجرای به عنوان زیر را برای هر شرکت است:

فرضیه صفر را سپس می تواند به عنوان نوشت: خلاصه نتایج به دست آمده در جدول 6 است. فرضیه صفر در سطح اهمیت 1٪ در 26 از29 شرکت رد شد. برای فرضیه دوم در اثر عرضه بر همه عناصر مورب ، فرضیه صفر زیر نیز تست می شود :

آمار والد تست توزیع چی اسکور با 28 درجه آزادی است. آمار 86.35. است . یعنی ، می توان این فرضیه صفر را در سطح اهمیت 1٪ رد کند.

4. خلاصه

ما مدل قیمت گذاری دارایی ها که در همکاری با تصمیم شرکتهد در خصوص عرضه اوراق بهادار پر مخاطره در CAPM مورد بررسی قرار دادیم. این مدل بر تصمیم گیری مالی شرکت با معرفی صریح عرضه شرکت از اوراق بهادار پر مخاطره به CAPM استاتیک و اجازه عرضه اوراق بهادار پر مخاطره به تابعی از قیمت اوراق بهادار است. و در نتیجه ، بازده مورد انتظار درونی تعیین شده با هر دو تصمیم گیری تقاضا و عرضه در مدل است. به عبارت دیگر ، اثر عرضه ممکن است یک عامل مهم در تصمیم گیری قیمت گذاری دارایی سرمایه ای باشد.

هدف ما (حذف "s") برای بررسی وجود اثر عرضه در بازار های سهام ایالات متحده است. ما یافتیم که اثر عرضه در بازار سهام ایالات متحده مهم است. این یافته نگه دارنده به عنوان شکستن شرکتها در لیست S&P 500 را برای 10 پرتفوی ذکر شده است. همچنین نگه می دارد اگر ما از داده های سهام فردی استفاده کنیم. این نتایج آزمون نشان می دهد که دو فرضیه صفر از عدم وجود اثر عرضه به نظر نمی رسد راضی کننده مشترک باشد. به عبارت دیگر ، این شواهد به نظر می رسد برای پشتیبانی از وجود اثر عرضه کافی باشد و

جدول 4 آزمون اثر عرضه در عناصر خارج از قطر از ماتریس П

الف.

ب. تست 1 با استفاده از توزیع اف با 9 و 76 درجه از آزادی ، و 2 با استفاده از توزیع کای مربع ، با 9 درجه آزادی است.

ج. *،**، و *** دلالت از نظر آماری معنیدار در 10٪ ، 5٪ و 1% سطح بود به ترتیب است.

جدول 6

آزمون اثر عرضه (شرکت های لیست شده در شاخص داو جونز) ازمون عناصر خارج از قطر ، فرضیه صفر

شرکت مایکروسافت، برای این شامل نشده از آن جا که سود سهام پرداخت شده دو بار برای کل دوره نمونه است. آزمون اثر عرضه در عناصر قطر

بنابراین ، این مفهوم را میرسانند که نقض فرض در یک دوره استاتیک CAPM ، یا این مفهوم را میرسانند مدل قیمت گذاری دارایی های پویا ممکن است یک انتخاب بهتر در بازارهای سهام داخلی امریکا باشد.

برای تحقیق در آینده ، ما ابتدا می خواهیم اصلاح همزمان مدل قیمت گذاری دارایی معادله را در معادله های (9) و (12) برای اجازه تست وجود عدم تعادل بازار در قیمت گذاری دارایی های پویا انجام دهیم. سپس ما می خواهیم از توسعه روش برآورد عدم تعادل توسط امیمیا ( (1974 ، فیر و جافی (1972) و کواندت ((1988 برای آزمون اینکه آیا تعدیل قیمت در پاسخ به تقاضای بیش از حد در بازار سهام وجود دارد استفاده کنیم.

ضمیمه الف: مدلسازی روند قیمت

در بخش 2 و 4 ، معادله. (16) مشتق شده از معادله (15) تحت فرضی که شاخص سری همه کشورها پیرو فرآیند پیاده تصادفی است. بنابراین ، قبل از بحث بیشتر ، ما باید آزمونی به منظور انتگرال گیری سریهای این قیمت داشته باشیم. از هامیلتون (1994) ، ما می دانیم که استفاده گسترده واحد آزمایشات ریشه عبارتند از داکی - فولر (DF) و تقویت داکی - فولر (ADF) آزمون است. سابق را می توان ارائه دارد به عنوان: ، و دومی را می تواند به این عنوان نوشت:

به طور مشابه ، در بازار سهام ایالات متحده ، ازمون فیلیپس – پررون استفاده شده برای بررسی اینکه آیا ارزش وزنی قیمت از پرتفوی بازار ادامه فرایند راه رفتن تصادفی است. نتایج آزمون برای هر شاخص در جدول A.1 خلاصه شده است. به نظر می رسد که یک نمی توان فرضیه را که تمام شاخص دنباله فرآیند تصادفی است را رد کند ، برای مثال ، فرضیه صفر از ریشه واحد در سطح نمی تواند ردی برای همه شاخص ها باشد ، اما همه را رد میکند اگر فرض 1 واحد ریشه در تفاوت مرتبه اول از قیمت برای هر پرتفوی وجود داشته باشد است.

جدول A.1

آزمون ریشه واحد برای پی تی.

الف * 5٪ سطح قابل توجه ؛ ** 1٪ سطح قابل توجه است.

ب روند تصوری برای راه رفتن تصادفی و بدون رانش.

ج فرضیه صفر از صفر شرایط را رهگیری ، مو، نمی تواند در در سطح 5٪ ، 1 ٪ برای تمام پرتفوی رد شود.

این نتیجه سازگار با اکثر مطالعات که متوجه مالی قیمت مجموعه را دنبال فرآیند پیاده تصادفی شدند است.

ضمیمه ب. شناسایی سیستم معادلات همزمان

توجه داشته باشید که با توجه به اینکه G غیر مفرد است ، در معادله. (19) را می توان نوشت به عنوان

یعنی ،A ماتریس همه ضرایب ساختار در مدل با ابعاد (n × 2n) ، و عرض ماتریس (n × 2n) است. اولین معادله در (B.1) را می توان بیان کرد به عنوان

که در آن A1 سطر اول است ، یعنی ،

از آنجا که عناصر می تواند به طور مداوم برآورد شود ، و In در هویت ماتریس است ، معادله. (B.2) شامل 2n ناشناخته از لحاظ است. بنابراین ، باید انجا باید محدودیت n در پارامترهایی برای حل معادله. (B.2) منحصر به فرد وجود داشته باشد. اول ، یک می تواند سعی برای قانون عادی با تنظیم g11 برابر با 1 به منظور کاهش اعمال محدودیت یک باشد. در نتیجه ، حداقل n-1 مستقل از محدودیت های مورد نیاز به منظور حل (B.2.) وجود دارد.

ان می توان نشان دهد که سیستم بیان شده با معادله (17) است که شناسایی دقیق با 3 متغیر درونی و سه بیرونی است. این کاملا شبیه به آن موارد از متغیرهای بیشتر است. به عنوان مثال ،اگر n = 3 ، معادله. (17) را می توان در فرم زیر بیان کرد

که در ان *r = عددنرخ بدون ریسک ، sij = عناصر ماتریس واریانس کواریانس بازگشت ، ai = معکوس از تامین هزینه های تعدیل شرکت i ، bi = کل هزینه سرمایه شرکت i است.

برای مثال ، در مورد n = 3 ، معادله. (17) نوشته شده است به عنوان

مقایسه (B.3) با (B.4) ، محدودیت های قبلی در معادله اول را شکلی از و و غیره به خود گرفته است.

بنابراین ، محدودیت ماتریس برای معادله 1 از فرم زیر است:

سپس ، با ترکیب (B.2) و پارامترهای معادله 1 می دهد

یعنی ، با توسعه (6B.) ما داریم

آخرین 2 ( ) معادلات در (B.7) نشان دهنده ارزش h12 و 3h1 و شرط نرمال سازی ، g11 = 1 ، به ما اجازه برای حل معادله. (B.2) از لحاظ منحصر به فرد می دهد. به این معنا که در مورد n = 3 معادله 1 نشان داده شده توسط (B.2) ، A1W = 0 ، می تواند در نهایت به عنوان بازنویسی (B.7) باشد. از آنجا که سه ناشناخته ، g12 ، g13 و h11 وجود دارد دارد ، چپ برای اولین سه معادلات درB.7) ) ، اولین معادله A1 دقیقا شناخته شده است. به طور مشابه ، ان می تواند نشان دهد که دومین و سومین معادله نیز دقیقا شناخته شده است.

ضمیمه ج. اشتقاق از فرمول مورد استفاده به منظور برآورد dt

برای مشتق فرمول برای محاسبه dt ما ابتدا تعریف مدل تعدیل جزئی را به عنوان ریز میدهیم

که dt = سود هر سهم در دوره t ، سود = هر سهم در دوره 1- t ، Et = درآمد در هر سهم در دوره t سود سهام و سود هستند و ut = خطا در دوره T است. به طور مشابه

و بنابر این،

با تفاضل (2C.) با (4C.) ما داریم

و با تفاضل (C.4) از (C.3) در هر دو سمت ما داریم:

معادله. (C.5) را می توان بسته به اینکه آیا Et پیرو راه تصادفی است بررسی کرد:

مورد 1 : Et ادامه روند ( RA(p

اگر سری زمانی از Et فرضی برای ثبات و دنباله روند RA(p) است. سپس پس از مصرف تفاوت های فصلی ، به دست آوریم

که در ان است.

تعدیل پیش بینی درآمد تفاوت های فصلی ، و یا تجدید نظر در پیش بینی آینده درامد تفاوت فصلی ، می تواند حل شود به عنوان

علاوه بر این ، از (C.6) ما داریم

در نهایت ، تعدیل انتظار سود سهام ، dt ، می تواند توسط اتصال ((C.8 و (C.10) به در (C.5) یافت.

که در ان C0 به C8تابعی از a1به a3 و p0 به p4 است.

یعنی ، انتظار تعدیل سود سهام ، dt ، می تواند توسط ضرایب برآورد در معادله های (1.C) و (6.C) یعنی a1به a3 و p0 به p4 و داده های قابل مشاهده از سری زمانی dt و Et یافت.

مورد 2 : Et پیرو فرایند راه رفتن تصادفی

اگر مجموعه ای از درآمد، وEt ، پیرو فرایند راه رفتن تصادفی باشد یعنی و سپس معادله (c.5) را می توان دوباره یافت به صورت

جایی که

یعنی ، در انتظار تعدیل سود سهام ، dt ، می تواند از داده های قابل مشاهده در سری زمانی از dt و Et یافت.

در این مطالعه فرض شده است که Et پیرو روند راه رفتن تصادفی است .بنابراین ، ما با استفاده معادله. (C.13) به جای (C.12) به منظور برآورد dt در معادله های (22) و (23) در متن است.

منابع

Amemiya, T. (1974). A note on a Fair and Jaffee model. Econometrica, 42, 759–762.

Black, S. W. (1976). Rational response to shocks in a dynamic model of capital asset pricing. American Economic Review, 66, 767–779.

Breeden, D. T. (1979). An intertemporal asset pricing model with stochastic consumption and investment opportunities. Journal of Financial Economics, 7, 196–265.

Campbell, J. Y., Grossman, S. J., & Wang, J. (1993). Trading volume and serial correlation in stock returns. Quarterly Journal of Economics, 108, 905–939.

Cox, J. C., Ingersoll, J. E., Jr., & Ross, S. A. (1985). An intertemporal general equilibrium model of asset prices. Econometrica, 53, 363–384.

Fair, R. C., & Jaffee, D. M. (1972). Methods of estimation of market in disequilibrium. Econometrica, 40, 497–514.

Fama, E., & French, K. R. (1992). The cross-section of expected stock return. Journal of Finance, 47, 427–465.

Greene,W. H. (2004). Econometric analysis (4th ed.). New Jersey: Prentice Hall.

Grinols, E. L. (1984). Production and risk leveling in the intertemporal capital asset pricing model. The Journal of Finance, 39(5), 1571–1595.

Hamilton, J. D. (1994). Time series analysis. New Jersey: Princeton University Press.

Lee, C. F., & Gweon, S. C. (1986). Rational expectation, supply effect and stock price adjustment. In Econometrica Society Annual Meeting.

Lintner, J. (1965). The valuation of risky assets and the selection of risky investments in stock portfolios and capital budgets. Review of Economics and Statistics, 47, 13–37.

Lo, A. W., & Wang, J. (2000). Trading volume: Definition, data analysis, and implications of portfolio theory. Review of Financial Studies, 13, 257–300.

Markowitz, H. (1959). Portfolio selection: Efficient diversification of investments. New York: John Wiley.

Merton, R. C. (1973). An intertemporal capital assets pricing model. Econometrica, 41, 867–887.

Modigliani, F., & Miller, M. (1958). The cost of capital, corporation finance and the theory of investment. American Economic Review, 48, 261–329.

Miller, M. H. (1977). Debt and taxes. Journal of Finance, 32(2), 261–275.

Mossin, J. (1966). Equilibrium in a capital asset market. Econometrica, 35, 768–783.

Quandt, R. E. (1988). The econometrics of disequilibrium. New York: Basil Blackwell Inc.

Sharpe,W. (1964). Capital asset prices: A theory ofmarket equilibrium under conditions of risk. Journal of Finance, 19, 425–442.

Tobin, J. (1958). Liquidity preferences as behavior toward risk. Review of Economic Studies, 25, 65–86

CAPM پویا با اثر عرضه: نظریه و نتایج تجربی

مطالب مشابه :

نتایج آزمون استخدامی سازمان امور مالیاتی سال 91-92

بررسی رابطه اطلاعات حسابداری و ریسک بازار (شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران)

نرخ لحظه ای طلا، سکه و ارز در بازار تهران،قیمت روز ارز،قیمت روز دلار،قیمت روز پوند،قیمت روز رینگیت

CAPM پویا با اثر عرضه: نظریه و نتایج تجربی

اعلام نتایج نهایی کنکور کارشناسی ارشد سال 1393

نتایج نهایی آزمون کارشناسی ارشد ناپیوسته سال 93

نتایج آزمون استخدامی استانداری کردستان-30آذر 92

اعلام نتایج آزمون دکتری دانشگاه علامه طباطبایی

نتایج آزمون بهمن ماه اندیشمند پایه سوم

نتایج آزمون پیشرفت تحصیلی پایه پنجم دیماه 91