ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از رویکردهای شرطی و غیرشرطی

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 گروه مدیریت مالی و بیمه دانشکده علوم اجتماعی و اقتصاد دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران

2 دانشکدۀ مدیریت دانشگاه تهران، تهران، ایران.

3 گروه مدیریت مدیریت مالی دانشکده علوم اجتماعی و اقتصاد، دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران.

چکیده

صندوق‌های سرمایه گذاری یکی از مهم‌ترین عناصر بازارهای مالی هستند که با ایفای نقش واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری افراد را از حالت مستقیم به غیرمستقیم تبدیل می‌کنند و مزایای متعددی را برای آن‌ها به ارمغان می‌آورند. با توجه به اهمیت صندوق‌ها، در این پژوهش توانایی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری با استفاده از الگوهای شرطی و غیرشرطی هنریکسون- مرتون و ترینر- مازوی و همچنین مقایسۀ دو رویکرد شرطی و غیر‌شرطی در ارزیابی عملکرد ارزیابی شد. بدین‌منظور داده‌های مربوط به بیست و سه صندوق سرمایه گذاری در سهام در دورۀ زمانی سالهای 88 تا 92 بررسی شد. در تحلیل رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته، از نرم‌افزار ایویوز6 استفاده شد. نتایج نشان‌دهندۀ ناتوانی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری با استفاده از هر دو رویکرد شرطی و غیرشرطی بود. همچنین در مقایسۀ دو رویکرد، رویکرد شرطی، قدرت توضیح‌دهندگی بیشتری نسبت به رویکرد غیرشرطی ندارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Evaluating Market Timing Ability of Mutual Fund Managers Based on Conditional and Unconditional Approaches

نویسندگان [English]

  • Mohammad reza Rostami 1
  • Hojattolah Ansari 2
  • Marzieh Mohammad ali 3
1 , Financial Management and Insurance Dept., Faculty of Social Sciences and Economics, University of Al-Zahra, Tehran, Iran.
2 Faculty of Management, Tehran University, Tehran, Iran
3 Management Dept., Faculty of Social Sciences and Economics, University of Al-Zahra, Tehran, Iran.
چکیده [English]

Mutual Funds are one of the important elements of financial markets which act as financial intermediation and convert investment of amateur investors from direct condition to indirect. Given the importance of funds, this study tries to evaluate the market timing ability of managers' funds using conditional and unconditional models (Treynor–Mazuy and Henriksson –Merton) and compares both conditional and unconditional approaches. Data relating to twenty-three funds are used during the period of 1388-1392, and generalized least squares regression analysis is performed by using EVIEWS6 software. The results indicate the inability of market timing in fund managers using both conditional and unconditional models. Moreover, the conditional approach does not provide higher explanatory power than the unconditional approach.

کلیدواژه‌ها [English]

  • The ability disorientation
  • investment fund
  • conditional approach
  • unconditional approach

ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از رویکردهای شرطی و غیرشرطی

 

محمدرضا رستمی1، حجت اله انصاری2، مرضیه محمدعلی3*

1- استادیار گروه مدیریت مالی و بیمه دانشکده علوم اجتماعی و اقتصاد دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران.

rostami1973@yahoo.com

2- دکترای مالی دانشکدۀ مدیریت دانشگاه تهران، تهران، ایران.

hjtansari@gmail.com

3- دانشجوی کارشناسی ارشد گروه مدیریت مدیریت مالی دانشکده علوم اجتماعی و اقتصاد، دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران.

marzieh_ma89@yahoo.com

 

چکیده

صندوق‌های سرمایه گذاری یکی از مهم‌ترین عناصر بازارهای مالی هستند که با ایفای نقش واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری افراد را از حالت مستقیم به غیرمستقیم تبدیل می‌کنند و مزایای متعددی را برای آن‌ها به ارمغان می‌آورند. با توجه به اهمیت صندوق‌ها، در این پژوهش توانایی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری با استفاده از الگوهای شرطی و غیرشرطی هنریکسون- مرتون و ترینر- مازوی و همچنین مقایسۀ دو رویکرد شرطی و غیر‌شرطی در ارزیابی عملکرد ارزیابی شد. بدین‌منظور داده‌های مربوط به بیست و سه صندوق سرمایه گذاری در سهام در دورۀ زمانی سال‌های 88 تا 92 بررسی شد. در تحلیل رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته، از نرم‌افزار ایویوز6 استفاده شد. نتایج نشان‌دهندۀ ناتوانی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری با استفاده از هر دو رویکرد شرطی و غیرشرطی بود. همچنین در مقایسۀ دو رویکرد، رویکرد شرطی، قدرت توضیح‌دهندگی بیشتری نسبت به رویکرد غیرشرطی ندارد.

 

واژه‌های کلیدی: توانایی موقعیت‌سنجی، صندوق سرمایه‌گذاری،  رویکرد شرطی، رویکرد غیرشرطی

 


 

 

 

 

 

 

مقدمه

حفظ و توسعۀ توان اقتصادی آیندۀ هر جامعه‌ای در گرو سرمایه‌گذاری امروز آن جامعه است. سرمایه‌گذاری موتور محرک توسعۀ اقتصادی و اجتماعی است. این رهیافتی است که هیچ مکتب و نظام اقتصادی در آن شک ندارد و به همین دلیل در تمام کشورها شیوه‌هایی به کار گرفته می‌شود که افراد و بنگاه‌ها بخشی از درآمد خود را به امر سرمایه‌گذاری تخصیص می‌دهند [12]. سرمایه‌گذاران یا به‌صورت مستقیم یا با واسطه‌های مالی می‌توانند به سرمایه‌گذاری اقدام کنند. صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک ازجمله واسطه‌های مالی هستند که به دلیل تنوع‌بخشی، مدیران خبره و نقدشوندگی ، به سرعت در حال رشد هستند؛ بنابراین مطالعه و پژوهش در جهت ارزیابی عملکرد صندوق‌های سرمایه‌گذاری می‌تواند گامی در جهت تشویق سرمایه‌گذاری بیشتر باشد؛ زیرا یکی از موانع سرمایه‌گذاری، ریسک و مخاطرات سرمایه‌گذاری است.

سرمایه‌گذاران به‌طور خاص علاقه‌مند هستند بدانند که آیا عملکرد صندوق‌های سرمایه‌گذاری هزینه‌های مدیریت فعال صندوق را می‌توانند پوشش دهند؟ و آیا سود به‌دست‌آمده ناشی از تخصص است؟ اگر سرمایه‌گذاران به این نتیجه برسند که عملکرد صندوق، هزینه‌های مدیریت فعال را پوشش نمی‌دهد، مدیریت غیرفعال[1] و صندوق‌های شاخصی، سرمایه‌گذاری مؤثرتری برای آن‌ها هستند. از سوی دیگر پژوهشگران  به درک این موضوع علاقه‌مند هستند که آیا مدیران می‌توانند عملکرد بهتری  در بازار داشته باشند یا خیر؟ پاسخ به این پرسش به‌طور مستقیم با فرضیۀ بازار کارا در ارتباط است [14].

از آغاز دهۀ 1960 تاکنون پژوهشگران زیادی مسألۀ عملکرد صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک را ارزیابی کرده‌اند. نتایج پژوهش‌های آن‌ها به معرفی معیارهای متعددی برای ارزیابی عملکرد صندوق‌ها منجر شده است؛ مانند روش‌های ارزیابی عملکرد تعدیل‌شده برحسب ریسک (روش‌های کلاسیک ارزیابی) که بازده یک سبد سرمایه گذاری را با بازده یک سبد سرمایه‌گذاری معیار مقایسه می‌کنند. در این‌گونه روش‌ها تمرکز بر عملکرد صندوق است و توانایی مدیر صندوق تحلیل نمی‌شود [3]. درحالی‌که مدیریت سرمایه‌گذاری شامل فعالیت‌هایی چون توانایی انتخاب سهام [2]یا حسن انتخاب، تخصیص دارایی، سبک مدیریت و موقعیت‌سنجی[3] است، عملکرد مدیریت با توجه به دو عامل توانایی انتخاب سهام و موقعیت‌سنجی بازار می‌تواند سنجیده شودکه به‌ترتیب نشان‌دهندۀ توانایی پیش‌بینی در سطح خرد و کلان هستند. دو عامل مذکور یعنی توانایی انتخاب سهام و موقعیت‌سنجی بازار به‌ترتیب نشان‌دهندۀ توانایی پیش‌بینی در سطح خرد و کلان هستند [5]. عالی یا ضعیف‌بودن عملکرد صندوق نیز می‌تواند ناشی از همین دو عامل باشد. ابتدا مدیر صندوق باید بتواند اوراق بهادار با ارزش بالا را انتخاب کندکه بر عملکرد صندوق اثرگذار هستند (توان انتخاب)، دوم اینکه مدیر باید بتواند بازار را موقعیت‌سنجی کند و با توجه به بازار و افت و خیز‌های آن بهترین تصمیم را بگیرد (توان موقعیت‌سنجی) [20]. دو رویکرد شناخته‌شده در این زمینه عبارتند از:"روش رگرسیون درجه دوم" ترینر و مازوی (1966)[4]  و "روش رگرسیون متغیر مجازی" هنریکسون و مرتون (1984)[5]. از این الگو‌ها به این دلیل که بتای سبد سرمایه‌گذاری را برای کل دوره ثابت در نظر می‌گیرند و فرض می‌کنند هر اطلاعاتی که مدیر صندوق استفاده می‌کند، می‌تواند سبب عملکرد برتر مدیر شود، به‌عنوان الگو‌های کلاسیک موقعیت‌سنجی (غیرشرطی)[6] یاد می‌شود. نقطۀ مقابل این الگو‌های سنتی، رویکرد شرطی[7] است که فرسون و اسکات (1996)[8] مطرح کرده‌اند، با این فرض که بازار، کارایی نیمه‌قوی داردو صرفاً استفاده از اطلاعات عمومی نمی‌تواند سبب عملکرد برتر مدیر شود. این رویکرد‌ با آمیختن متغیرهای اطلاعاتی تأخیری با معیارهای اندازه‌گیری سنتی سعی در بهبود الگو‌های ارزیابی سنتی دارد [19]. با توجه به پیشینۀ مطالعاتی اندک در زمینۀ ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی در ایران، هدف از این پژوهش ابتدا ارزیابی این توانایی با استفاده از الگو‌های معرفی‌شده در مبانی نظری است؛ سپس با کمک مطالعات گذشته در زمینۀ عوامل اثرگذار پیش‌بینی‌کنندۀ روند بازار سرمایه در ایران، الگوی شرطی موقعیت‌سنجی معرفی و نتایج آن با الگوی غیرشرطی مقایسه خواهد شد.

 

مبانی نظری

ارزیابی عملکرد شامل دو اقدام اساسی است: اولین اقدام در ارزیابی عملکرد، تعیین مطلوب یا نامطلوب‌بودن عملکرد است. دومین اقدام، مشخص‌کردن این امر است که آیا عملکرد مذکور ناشی از شانس و اقبال بوده یا در نتیجۀ تخصص حاصل شده است. از مشکلات اساسی در ارزیابی عملکرد، تمایل انسانی به تمرکز بر بازده سبد سرمایه‎گذاری و  توجه‌نکردن کافی به ریسک بازده مدّنظر است [21]. ازاین‌رو معیارهای ارزیابی عملکرد تعدیل‌شده برحسب ریسک بهبود یافته و به دو دسته معیارهای مبتنی بر نظریۀ مدرن و فرامدرن سبد سرمایه‌گذاری تقسیم شده‌‌اند. معیارهای مدرن سبد سرمایه‌گذاری با فرض نرمال‌بودن توزیع بازده اوراق بهادار و استفاده از واریانس بازده دارایی به‌عنوان مبنایی برای اندازه‌گیری ریسک عمل می‌کنند. در مقابل این رویکرد، معیارهای فرامدرن قرار دارند که توزیع‌های بازده غیرنرمال را نیز در بر می‌گیرند و از ریسک نامطوب به جای انحراف معیار به‌عنوان ابزار سنجش ریسک استفاده می‌کنند [12]. در نظریۀ مدرن، کل تغییر پذیری بازده حول میانگین، ریسک تلقی و با واریانس یا انحراف معیار اندازه‌گیری می‌شود. در این نظریه نوسان‌های بالای میانگین و همچنین نوسان‌های پایین میانگین هم ارزش هستند. به عبارتی واریانس، شاخص ریسک متقارن است [17]. هر دو رویکرد مذکور، رویکرد غیر رگرسیونی و نسبتی هستند. عیب اصلی استفاده از نسبت‌ها برای ارزیابی عملکرد این است که فقط به مقایسۀ بهتر یا بدتربودن عملکرد صندوق نسبت به دیگر سبد های سرمایه گذاری‌ کمک می‌کند؛ اما تفسیر عملکرد بهتر یا بدتر به لحاظ آماری و اقتصادی غیرممکن است [16]. جنبۀ دیگر ارزیابی عملکرد، ارزیابی توانایی مدیر است. همان‌طور که فاما (1972)[9] نشان داد عملکرد  به دو جزء می‌تواند تقسیم شود: حسن انتخاب و موقعیت سنجی [6].

موقعیت‌سنجی بر تعدیل سبد سرمایه‌گذاری براساس زمان و کسب مزیت از حرکت‌های بازار اشاره دارد؛ بنابراین  یک مدیر صندوق توانمند باید بتواند سیگنال‌های تغییر در بازار (مراحل افت و خیز) و همچنین تغییر چرخه‌های تجاری را شناسایی کند و سپس با توجه به آن برای خرید یا فروش و تغییر دارایی‌ها در سبد سرمایه گذاری تصمیم بگیرد. به‌طور خلاصه مدیر باید توانایی پیش‌بینی بازار و عمل مطابق با آن را داشته باشد [5]. دو الگوی اصلی برای ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی وجود دارد: الگوی ترینر و مازوی (1996) و الگوی هنریکسون و مرتون (1984).

الگوی موقعیت‌سنجی ترینر و مازوی (TM) را ترینر و مازوی (1996) با اضافه‌کردن یک عبارت درجه دوم به الگوی اصلی CAPM معرفی کردند. ترینر و مازوی بیان می‌کنند هنگامی که مدیر از توانایی موقعیت‌سنجی استفاده نمی‌کند و تنها بر انتخاب سهام متمرکز می‌شود، میانگین بتای سبد سرمایه‌گذاری او نباید در طول زمان تغییر زیادی داشته باشد. ازاین‌رو رابطۀ بازده اضافی سبد سرمایه گذاری (rp-rf) و بازده اضافی مبنا (rm-rf) خطی خواهد بود (شکل 1 قسمت A) [23]. از سوی دیگر اگر مدیر  به‌طورصحیح بازار را بتواند موقعیت‌سنجی کند، در دوره‌های صعودی‌بودن بازار بیشتر به سمت بازار حرکت خواهد کرد و بتای سبد سرمایه‌گذاری و شیب خط مشخصات اوراق بهادار بزرگ‌تر می‌شود [2]. این افزایش ریسک در بازار صعودی و کاهش در بازار نزولی، سبب می شود این رابطه دیگر خطی نباشد (شکل 1 قسمت B). این خط منحنی با اضافه‌کردن جملۀ مجذور به الگوی شاخصی معمولی برآورد می‌شود [23]:

رابطۀ 1)                                                                                    

 

 

 

شکل (1) خط مشخصات. A: عدم موقعیت‌سنجی بازار، بتا ثابت است. B: موقعیت‌سنجی بازار، با افزایش بازده مازاد مورد انتظار بازار، بتا افزایش می‌یابد. C: موقعیت‌سنجی بازار با دو ارزش بتا [2]

 

 

 

 


rpt ،rmt به‌ترتیب بازده اضافی صندوق و بازار و α،β و γ پارامتر‌های الگو هستند و تفسیر آن‌ها به این صورت است: α، عبارت ثابت یا همان عرض از مبدأ الگو است و در بیشتر پژوهش‌های انجام‌شده، از آن برای سنجش توانایی انتخاب سهام استفاده شده است؛ اما فرسون ‌(2010) معتقد است که عرض از مبدأ در الگوی ترینر و مازوی نامعتبر است و بازده اضافی سبد سرمایه‌گذاری مبنا را به علت وجود عبارت rm2که بازده سبد سرمایه گذاری نیست، جذب نمی‌کند؛ بنابراین آن را معیار نشان‌دهندۀ توانایی انتخاب سهام نمی‌توان در نظر گرفت [7]. β ریسک نظام‌مند و γ (گاما) ضریب موقعیت‌سنجی است. تصمیم موقعیت‌سنجی صحیح سبب γpمثبت می‌شود [15].

الگوی موقعیت‌سنجی هنریسکون و مرتون (HM) به‌صورت دو الگو تعریف شده است: الگوهای پارامتریک و ناپارامتریک. هر دو الگو براساس اصول یکسانی هستند؛ اما به نظر می‌رسد الگوی پارامتریک بیشتر به حقیقت نزدیک باشد. در مبانی نظری نیز کمتر به الگوی ناپارامتریک پرداخته شده است. نسخۀ ناپارامتریک الگو، قدیمی‌تر است و مرتون (1981)  آن را ارائه کرده است. این الگو به جای استفاده از الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM) از نظریۀ اختیارات[10] استفاده می‌کند. براساس این الگو، سرمایه‌گذاری که سبد سرمایه‌گذاری خود را بین دارایی ریسکی و بدون ریسک تقسیم می‌کند  با توجه به پیش‌بینی خود از عملکرد نسبی دو دارایی، سبد سرمایه‌گذاری خود را در طول زمان می‌تواند اصلاح کند [15].

الگوی پارامتریک با ایده‌ای مشابه و فرمول‌بندی متفاوت  و با استفاده از نسخۀ تعدیل‌شدۀ CAPM را در سال 1984 هنریکسون و مرتون ارائه کردند. در این الگو فرض می‌شود مدیر برای ارزیابی موقعیت‌سنجی بازار، نیازمند پیش‌بینی بازار روبه‌بالا (rmt>rft) و بازار روبه‌پایین است (rmt < rft). مدیری که موقعیت‌سنج توانایی است، یک بتای بالا برای سبد سرمایه‌گذاری در بازار خیزان و یک بتای پایین در بازار افتان انتخاب می‌کند. این الگو به‌صورت زیر تعریف می شود [18]:

رابطۀ2)                                                        

    

 

D متغیر مجازی است و در بازار روبه‌بالا، (rmt>rft) یک و در بازار روبه‌پایین (rmt<rft) صفر است (سایر متغیر‌ها مانند فرمول ترینر و مازوی تعریف می‌شوند). بتای سبد سرمایه‌گذاری در شرایط بازار روبه‌پایین، βp و در شرایط بازار روبه‌بالا، βppاست (شکل 2، قسمت C)، درنتیجه پارامتر γp بیان‌کنندۀ تفاوت بین بتا در بازار افتان و خیزان است و مانند الگوی ترینر و مازوی ارزش معنادار و مثبت برای آن نشان‌دهندۀ توانایی موقعیت‌سنجی خوب برای مدیر است. عبارت Drm که پیشنهاد هنریکسون و مرتون است،  به‌عنوان بازده اختیار با قیمت اعمالی برابر با نرخ بازده بدون ریسک می‌تواند تفسیر شود [23]. تفاوت بین این دو الگو در این است که الگوی رگرسیون درجه دو (ترینر و مازوی) اجازه می‌دهد بتای سبد سرمایه‌گذاری با توجه به بازده بازار، نوسان بیشتری داشته باشد، درحالی‌که رگرسیون متغیر مجازی (هنریکسون و مرتون) اجازه می‌دهد بتا صرفاً بین بازار بالا و پایین تغییرکند [16].

اساس پیش‌بینی‌های مدیر از شرایط بازار براساس اطلاعات عمومی به دست می‌آید. این اطلاعات شامل همۀ اطلاعات عمومی دردسترس و همچنین اطلاعات خصوصی است که مدیر می‌تواند به آن دست یابد. هدف رویکرد شرطی، تمایز بین استراتژی‌های سرمایه‌گذاری براساس اطلاعات عمومی و خصوصی است. عملکرد برتر تنها به مدیرانی نسبت داده می‌شود که اطلاعات و توانایی سرمایه‌گذاری برتر از سرمایه‌گذاران عمومی دارند. با توجه به این رویکرد، مدیر صندوق هیچ اعتبار اضافه‌ای برای واکنش به اطلاعات عمومی به دست نمی‌آورد؛  زیرا این اطلاعات در دسترس همۀ سرمایه‌گذاران عمومی است؛ بنابراین مدیر صندوق باید تنها اعتبار اضافه‌ای بابت استفاده از اطلاعات خصوصی به دست آورد [8]. ارزیابی عملکرد شرطی با شکل نیمه‌کارای بازار که فاما در سال 1970 مطرح کرد، همسو است؛ اما برای استفاده از الگو‌های ارزیابی عملکرد شرطی، به تعیین کارایی بازار نیازی نیست و از متغیرهای تأخیریاستفاده می شود [12]. همچنین وقتی متغیرهای شرطی در نظر گرفته می‌شود، بتا  در طول زمان می‌تواند نوسان داشته باشد؛ بنابراین از خطاهای الگو‌های غیرشرطی جلوگیری می‌شود [5]. چهار عامل توضیحی برای توضیح علت نوسان بتای صندوق در طول زمان وجود دارد که سه مورد اول آن را فرسون و اسکات (1996) بیان کرده‌اند. اول، این امکان وجود دارد که بتای دارایی‌های مبنا در طول زمان ثابت نباشد. دوم، ارزش نسبی دارایی‌های مبنا، متغیر است و وزن سبد سرمایه‌گذاری منفعل با استراتژی خرید و نگهداری تغییر خواهد کرد و بنابراین بر بتای سبد سرمایه‌گذاری اثرگذار است. سوم، مدیر صندوق  به‌صورت فعال، وزن سبد سرمایه‌گذاری خود را می‌تواند تغییر دهد [23] و دلیل چهارم که فرسون و وارتر (1996)[11] بیان کردند، این است که مدیر، خالص جریان‌های نقدی ورودی یا خروجی صندوق را نمی‌تواند کنترل کند. جریان‌های نقدی بر وجه نقدی که در صندوق نگهداری می‌شود، اثرگذار است که به‌نوبۀ خود بر بتای صندوق اثر می‌گذارد [9]؛ زیرا همان‌طور که آیپولیتو (1992)[12] اشاره کرده است، وقتی بازار خیزان است، نتیجۀ افزایش جریان‌های نقدی ورودی، کاهش بتا از حد انتظار خواهد بود و برعکس [11]؛ بنابراین فرسون و اسکات (1996) در الگوی شرطی خود، اشکالات اندازه‌گیری سنتی را با آمیختن متغیرهایی با اثر متقابل برای در برگرفتن انتظارات متغیر در طول زمان کاهش دادند. این متغیرها با اثر متقابل برداری از متغیرهای اقتصادی پیش‌‌بینی‌شدنی هستند؛ مانند بازده سود تقسیمی ، نرخ بهره و ... . فرض بر این است که بتای شرطی، بردار تابع خطی از متغیرهای پیش‌بینی‌شدنی است که به‌صورت زیر تعریف می‌شود [8]:

رابطۀ)                                

 

βp(zt-1) بتای شرطی سبد سرمایه‌گذاری در زمان t و zt-1 بردار متغیر اطلاعات عمومی با تأخیر t-1 است. این بتای شرطی برای جایگزین‌شدن با هر بتایی در الگوی غیرشرطی می‌تواند استفاده شود. مطالعات گذشته استفاده از الگوی شرطی را به‌علت عملکرد برتر از لحاظ اقتصادی و آماری پیشنهاد می‌دهد [19].

 

پیشینۀ پژوهش

بخش عمده‌ای از مطالعات انجام‌شده در زمینۀ ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی مدیر صندوق‌های سرمایه‌گذاری نشان می‌دهد مدیران به‌طور کلی توانایی موقعیت سنجی ضعیفی دارند و البته در این زمینه مشاهداتی از موقعیت‌سنجی خوب هم وجود دارد. هنگامی که از الگو‌های شرطی استفاده می‌شود نتایج موقعیت‌سنجی منفی، کاهش و قدرت توضیحی الگو افزایش می‌یابد. خلاصه‌ای از نتایج مطالعات انجام‌شده در خارج از ایران نیز بدین شرح است:

ترینر و مازوی (1996) با اضافه‌کردن عبارتی درجه دوم به الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای، توانایی موقعیت‌سنجی را با استفاده از بازده‌های سالانه برای دورۀ زمانی 1953 تا 1962 آزمودند که از مجموع 57 صندوق سرمایه‌گذاری، 56 صندوق ضریب موقعیت‌سنجی متفاوت از صفر نداشتند [22]. هنریکسون و مرتون (1984)  بیان کردند که مدیران برای نشان‌دادن توانایی موقعیت‌سنجی باید بتوانند بازار در حال رشد و نزول را پیش‌بینی کنند. نتایج آن‌ها در ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی 116 صندوق امریکایی و با استفاده از بازده ماهانه برای دورۀ 1968 تا 1980 نشان می‌داد در سطح اطمینان 95 درصد، فقط 12 صندوق، ضریب موقعیت‌سنجی معنادار دارند [10]. فرسون و اسکات (1996) بازده 67 صندوق امریکایی را در دورۀ 1968 تا 1990 با استفاده از الگوی شرطی آلفا و TM و HM بررسی کردند که میانگین عملکرد صندوق‌ها در رویکرد شرطی در مقایسه با الگوی غیرشرطی بهتر بود و تا اندازۀ زیادی شواهد ناتوانی موقعیت‌سنجی که در الگو‌های غیرشرطی اظهار شده بود، در الگو‌های شرطی حذف شده بود. آن‌ها همچنین بیان کردند که استفاده از اطلاعات شرطی، معنی‌داری آماری و اقتصادی الگو را افزایش خواهد داد [8]. وارتر و فرسون (1996) بازده ماهانۀ 63 صندوق امریکایی را در دورۀ 1968 تا 1990 بررسی کردند که با استفاده از الگوی سنتی، آلفای جنسن غالباً منفی اما با استفاده از الگوی شرطی، آلفا نزدیک به صفر بود. آن‌ها مانند فرسون و اسکات (1996) دریافتند که شواهد ناتوانی موقعیت‌سنجی غیرشرطی با استفاده از الگوی شرطی حذف می‌شود [9]. ساپا ایم (2010)[13]، 230 صندوق سرمایه‌گذاری مشترک در تایلند را در یک دورۀ هفت‌ساله از سال 2000 تا 2007 با استفاده از الگوی موقعیت‌سنجی شرطی و غیر‌شرطی TM ارزیابی کردند و هیچ توانایی موقعیت‌سنجی بین مدیران صندوق تایلندی نیافتند. نتایج با استفاده از الگوی شرطی ضعیف‌تر و کاملاً متضاد با یافته‌های فرسون و اسکات بود [19]. یولسفداتر (2010)[14] عملکرد سی و شش صندوق چینی را که در بازارهای سوئد فروخته می شود از سال 2007 تا 2010 با استفاده از الگو‌های آلفای جنسن و TM و HM در هر دو بعد شرطی و غیرشرطی آزمودند که توانایی موقعیت‌سنجی ضعیف مشاهده شد و در مقایسه بین دو رویکرد، قدرت توضیحی الگو در رویکرد شرطی بیشتر بود [23]. چن و همکاران (2013) با استفاده از TM و HM شرطی، 77 صندوق تایوانی را در دورۀ 2005 تا 2009 ارزیابی کردند که نتایج حاکی از ناتوانی موقعیت‌سنجی و عملکرد بهتر الگو‌های شرطی بود؛ اما تفاوت این دو الگو طبق پژوهش آن‌ها محسوس نبود [3]. دیهار و ماندال (2014)[15] در بررسی 80 صندوق هندی از سال 2000 تا 2013 به این نتیجه رسیدندکه مدیران صندوق هندی، توانایی موقعیت‌سنجی ندارند. آن‌ها با استفاده از الگوی شرطی به ضریب تعیین بالاتر و کاهش نتایج موقعیت‌سنجی منفی رسیدند [5].

در زمینۀ ارزیابی توانایی موقعیت‌سنجی صندوق‌های سرمایه‌گذاری در ایران، پژوهش‌های کمی انجام شده است که نتابج آن به این شرح است: تاری وردی و همکاران (1392) عملکرد شرکت‌ها و صندوق‌های سرمایه‌گذاری در سال‌های 84 تا 88  را با استفاده از الگوی موقعیت‌سنجی هنریکسون و مرتون بررسی کردند که نتایج آن‌ها نشان می‌داد مدیران شرکت‌ها و صندوق‌های سرمایه‌گذاری، مهارت موقعیت‌سنجی مناسبی ندارند [21]. تبریزی، اسدی و مظاهری(1392) 8 صندوق سرمایه‌گذاری را با استفاده از الگوهای ترینر و مازوی و هنریسکون مرتون بررسی کردند و شواهدی از موقعیت‌سنجی مثبت نیافتند [1].

 

فرضیه‌های پژوهش

فرضیۀ اول: ضریب گاما در معادلۀ رگرسیونی غیرشرطی ترینر و مازوی، تفاوت معنی‌داری از صفر ندارد.

فرضیۀ دوم: ضریب گاما در معادلۀ رگرسیونی غیرشرطی هنریکسون و مرتون، تفاوت معنی‌داری از صفر ندارد.

فرضیۀ سوم: ضریب گاما در معادلۀ رگرسیونی شرطی ترینر و مازوی، تفاوت معنی‌داری از صفر ندارد.

فرضیۀ چهارم: ضریب گاما در معادلۀ رگرسوینی شرطی هنریکسون و مرتون، تفاوت معنی‌داری از صفر ندارد.

فرضیۀ پنجم: ضریب تعیین معادلۀ رگرسیونی ترینر و مازوی شرطی از معادلۀ رگرسیونی غیرشرطی ترینر و مازوی بالاتر است.

فرضیۀ ششم: ضریب تعیین معادلۀ رگرسیونی هنریکسون و مرتون شرطی از معادلۀ رگرسیونی غیرشرطی هنریکسون و مرتون بالاتر است.

 

روش پژوهش

این پژوهش، پژوهشی کاربردی و پس‌رویدادی است و با تجزیه و تحلیل اطلاعات مشاهده‌شده انجام شده است. برای تجزیه و تحلیل داده‌ها از نرم‌افزارهای اکسل 2007 و ایویوز6 و برای دستیابی به نتایج پژوهش، الگوهای رگرسیونی چندمتغیره استفاده شده است. داده‌ها به صورت پنل و مشاهدات به‌شکل صندوق – ماه است. تعریف متغیرها مانند قسمت قبل است.

رابطۀ 4)

             

رابطۀ 5)     

         

رابطۀ 6)

       

رابطۀ 7)

      

 

رابطۀ4 و 5 به‌ترتیب الگوی غیرشرطی موقعیت سنجی ترینرمازوی و هنریکسون مرتون و رابطۀ 6 و 7 به‌ترتیب الگوی شرطی ترینرمازوی و هنریکسون مرتون است. پژوهشگران از متغیرهای عمومی مختلفی مانند بازده سود تقسیمی بازار یا نرخ بهره که قابلیت پیش‌بینی بازده بازار سهام را دارند به‌عنوان متغیرهای اطلاعاتی شرطی استفاده کرده‌اند. چن، رول و راس (1986) معتقدند متغیرهای کلان اقتصادی اثرگذار بر عملگرهای قیمت‌گذاری در اقتصاد یا اثر‌گذار بر سود سهام می‌توانند بر بازده بازار سهام نیز اثرگذار باشند [4][16]؛ بنابراین در این پژوهش با نگاهی به مطالعات گذشته در مورد عوامل کلان اقتصادی اثرگذار بر بازده بازار سهام ایران[17]، دو متغیر قیمت نفت (OP) و تغییرات قیمت دلار (FX) در بازار آزاد[18] به‌عنوان متغیرهای پیش‌بینی‌کننده انتخاب شد که براحتی اطلاعات آن در دسترس عموم قرار دارد. براین‌اساس بردار اطلاعات شرطی به‌صورت زیر تعریف و در رابطۀ 6 و 7 استفاده شد.

رابطۀ 8)

 

 

جامعۀ آماری پژوهش حاضر، صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک در حال فعالیت در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 1392 است که  این ویژگی‌ها را داشته باشند: الف) تا پایان سال 1388 تأسیس شده باشند. ب) تا پایان سال 1392 در حال فعالیت باشند. ج) صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک در سهام باشند. د) اطلاعات لازم برای این صندوق‌ها تا تاریخ 29/12/1392 در درسترس باشد. بدین‌ترتیب نمونه‌ای شامل 23 صندوق سرمایه‌گذاری بررسی شده است.

 

یافته‌ها

ایستایی داده‌ها همگی با آزمون چاو تأیید شد. ساختار داده ها در این پژوهش برای هر 4 الگو  با توجه به آزمون چاو داده‌های ترکیبیاست و آزمون هاسمن، الگوی آثار تصادفی را برای هر چهار الگو تأیید می‌کند. آمارۀ F در تمامی تخمین ها حاکی از معناداری کل رگرسیون است. همچنین آمارۀ دوربین واتسون نزدیک به دو است. جدول 1  و 2 زیرنتایج الگوی موقعیت‌سنجی غیر‌‌شرطی ترینر و مازوی و هنریکسون و مرتون  را نشان می‌دهد. در هر دو الگو از بین متغیرهای مستقل، پارامترهای عرض از مبدأ و گاما ( نشان‌دهندۀ توانایی موقعیت‌سنجی ) به‌علت > 05/0 احتمال، معنی‌دار نیستند. این نشان‌دهندۀ ناتوانی موقعیت‌سنجی با استفاده از رویکرد غیرشرطی در هر دو الگو است. سومین و چهارمین الگوی برآوردشده، الگوی شرطی ترینر و مازوی و هنریکسون مرتون است. در هر دو الگو، معناداری ضریب بازده قیمت نفت در سطح 5 درصد تأیید نشد ( جدول‌های 3 و 6). برای یافتن نهایی الگوی شرطی از آزمون متغیر اضافی (نسبت لایکلیهود) استفاده شده است تا از زائدبودن متغیر بازده قیمت نفت اطمینان حاصل شود( جدول‌های 4 و 7). نتایج الگوی نهایی شرطی ترینر و مازوی و هنریکسون-مرتون در جدول‌های 5و 8 بیان شده است. آنچه که از این دو جدول می‌توان استنتاج کرد به این صورت است: در هر دو الگوی شرطی، معنی‌داری ضریب بازده نرخ دلار را به‌عنوان متغیر اطلاعاتی شرطی در سطح خطای 5 درصد نمی‌توان رد کرد؛ اما ضریب γ معنی‌دار نیست که نشان‌دهندۀ ناتوانی موقعیت‌سنجی است.

 

 

 

 

 

 

 

 


جدول (1) نتایج آزمون فرضیۀ اول(الگوی موقعیت‌سنجی غیرشرطی ترینر و مازوی)

    

متغیر   وابسته: RP، روش تخمین: panel EGLS (آثار تصادفی مقطعی)

دورۀ   زمانی: 48، تعداد مقاطع: 23، تعداد کل مشاهدات تابلویی:1104

متغیر

ضریب

انحراف   استاندارد

مقدار   آمارۀ t

احتمال

عرض   از مبدأ

003159/0-

002115/0

492514/1-

1356/0

بازده   بازار

974374/0

032192/0

26797/30

000/0

توان   دوم بازده بازار

081244/0

379546/0

214055/0

8305/0*

ضریب   تعیین

ضریب   تعیین تعدیل‌شده

آمارۀ    F (سطح‌معناداری)

آمارۀ   دوربین واتسون

 

6960/0

6955/0

846/1260(0.000)

897/1

 

نتیجه

* با   توجه به احتمال به‌دست‌آمده از متغیر توان دوم بازده بازار (ضریب گاما)،  فرض اول را در سطح خطای پنج درصد نمی‌توان رد کرد.

 

جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ دوم (الگوی موقعیت‌سنجی غیرشرطی هنریکسون مرتون)

    

متغیر   وابسته: RP، روش تخمین: panel EGLS (آثار تصادفی مقطعی)

دورۀ   زمانی: 48، تعداد مقاطع: 23، تعداد کل مشاهدات تابلویی: 1104

متغیر

ضریب

انحراف   استاندارد

مقدار   آمارۀ t

احتمال

عرض   از مبدأ

003540/0-

002856/0

239418/1-

2155/0

بازده   بازار

959840/0

076113/0

61069/12

000/0

متغیرمجازی

027515/0

101140/0

272053/0

7856/0*

ضریب   تعیین

ضریب   تعیین تعدیل‌شده

آمارۀ   F (سطح‌معناداری)

آمارۀ   دوربین واتسون

 

6960/0

6955/0

89/126(000/0)

897/1

 

نتیجه

* با   توجه به احتمال به‌دست‌آمده از متغیر مجازی (ضریب گاما)،   در سطح خطای پنج درصد فرضیۀ دوم را نمی‌توان رد کرد

 

 

جدول (3) نتایج تخمین الگوی موقعیت‌سنجی شرطی ترینر و مازوی

    

متغیر   وابسته: RP،   روش تخمین: panel EGLS (آثار تصادفی مقطعی)

دورۀ   زمانی: 47، تعداد مقاطع: 23، تعداد کل مشاهدات تابلویی: 1081

متغیر

ضریب

انحراف   استاندارد

مقدار   آمارۀ t

احتمال

عرض   از مبدأ

003835/0-

002145/0

787537/1-

0741/0

بازده   بازار

990782/0

033223/0

82202/29

000/0

توان   دوم بازده بازار

205812/0

381958/0

538834/0

5901/0

بازده   دلار

933796/0

408792/0

284282/2-

0225/0

بازده   قیمت نفت

419124/0

298853/0

402443/1

1611/0

ضریب   تعیین

ضریب   تعیین تعدیل‌شده

آمارۀ   F   (prob F )

آمارۀ   دوربین واتسون

 

698/0

697/0

723/622  (000/0)

916/1

 

 

جدول (4) آزمون Redundant variables الگوی شرطی ترینر و مازوی

متغیر   زائد: بازده قیمت نفت

آمارۀ   F

Prob.F(1.1054)

966847/1

1611/0*

نتیجه

*تأثیر   متغیر بازده قیمت نفت بر متغیر وابسته تأیید نشد.

 

جدول (5) نتایج آزمون فرضیۀ سوم (الگوی نهایی موقعیت‌سنجی شرطی ترینر و مازوی)

    

متغیر   وابسته: RP،   روش تخمین: panel EGLS (آثار تصادفی مقطعی)

دورۀ   زمانی: 47، تعداد مقاطع: 23، تعداد کل مشاهدات تابلویی:1081

متغیر

ضریب

انحراف   استاندارد

مقدار   آمارۀ t

احتمال

عرض   از مبدأ

003555/0-

002136/0

664198/1-

9946/0

بازده   بازار

995504/0

033067/0

10542/30

000/0

توان   دوم بازده بازار

137569/0

379019/0

362961/0

6167/0*

بازده   دلار

899225/0-

408235/0

202714/0-

0278/0

ضریب   تعیین

ضریب   تعیین تعدیل‌شده

آمارۀ   F   (سطح‌معناداری)

آمارۀ   دوربین واتسون

 

697/0

696/0

882/828   (000/0)

912/1

 

نتیجه

با   توجه به احتمال به‌دست‌آمده ، از متغیر توان دوم بازده بازار (ضریب گاما) فرض   سوم را در سطح خطای پنج درصد نمی‌توان رد کرد.

 

جدول(6) نتایج تخمین الگوی موقعیت‌سنجی شرطی هنریکسون مرتون

    

متغیر   وابسته: RP

روش   تخمین: panel EGLS ( آثارتصادفی مقطعی)

دورۀ   زمانی: 47، تعداد مقاطع: 23، تعداد کل مشاهدات تابلویی: 1081

متغیر

ضریب

انحراف   استاندارد

مقدار   آمارۀ t

احتمال

عرض   از مبدأ

004218/0-

002865/0

472257/1

1412/0

بازده   بازار

973798/0

076277/0

76658/12

000/0

متغیرمجازی

042352/0

101014/0

419268/0

6751/0

بازده   قیمت دلار

931807/0-

408993/0

278294/2-

0229/0

بازده   قیمت نفت

400071/0

296454/0

349520/1

17775/0

ضریب   تعیین

ضریب   تعیین تعدیل‌شده

آمارۀ   F(prob F )

آمارۀ   دوربین واتسون

 

698/0

697/0

628/6022  (000/0)

915/1

 

 

جدول(7) آزمون Redundant variables الگوی شرطی هنریکسون و مرتون

متغیر   زائد: RMOP

آمارۀ   F

Prob.F(1.1054)

821205/1

1775/0

نتیجه

*تأثیر   متغیر بازده قیمت نفت بر متغیر وابسته تأیید نشد.

 

جدول (8) نتایج آزمون فرضیۀ سوم (الگوی نهایی موقعیت‌سنجی شرطی هنریکسون و مرتون)

    

متغیر وابسته: RP، روش تخمین: panel EGLS   ( آثار تصادفی مقطعی)

دورۀ زمانی: 47، تعداد مقاطع:   23، تعداد کل مشاهدات تابلویی:1081

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

مقدار آمارۀ t

احتمال

عرض از مبدأ

004076/0-

002864/0

423055/1-

1550/0

بازده بازار

975128/0

076300/0

78011/12

000/0

متغیرمجازی

040748/0

101046/0

403267/0

6868/0*

بازده دلار

897226/0-

408349/0

197207/2-

0282/0

ضریب تعیین

ضریب تعیین تعدیل‌شده

آمارۀ F

(سطح‌معناداری)

آمارۀ دوربین واتسون

 

697/0

696/0

91/821 (00/0)

91/1

 

نتیجه

* با توجه به احتمال به‌دست‌آمده   از متغیر مجازی در سطح خطای پنج درصد فرضیۀ چهارم را نمی‌توان رد کرد.

 

 

 

 

 

برای بررسی فرضیه‌های 5 و 6 ، ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌شده را از جدول‌های 2،1، 5 و 8 استخراج می‌کنیم. همان‌طور که در جدول 9 مشاهده می‌شود، تفاوت ضریب تعیین دو الگو، یک‌هزارم است؛ بنابراین می‌توان گفت که ضریب تعیین دو الگو، تفاوت معناداری با هم ندارند، بنابراین فرضیۀ پنجم و ششم رد می‌شوند.

 

 

جدول (9) مقایسۀ ضریب تعیین دو الگوی شرطی و غیرشرطی

ضریب   تعیین تعدیل‌شده

ضریب   تعیین

 

695/0

6960/0

الگوی   غیرشرطی ترینر و مازوی

696/0

697/0

الگوی   شرطی ترینر و مازوی

695/0

696/0

الگوی   غیرشرطی هنریکسون و مرتون

696/0

697/0

الگوی   شرطی هنریکسون و مرتون

 


نتیجه‌گیری و پیشنهادها

نتایج آزمون فرضیه‌ها از دو جنبۀ توانایی موقعیت‌سنجی مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک و مقایسۀ دو رویکرد شرطی و غیرشرطی بررسی‌شدنی هستند.

در مورد ارزیابی توانایی موقعیت سنجی، همان‌طور که مشاهده شد، توانایی موقعیت‌سنجی مثبت و معنادار با استفاده از الگوهای شرطی و غیرشرطی ترینر و مازوی و هنریکسون و مرتون مشاهده نشد. این بدان معنا است که صندوق‌های سرمایه‌گذاری مورد مطالعه با استفاده از کلیّۀ اطلاعات عمومی (الگوی غیرشرطی) و خصوصی (الگوی شرطی) توانایی پیش‌بینی جهت‌های بازار و تعدیل بتای سبد سرمایه‌گذاری نسبت به آن را  نداشتند. این نتایج مشابه پژوهش‌های انجام‌شده در ایران مانند پژوهش‌های وردی و همکاران (1392) و تبریزی، اسدی و مظاهری (1392) و پژوهش‌های هنریکسون و مرتون (1984)، ترینر و مازوی(1996)، فرسون و اسکات (1996)، سامئولسون و یولسفداتر (2010)، ساپا-ایم (2010) ، چن ، چانگ و هو (2013) و دیهار و ماندال (2014) و ... در خارج از ایران است. 

با توجه به اینکه ارزش‌های فراوانی با استفاده از موقعیت‌سنجی موفق به دست می‌آید، در کشورهای توسعه‌یافته، در بازارهای نزدیک به کارا، می‌توان انتظار داشت که شواهد آشکار مرتبط با چنین مهارت‌هایی پوشیده شود؛ اما در مورد بازارهای نوظهور مثل ایران[19] یک دلیل ساده برای عملکرد ضعیف در هر دو مالگوی موقعیت‌سنجی شرطی و غیرشرطی می‌تواند این باشد که تحلیلگران توانمند (برتری) وجود ندارند یا اینکه شرکت‌های سرمایه‌گذاری، هم تحلیلگران توانمند و هم افراد غیرحرفه‌ای را استخدام می‌کنند که بازده‌های حاصل از عملکرد تحلیلگران حرفه‌ای با عملکرد تحلیلگران غیرحرفه‌ای خنثی می‌شود. این نتایج مطالعاتی را تأیید می‌کند که از استراتژی سرمایه‌گذاری غیرفعال حمایت می‌کنندو معتقدند که شواهد تجربی گذشته گواه بر این مدعا است که به‌دست‌آوردن عملکرد برتر با استراتژی‌های فعال مشکل است.

بخش دیگر این پژوهش به مقایسۀ رویکرد شرطی و غیرشرطی مربوط است. در این پژوهش، از دو متغیر بازده دلار و بازده قیمت نفت به‌عنوان متغیرهای اطلاعاتی پیش‌بینی‌کنندۀ روند بازار استفاده شد. از این دو متغیر فقط بازده دلار از لحاظ آماری معنادار بود و به‌عنوان متغیر اطلاعاتی اثرگذار بر بازده بازار و بازده صندوق استفاده شد. نتایج تجزیه و تحلیل داده‌ها نشان داد هر دو الگوی شرطی و غیرشرطی هنریکسون و مرتون و ترینر و مازوی، قدرت توضیحی یکسانی دارند.این نتایج مخالف یافته‌های فرسون و اسکات (1996)، روی و دب (2003)، فرسون و وارتر(1996)، سامئولسون و یولسفداتر (2011)، ماندال و دهار (2014) و موافق یافته‌های ساپاایم (2010) و چن، چانگ، لین و لان (2013) است. متفاوت‌بودن نتایج پژوهش می‌تواند به‌علت متفاوت‌بودن متغیرهای اطلاعاتی استفاده‌شده در این پژوهش با سایر پژوهش‌های انجام‌‌شده در خارج از ایران باشد. همچنین وجود متغیرهای اطلاعات عمومی اثرگذار دیگری بر روند بازار ایران که از دید پژوهشگر پنهان مانده است. در هر صورت با در نظرگرفتن ، متغیر قیمت دلار به‌عنوان تنها متغیر اطلاعاتی شرطی، برتری رویکرد شرطی نسبت به غیرشرطی در بررسی ارزیابی عملکرد صندوق‌های سرمایه‌گذاری ایران مشاهده نشد و لازم است پژوهش‌های بیشتری در این زمینه انجام شود. در نهایت می‌توان گفت با توجه به نتایج بالا، سرمایه‌گذاران در ایران می‌توانند اعتماد بیشتری نسبت به صندوق‌های شاخصی داشته باشند که در زمان انجام این پژوهش، یک نمونۀ آن در ایران در حال فعالیت است (صندوق‌های شاخصی نمونه، صندوق‌های با مدیریت غیرفعال و هزینۀ کارمزد پایین‌تر هستند). مدیران صندوق‌های فعال نیز بهتر است روند‌های بازار را در نظر بگیرند و در راستای توانایی موقعیت‌سنجی برای تعدیل بتای صندوق خود اقدام کنند.

در این پژوهش از دو متغیر بازده قیمت دلار و نفت به‌عنوان متغیرهای اطلاعاتی شرطی تأثیر‌گذار بر بازده بازار و سبد سرمایه‌گذاری استفاده شد. پیشنهاد می‌‌شود از سایر متغیرهای اطلاعاتی تأثیرگذار اقتصادی و همچنین متغیر اطلاعاتی سیاسی (تأثیر اخبار سیاسی: هسته‌ای ، انتخابات و ...) که به نظر بر روند بازار در ایران اثرگذار است، به‌عنوان متغیر اطلاعاتی شرطی برای ارزیابی توانایی موقعیت سنجی استفاده شود تا با ورود متغیرهای جدید به نتایج مطلوب‌تری دست یافته شود. ارزیابی عملکرد توانایی موقعیت‌سنجی در بازه زمانی کوتاه‌تر هفتگی به جای ماهانه، همچنین استفاده از معیارهای وزنی شرطی برای ارزیابی عملکرد از دیگر پیشنهادها برای پژوهش‌های بعدی است.

 

منابع

 [1] Abdoh Tabrizi, H., Asadi, B., & Mazaheri, S. (2013).Study of Security Selection and Market Timing Abilities in Mutual Funds in Iranian Capital Market. Financial Research, 15(2), 247-268

 [2] Bodie, Z., Kane, A., & Marcus, A. (2008). Investments (R. Farhadi & S. M. Shariat panahi, Trans.). Tehran: Bourse.

[3] Chen, Dar-Hsin. Chuang, C. lin,j and lan,c. (2013). Market timing and stock selection ability of mutual fund managers in Taiwan: applying the traditional and conditional approaches.Applied Finance. 4(1).pp.75-90

 [4] Chen, Nai-Fu.Roll, Richard and Ross, Stephen A.(1986). Economic forces and the stock market. Journal of business. 59(3).PP. 383-403.

 [5] Dhar, Joyjit, and Mandal, Kumarjit. (2014). Market timing abilities of Indian mutual fund managers: an empirical analysis. DECISION. 41(3).pp.299-311

 [6] Fama, Eugene F. (1972). Components of investment performance." The Journal of finance. 27(3). pp: 551-568.

 [7] Ferson, Wayne E. (2010). Investment performance evaluation. Annu. Rev. Financ. Econ.2 (1). pp. 207-234.

 [8] Ferson, Wayne E., and Schadt, Rudi W. (1996).Measuring fund strategy and performance in changing economic conditions. The Journal of Finance. 51(2). pp. 425-461.

 [9] Ferson, Wayne E., and Warther,Vincent A.(1996).Evaluating fund performance in a dynamic market. Financial Analysts Journal. 52 (6) .pp. 20-28.

 [10] Henriksson, Roy D., and Merton ,Robert C.(1981). on market timing and investment performance. II. Statistical procedures for evaluating forecasting skills. Journal of business. 54 (4). pp. 513-533.

 [11] Ippolito, R.A. (1992).Consumer reaction to measures of poor quality: Evidence from the mutual fund industry.Journal of Law and Economics, 35(1).pp. 45-70

 [12] khodarahmi, b., Ahmadinia, h., & daghani, R.(2011). Management of Mutual Funds in Iran. Tehran: Termeh

 [13] Lee, Cheng-few, and Rahman,Shafiqur. (1990).Market timing, selectivity, and mutual fund performance: An empirical investigation.Journal of Business.pp.261-278.

 [14] Leite, Paulo Armada, and Maria Ceu Cortez. (2009).Conditioning information in mutual fund performance evaluation: Portuguese evidence. The European Journal of Finance, 15 (5-6). pp. 585-605.

 [15] Le Sourd, Véronique. (2007). Performance measurement for traditional investment. Financial Analysts Journal, 58 (4). pp. 36-52

 [16] Mashayekh, s., shahrokhi, s., & Bashirimanesh, n.(2013).performnce Mutual Fund from Theory to Practice. Studies of Accounting and Auditing, 2(7), 74-91

 [17] Roshangarzade, A., Ahmadi.M.R.(2011). Evaluating performance of mutual funds by measures based on post modern portfolio theory and the relationship between their rankings with measures based on modern portfolio theory. Financial Accounting Researches, 3 (7), 143-160

 [18] Škrinjarić, Tihana.(2013). Market timing ability of mutual funds with tests applied on several Croatian funds. Croatian Operational Research Review .4 (1). pp. 176-186.

 [19]Suppa-Aim. (2010). Mutual fund performance in emerging markets : the case of Thailand. (PhD), University of Birmingham, England.

 [20] Tehrani, R., & Noorbaakhsh, A.(2010). Investments: Analysis and Management. Tehran: Negahedanesh

 [21] Tariverdi, Y., Faraji Armaki, M., Daghani, R., & Heidarpour, F. (2013). Portfolio Performance Evaluation in mutual Funds and Investment  Companies With Henriksson – Merton Model. Journal of Empirical Research in Accounting, 2(3), 83-99

 [22] Treynor, Jack, and Mazuy, Kay.(1996).Can mutual funds outguess the market. Harvard business review .44(4).pp.131-136.

 [23] Ulfsdotter, A. (2011). China-focused Mutual Funds: A Study of Performance, Selectivity and Market Timing. (Bachelor Thesis in Finance), Stockholm, Sweden.

 

 


 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1. Passive

2. Stock selection

3. Market timing

4. Treynor–Mazuy(1996)

1. Henriksson–Merton (1984)

2. Unconditional Approach

3. Conditional Approach

4. Ferson and Schadt (1996)

[9]. Fama (1972)

1. Options

1. Ferson & Warther (1996)

[12]. Ippolito

[13]. Suppa-aim (2010)

[14]. Ulfsdotter(2010)

[15]. Dhar and Mandal (2014)

1. دو متغیری که به‌صورت متداول به‌عنوان متغیرهای اطلاعاتی شرطی در پژوهش‌های گذشته استفاده شده‌اند، متغیر بازده سود نقدی بازار (همان شاخص TEDIX در ایران ) و نرخ بازده اوراق خزانه است که در زمان انجام پژوهش اطلاعات این دو موجود نبود؛ بنابراین بناچار از پژوهش حذف شدند.

17 لی و همکاران (2009) ، فالیباف اصل (1381)، سجادی و همکاران (1389)، جوکارتنگ کرمی (1385)، سجادی و فرازمند و صوفی (1389)، سعیدی و امیری (1389)، فتحی، احمدی نیا و افراسیابی (1390) و پدارم (1391).

18 بازده‌های ماهانه با استفاده از فرمول                          محاسبه شده‌اند.

[19]. فرهاد و آقایی محمدعلی(1388) در پژوهشی با عنوان تحقیقی پیرامون شکل ضعیف کارایی در بازارهای نوظهور: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران، کارایی بازار ایران را در سطح ضعیف هم رد کردند.

 [1] Abdoh Tabrizi, H., Asadi, B., & Mazaheri, S. (2013).Study of Security Selection and Market Timing Abilities in Mutual Funds in Iranian Capital Market. Financial Research, 15(2), 247-268

 [2] Bodie, Z., Kane, A., & Marcus, A. (2008). Investments (R. Farhadi & S. M. Shariat panahi, Trans.). Tehran: Bourse.

[3] Chen, Dar-Hsin. Chuang, C. lin,j and lan,c. (2013). Market timing and stock selection ability of mutual fund managers in Taiwan: applying the traditional and conditional approaches.Applied Finance. 4(1).pp.75-90

 [4] Chen, Nai-Fu.Roll, Richard and Ross, Stephen A.(1986). Economic forces and the stock market. Journal of business. 59(3).PP. 383-403.

 [5] Dhar, Joyjit, and Mandal, Kumarjit. (2014). Market timing abilities of Indian mutual fund managers: an empirical analysis. DECISION. 41(3).pp.299-311

 [6] Fama, Eugene F. (1972). Components of investment performance." The Journal of finance. 27(3). pp: 551-568.

 [7] Ferson, Wayne E. (2010). Investment performance evaluation. Annu. Rev. Financ. Econ.2 (1). pp. 207-234.

 [8] Ferson, Wayne E., and Schadt, Rudi W. (1996).Measuring fund strategy and performance in changing economic conditions. The Journal of Finance. 51(2). pp. 425-461.

 [9] Ferson, Wayne E., and Warther,Vincent A.(1996).Evaluating fund performance in a dynamic market. Financial Analysts Journal. 52 (6) .pp. 20-28.

 [10] Henriksson, Roy D., and Merton ,Robert C.(1981). on market timing and investment performance. II. Statistical procedures for evaluating forecasting skills. Journal of business. 54 (4). pp. 513-533.

 [11] Ippolito, R.A. (1992).Consumer reaction to measures of poor quality: Evidence from the mutual fund industry.Journal of Law and Economics, 35(1).pp. 45-70

 [12] khodarahmi, b., Ahmadinia, h., & daghani, R.(2011). Management of Mutual Funds in Iran. Tehran: Termeh

 [13] Lee, Cheng-few, and Rahman,Shafiqur. (1990).Market timing, selectivity, and mutual fund performance: An empirical investigation.Journal of Business.pp.261-278.

 [14] Leite, Paulo Armada, and Maria Ceu Cortez. (2009).Conditioning information in mutual fund performance evaluation: Portuguese evidence. The European Journal of Finance, 15 (5-6). pp. 585-605.

 [15] Le Sourd, Véronique. (2007). Performance measurement for traditional investment. Financial Analysts Journal, 58 (4). pp. 36-52

 [16] Mashayekh, s., shahrokhi, s., & Bashirimanesh, n.(2013).performnce Mutual Fund from Theory to Practice. Studies of Accounting and Auditing, 2(7), 74-91

 [17] Roshangarzade, A., Ahmadi.M.R.(2011). Evaluating performance of mutual funds by measures based on post modern portfolio theory and the relationship between their rankings with measures based on modern portfolio theory. Financial Accounting Researches, 3 (7), 143-160

 [18] Škrinjarić, Tihana.(2013). Market timing ability of mutual funds with tests applied on several Croatian funds. Croatian Operational Research Review .4 (1). pp. 176-186.

 [19]Suppa-Aim. (2010). Mutual fund performance in emerging markets : the case of Thailand. (PhD), University of Birmingham, England.

 [20] Tehrani, R., & Noorbaakhsh, A.(2010). Investments: Analysis and Management. Tehran: Negahedanesh

 [21] Tariverdi, Y., Faraji Armaki, M., Daghani, R., & Heidarpour, F. (2013). Portfolio Performance Evaluation in mutual Funds and Investment  Companies With Henriksson – Merton Model. Journal of Empirical Research in Accounting, 2(3), 83-99

 [22] Treynor, Jack, and Mazuy, Kay.(1996).Can mutual funds outguess the market. Harvard business review .44(4).pp.131-136.

 [23] Ulfsdotter, A. (2011). China-focused Mutual Funds: A Study of Performance, Selectivity and Market Timing. (Bachelor Thesis in Finance), Stockholm, Sweden.