در مورد رابطه بین بازده مورد انتظار و هزینه ضمنی سرمایه

ما رابطه بین هزینه ضمنی سرمایه و بازده مورد انتظار را تحت این فرض بررسی می کنیم که بازده مورد انتظار تصادفی است ، یک ملک که توسط تئوری و شواهد تجربی پشتیبانی می شود. ما نشان می دهیم که هزینه دلالت شده سرمایه با بازده مورد انتظار ، به طور متوسط ، با عملکردی شامل نوسانات و همچنین همبستگی بین بازده مورد انتظار و جریان نقدی ، رشد در جریان نقدی و اهرم متفاوت است. این نتایج توضیحات جایگزین را برای یافته های حاصل از مطالعات تجربی با استفاده از هزینه سرمایه در مورد میزان حق بیمه ریسک بازار ارائه می دهد. پیش بینی بازده آینده ؛و روابط بین هزینه سرمایه و تعداد زیادی از خصوصیات شرکت مانند رشد ، اهرم ، ریسک ایدیوسکراتیک و محیط اطلاعات شرکت.

روی نسخه خطی کار می کنید؟

از رایج ترین اشتباهات خودداری کنید و نسخه خطی خود را برای ویراستاران ژورنال آماده کنید.

مقدمه

ما از لحاظ تئوریکی خواص "هزینه ضمنی سرمایه" را که به عنوان نرخ بازده داخلی که قیمت سهام را با ارزش فعلی سود سهام آینده مورد انتظار معادل می کند ، تجزیه و تحلیل می کنیم. تجزیه و تحلیل ما تلاش می کند تا شکافی در ادبیات تجربی در مورد اثربخشی هزینه های ضمنی سرمایه به عنوان یک پروکسی برای بازده مورد انتظار از حقوق صاحبان سهام پر کنیم. به طور خاص ، ما رابطه بین هزینه ضمنی سرمایه و بازده مورد انتظار را بررسی می کنیم که دومی تصادفی باشد. نتایج ما این احتمال را ایجاد می کند که برخی از نتایج تجربی در هزینه ضمنی ادبیات سرمایه ممکن است مصنوعی از تفاوت بین این دو باشد.

فرض بازده مورد انتظار ثابت می تواند به هر دو زمینه نظری و تجربی به چالش کشیده شود. مرتون (1973) در مطالعه اصلی خود در مورد قیمت گذاری دارایی سرمایه بین زمانی ، نشان می دهد که تغییرات در فرصت سرمایه گذاری سرمایه گذاران به عنوان یک نتیجه وابستگی به حالت های تصادفی طبیعت باعث بازده مورد انتظار تصادفی می شود. از طرف تجربی ، شیلر (1981) ادعا می کند که بازار سهام ایالات متحده بیش از حد بی ثبات است که با نوآوری های جریان نقدی از یک توزیع ثابت توضیح داده می شود ، دلالت بر این دارد که بازده مورد انتظار نیز باید متفاوت باشد. کمپبل (1991) نشان می دهد که بخش بزرگی از تغییر در بازده سهام به دلیل تغییر در بازده مورد انتظار است. مطالعات تجربی اخیر توسط FAMA و فرانسوی (1997) ؛جاگاناتان و وانگ (1996) همچنین نتیجه می گیرند که بازده مورد انتظار زمان متغیر است.

در نظریه قیمت گذاری دارایی ، بازده مورد انتظار یک دارایی با ریسک غیرقابل تحمل آن کاملاً تعیین می شود ، اموالی که ممکن است با هزینه ضمنی سرمایه به اشتراک نگذاشته باشد. با توجه به بازده مورد انتظار تصادفی ، ما نشان می دهیم که هزینه ضمنی سرمایه با بازده مورد انتظار متفاوت است ، و این تفاوت تابعی از اهرم ، رشد در جریان نقدی ، نوسانات بازده مورد انتظار ، نوسانات جریان نقدی و همبستگی بین اخبار بازده مورد انتظار و اخبار جریان نقدی است. واداین تفاوت به دو دلیل بوجود می آید. اول ، قیمت سهام به طور غیرخطی به بازده مورد انتظار آینده بستگی دارد. بنابراین ، به دلیل نابرابری جنسن تأثیر دارد. دوم ، به دلیل کواریانس بین بازده مورد انتظار آینده و جریان نقدی آینده ، تصحیح شده است. خصوصیات ما از تفاوت ، تعدادی از پیامدهای تجربی را ایجاد می کند و یافته های موجود را در ادبیات در نور جدید می گذارد.

اول ، کلاوس و توماس (2001) ، و متعاقباً Gebhardt و همکاران.(2001) ؛ایستون و همکاران.(2002) از هزینه ضمنی سرمایه برای استنباط میزان حق بیمه خطر بازار استفاده کرد. نکته قابل توجه ، آنها دریافتند که "حق بیمه خطر حقوق صاحبان سهام" که از هزینه ضمنی اقدامات سرمایه استنباط شده است ، فقط در حدود 3 ٪ است ، بسیار پایین تر از میانگین های تاریخی مشاهده شده در ایالات متحده در حالی که آنها تخمین پایین را به کاهش طولی در خطر بازار نسبت می دهندحق بیمه ، نتیجه ما که به طور متوسط می توان انتظار داشت هزینه ضمنی سرمایه کمتر از بازده مورد انتظار باشد زیرا نابرابری جنسن توضیحی دیگر ارائه می دهد.

دوم ، مطالعات Gebhardt و همکاران.(2001) ؛گود و موهانرام (2003) بررسی کردند که آیا هزینه ضمنی اقدامات سرمایه را ضبط می کند که قبلاً خطرات با قیمت ناشناخته در مقطع را ضبط می کند. به طور خاص ، آنها دریافتند که چنین اقداماتی پس از کنترل بتا ، با خصوصیات شرکت مانند رشد ، اهرم و خطر ایدیوسنکراتیک ارتباط معنی داری دارد. در حالی که نتیجه گیری وسوسه انگیز است که این تجزیه و تحلیل ها عوامل خطر قیمت گذاری شده که قبلاً در ادبیات قیمت گذاری دارایی مشخص نشده بودند ، نتایج ما نشان می دهد که حتی اگر ریسک کاملاً توسط بتای فاکتور در تعیین بازده مورد انتظار اسیر شود ، با توجه به بازده مورد انتظار تصادفی ، ضمنی هزینه سرمایه است. در ارتباط با رشد ، اهرم و خطر ایدیوسنکراتیک پس از کنترل بتا.

سوم ، در امتداد خطوط مشابه به گروه دوم مطالعات ، گای و همکاران.(2003) ؛ایستون و موناهان (2005) با بررسی اینکه آیا این اقدامات دارای قدرت پیش بینی کننده با توجه به بازده سهام آینده هستند ، اثربخشی هزینه ضمنی اقدامات سرمایه را به عنوان پروکسی برای خطرات قیمت گذاری بررسی می کنند. در حالی که نتیجه کلی آنها برای تمام هزینه های ضمنی اقدامات سرمایه ناچیز است ، اما آنها هنگام کنترل ناکارآمدی یا رشد شرکت ، در اهمیت اهمیت پیدا کردند. این یافته ها را می توان به طور بالقوه با نتایج ما توضیح داد. از آنجا که هزینه ضمنی سرمایه با بازده مورد انتظار با عملکردی از رشد ، اهرم ، نوسانات بتا و نوسانات جریان نقدی متفاوت است ، حذف این عوامل همبسته ممکن است باعث تخمین ضریب در هزینه ضمنی سرمایه شود. کنترل صریح این متغیرها ، مانند کنترل رشد در ایستون و موناهان (2005) ، به کاهش این مشکل کمک می کند.

چهارم ، هزینه ضمنی اقدامات سرمایه به عنوان پروکسی برای بازده مورد انتظار در پرداختن به انواع سؤالات تحقیق مربوط به روابط بین هزینه سرمایه و ویژگی های محیط اطلاعات شرکت استفاده شده است. به عنوان مثال ، Botosan (1997) ؛Botosan و Plumlee (2002) دریافتند که سطح افشای شرکت ها با هزینه ضمنی سرمایه ، Hail و Leuz (2006) ارتباط منفی دارند و نشان دادند که ویژگی های مؤسسات حقوقی کشورها با هزینه ضمنی سرمایه ارتباط دارند و Hribar و Jenkins (2004)بازگرداندن درآمد یافت شده منجر به هزینه بیشتر سرمایه می شود. نتایج تجزیه و تحلیل ما نشان می دهد که همبستگی هایی مانند اینها می تواند مصنوعات تفاوت بین هزینه ضمنی سرمایه و بازده مورد انتظار باشد اگر رشد در جریان نقدی با متغیرهای مورد بررسی ارتباط داشته باشد.

ما تأکید می کنیم که هدف از مطالعه ما عدم اختلاف ادبیات قبلی نیست. این ادبیات بینش های مفیدی را ایجاد کرده است که از مطالعاتی که از بازده متوسط به عنوان پروکسی برای بازده مورد انتظار استفاده می شود ، در دسترس نیست. در عوض ، انگیزه ایجاد یک بنیاد نظری است که درک خواص هزینه ضمنی سرمایه را در زمینه بازده مورد انتظار تصادفی عمیق تر می کند ، زمینه ای که توسط شواهد اخیر در امور مالی و اقتصاد پشتیبانی می شود. تحقیقات آینده باید نتایج ما را در طراحی تست های تجربی و تفسیر نتایج آماری در نظر بگیرد.

در حالی که سهم اصلی مقاله در ارائه تفسیرهای مبتنی بر تئوری جایگزین از بدنه رو به رشد نتایج تجربی نهفته است ، تجزیه و تحلیل ما همچنین کار قبلی را در مورد ارزیابی اوراق بهادار و سهام عدالت گسترش می دهد (به عنوان مثال ، Vasicek 1977 ؛ Cox et al. 1985 ؛آنگ و لیو 2004 ؛ مایلز و عزل 1980). این بینش که بازده اوراق قرضه ، که هزینه ضمنی سرمایه برای اوراق قرضه است ، ممکن است با بازده مورد انتظار اوراق بهادار به طور متوسط متفاوت باشد ، مدتهاست که در ادبیات درآمد ثابت شناخته شده است (به عنوان مثال ، Vasicek 1977 ؛ Cox et al. 1985). مطالعه ما این بینش را به سهام تعمیم می دهد. ادبیات درآمد ثابت از آنجا که ثابت است نیازی به مدل سازی جریان نقدی ندارد. در مقابل ، زیرا ما سهام را بررسی می کنیم ، ما یک ساختار تحلیلی مشابه ANG و LIU (2004) را با فرضیات بازده مورد انتظار تصادفی ، جریان نقدی تصادفی و اجازه ارتباط بین این دو اتخاذ می کنیم. با توجه به جنبه تصادفی جریان های نقدی و معرفی بعدی ما در تغییر خطر سهام ، تعمیم در سهام مستقیم نیست. پاورقی 1

بقیه مقاله به شرح زیر سازماندهی شده است: در بخش بعدی ، ما رابطه بین بازده مورد انتظار و هزینه ضمنی سرمایه را تجزیه و تحلیل می کنیم. در فرقه3 ، ما در مورد پیامدهای تجربی بحث می کنیم. ما در فرقه نتیجه می گیریم. 4

مدل

مدل جریان نقدی با تخفیف تحت بازده مورد انتظار تصادفی

در این زیر مجموعه ، ما فرمول جریان نقدی تخفیف را برای ارزیابی سهام در بازده مورد انتظار تصادفی تهیه می کنیم. تجزیه و تحلیل ما گسترش ANG و LIU (2004) است که به طور سیستماتیک بررسی می کند که چگونه جریان نقدی باید تحت بازده مورد انتظار تصادفی تخفیف یابد. همانطور که قبلاً اشاره شد ، ما با اتخاذ فرضیات خاص تر که امکان راه حل فرم بسته را فراهم می کند ، از آنها خارج می شویم. این راه حل در تجزیه و تحلیل بعدی ضروری است ، هنگامی که رابطه بین هزینه ضمنی سرمایه و بازده مورد انتظار را بررسی می کنیم.

مقدار دارایی در t = 0 ، a₀، رابطه بین زمانی را برآورده می کند:

جایی که exp (μ₀) بازگشت مورد انتظار (ناخالص) برای دوره بین 0 تا 1 شناخته شده در ابتدای دوره است و ( tilde_ ) "جریان نقدی آزاد" برای سرمایه گذاران بدهی و سهام برای آن دوره است. ما از فرم نمایی بازده مورد انتظار برای سادگی ریاضی استفاده می کنیم. Eq upating. 1 یک دوره دیگر ، ما دریافت می کنیم

برابری دوم به این دلیل است که بازده مورد انتظار در ابتدای هر دوره شناخته می شود و برابری سوم به دلیل قانون انتظارات تکرار شده در نظر گرفته می شود. به طور پی در پی تکرار عبارت فوق به بی نهایت ، و با فرض اینکه شرایط عرضی ، ( prod nolimits_^<infty>> ight)> tilde_<infty>= 0 ، ) ، ما مدل جریان نقدی تخفیف زیر را تحت بازده مورد انتظار تصادفی به دست می آوریم:

As depicted above, discounting of future cash flows is achieved by taking the product of future (stochastic) expected retus ( prod olimits_^> ight)>واد) اگر بازده مورد انتظار ثابت باشد ، یعنی ( tilde<mu>_ = نوار<mu>, ) then ( prod olimits_^> ight)>= exp سمت چپ (<- tx08ar<mu>> راست) ، ) و eq. 2 به مدل جریان نقدی با تخفیف معمولی کاهش می یابد ، یعنی (a_ = sum nolimits_^<infty>_ left(> ight) ilde_> ight)>. )

برای پارامتر کردن Eq. 2 ، فرض می کنیم که لگاریتم های بازده مورد انتظار ، μ_حرف، توسط یک ساختار عاملی تعیین می شود. بدون از دست دادن بیشتر کلی ، ما یک مدل یک فاکتور را فرض می کنیم:

حرف_f(نرخ آزاد ریسک) ، λ (حق بیمه خطر فاکتور) ، ( نوار ، ) و σ_عاقبتثابت هستند ، و ( tilde_ ، t = 0 ، ldots ، infty ، ) متغیرهای تصادفی عادی استاندارد هستند. تحقق ( tilde_ ) در ابتدای هر دوره مشاهده می شود ، یعنی β₁در زمان 1 شناخته شده است. از آنجا که لگاریتم های بازده مورد انتظار عادی توزیع می شوند ، بازده مورد انتظار در زیر در 0 محدود می شود. از این رو ، فرض ما مسئولیت محدود را برآورده می کند.

ما اشاره می کنیم که در حالی که بازده مورد انتظار تصادفی می تواند از طریق نرخ ریسک آزاد ، حق بیمه خطر فاکتور ، بارهای عاملی یا ترکیبی از این سه حاصل شود ، در نظر گرفتن مواردی که بارگذاری عاملی (بتا) تصادفی است ، از دست دادن کلی وجود ندارد. اگر در عوض دیگر اجزای دیگر بازده مورد انتظار را بسازیم ، تجزیه و تحلیل در اصل یکسان است. پاورقی 2 این مشخصات مطابق با یافته های تجربی بتای وابسته به زمان در FAMA و فرانسوی (1997) است و با مشخصات CAPM شرطی جاگاناتان و وانگ (1996) سازگار است.

ما بیشتر فرض می کنیم که جریان نقدی آینده ، ج_{t 1+}، توسط تولید می شوند

جایی که g ، ρ و σ_جفثابت هستند و ( varepsilon_ ، t = 0 ، ldots ، infty ، ) متغیرهای تصادفی عادی استاندارد هستند. مشخصات جریان نقدی در 5 امکان همبستگی معاصر بین جریان نقدی ورود به سیستم و بازده مورد انتظار ورود به سیستم را فراهم می کند ، با همبستگی ضبط شده توسط ρ. با این حال ، از آنجا که Betas و از این رو ، بازده مورد انتظار در ابتدای هر دوره مشاهده می شود ، و تهویه اطلاعات در ابتدای دوره T ، μ_حرفشناخته شده است و بنابراین با ( tilde_. ) که ضریب همبستگی ρ صفر است ، با هم همکاری نمی کند ، دینامیک جریان نقدی به آنچه در مدل رشد گوردون فرض می شود ، کاهش می یابد ، یعنی ( tilde_ = c_ Exp سمت چپ (درست).)

ما توجه می کنیم که ماهیت تصادفی بازده مورد انتظار و جریان نقدی کاملاً متفاوت است زیرا شوک های بازده مورد انتظار موقتی است و شوک های جریان نقدی دائمی است. این منطقی است زیرا سری زمانی بازده مورد انتظار باید ثابت باشد ، در حالی که شرکت ها و جریان های نقدی آنها به طور متوسط در حال رشد است.

از آنجا که ما فرض می کنیم که β₀در t = 0 شناخته شده است ، به این نتیجه می رسد که