توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکترا، گروه حسابداری، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

2 دانشیار گروه حسابداری، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

10.22108/amf.2020.118954.1460

چکیده

هدف: ریسک دنبالۀ چپ احتمال وقوع رویدادهای نامطلوب را نشان می‌‌دهد. سرمایه‌‌گذارانی که با ریسک دنبالۀ چپ روبه‌رو می‌‌شوند، بازده منفی بزرگی را تجربه می‌‌کنند. ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی هم استمرار دارد. سرمایه‌‌گذاران انفرادی، به ریسک دنبالۀ چپ توجه محدودی نشان می‌دهند و سهام مذکور را نگه می‌‌دارند؛ بنابراین، برخلاف انتظارشان در دورۀ آتی هم بازده منفی‌‌ بزرگی را تجربه می‌‌کنند. هدف پژوهش حاضر، بررسی توجه محدود سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ است.
روش: بدین منظور 120 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1388 تا 1396 با استفاده از روش رگرسیون فاما و مکبث تجزیه و تحلیل شد.
نتایج: نتایج نشان می‌‌دهد توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ محدود نیست و بر این اساس فرضیۀ پژوهش رد شد. شواهد نشان‌دهندۀ آن است که سرمایه‌‌گذاران انفرادی به‌دلیل ظرفیت و اعتمادبه‌نفس کمی که در پذیرش ریسک دارند، برنامۀ سرمایه‌‌گذاری محافظه‌‌کارانه‌‌ای را در پیش می‌‌گیرند و احتمال استمرار ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی را در نظر می‌گیرند و اقدام به فروش سهام خود می‌‌کنند.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Individual Investors’ Attention to Left Tail Risk

نویسندگان [English]

  • Mahshid Shahrzadi 1
  • Daryoosh Forooghi 2
1 1. Ph.D. Candidate, Department of Accounting, Faculty of Administrate and Economic, University of Isfahan, Iran
2 2. Associate Prof., Department of Accounting, Faculty of Administrate and Economic, University of Isfahan, Isfahan, Iran
چکیده [English]

Objective: Left tail risk shows the probability of the occurrence of undesirable events. Investors who undergo the left tail risk are likely to experience considerable negative returns since the left tail risk oftentimes continues to the next period. Thus, if individual investors show scant attention to the left tail risk, holding the risky stocks, high levels of negative return are almost inevitable. The purpose of this study is to investigate whether or not the attention of individual investors to the risk is limited.
Method: Data fromone hundred and twenty (120) companies listed in Tehran Stock Exchange during the period from 2010 to 2018 was analysed using Fama regression and Macbeth.
Results: The results of the present research suggest that individual investors, due to their little capacity and confidence in accepting risks, pursue a conservative investment program and their selling of their stocks depends on the probability of the left tail risk persistence in the next period.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Value at Risk
  • conditional value at risk
  • Expected Excess Returns
  • Left Tail Risk

مقدمه.

افراد به‌طور معمول شانس خود را برای تجربۀ رویدادهای منفی، کمتر از حد ولی برای رویدادهای مثبت بیشتر از حد تخمین می‌زنند؛ درواقع، افراد احتمال تجربۀ رویداد منفی را دست‌ کم می‌‌گیرند و برعکس، احتمال تجربۀ رویدادهای مثبت را دست بالا برآورد می‌‌کنند. این پدیده «خوش‌‌بینی غیرواقعی[1]» نامیده می‌‌شود (شاه[2]، هریس[3]، برد[4]، کاتمور[5] و هان[6]، 2016)؛ خوش‌‌بینی غیرواقعی ویژگی انسانی فراگیری است که بر حوزه‌‌هایی از روابط شخصی گرفته تا سیاست و مالی اثر می‌گذارد. اینکه افراد چگونه با وجود رویارویی مکرر با اطلاعاتی که باورهای غلطشان را به چالش می‌کشد، باز هم خوش‌بینی غیرواقعی خود را حفظ می‌کنند، هنوز ناشناخته باقی مانده است؛ درواقع، نوعی عدم تقارن در به‌‎روزرسانی باورها در بخش‌هایی از مغز انسان وجود دارد. افراد بیشتر اعتقادشان را در پاسخ به اطلاعات بهتر از انتظارشان (رویدادهای مطلوب) به‌روزرسانی می‌‌کنند. به دیگر سخن، آنها تنها اطلاعاتی را انتخاب می‌‌کنند که از چشم‌‌اندازشان حمایت می‌‌کند. افراد به اطلاعات نامطلوب نسبت به مطلوب وزن کمتری می‌دهند و رویدادهای منفی را کم تخمین می‌‌زنند که این به‌خودی‌خود سبب خوش‌بینی غیرواقعی می‌‌شود و هر چقدر رویدادها نامطلوب‌‌تر باشد، شکاف بین باور عموم و واقعیت قضیه برای آنها بیشتر است (شاروت[7]، 2011). توضیح احتمالی دربارۀ خوش‌‌بینانه رفتارکردن افراد این است که آنها این خوش‌بینی را می‌‌خواهند؛ زیرا آنها را آسوده‌خاطر می‌کند. با ترس از اینکه ممکن است رنج رویداد منفی را متحمل شوند، به‌عمد استدلال خود را تحریف می‌‌کنند تا به این فکر کنند که در معرض خطر کمتری هستند و بدین صورت اطمینان خاطر پیدا می‌‌کنند (گلد[8]، 2008).

وقوع رویدادهای نامطلوب افراد را غافلگیر می‌‌کند؛ البته نه به‌دلیل اینکه اینگونه رویدادها خیلی بزرگ و تصادفی‌اند؛ بلکه به این دلیل که افراد خوش‌‌بینی غیرواقعی نسبت به رخ‌ندادن اینگونه اتفاقات دارند. تعصبات فکری افراد این غافلگیری‌‌های بزرگ را برای آنها رقم می‌‌زند. این غافلگیری‌‌ها را قوی سیاه[9] می‌‌نامند؛ قوی سیاه به رخدادهای نامطلوبی اشاره دارد که به‌طور معمول کسی انتظار وقوع آنها را ندارد. در مباحث مالی یک قوی سیاه، رویداد بسیار نامطلوب و شدیدی را نشان می‌‌دهد که قادر است امواج شوک را ازطریق بازارهای مالی به‌صورت کلی یا به طبقه‌‌ای از دارایی‌‌های خاص ارسال کند. این رویدادهای نامطلوب در حدود سه انحراف معیار به بعد در منحنی توزیع قرار می‌‌گیرند (طالب[10]، 2007). این قسمت جایی است که اصطلاح دنبالۀ چپ[11] برای آن به کار می‌‌رود و احتمال وقوع رویداد نامطلوب در دنبالۀ چپ تابع توزیع را ریسک دنبالۀ چپ[12] می‌‌نامند.

آتیلگان[13]، بالی[14]، دمیرتاس[15] و گانایدین[16] (2018) نشان دادند ریسک دنبالۀ چپ پیش‌‌بینی‌کنندۀ قوی بازده موردانتظار منفی است و این ریسک در آینده نیز استمرار دارد؛ اما سرمایه‌‌گذارانی که با رویداد دنبالۀ چپ روبه‌رو می‎‌شوند (سهامی دارند که به‌تازگی زیان هنگفتی را تجربه کرده است)، احتمال تداوم این زیان شدید در دورۀ آتی را دست کم می‌‌گیرند و این سهام را نگه می‌‌دارند. این رفتار بیشتر از سرمایه‌‌گذاران انفرادی بروز می‌‌کند. آنها به ریسک دنبالۀ چپ توجه نمی‌‌کنند و با انتظاری که از برگشت بازده به میانگین دارند، اوراق بهاداری را که به‌تازگی زیان بزرگی را تجربه کرده‌اند (ریسک دنبالۀ چپ بالا دارند)، به امید کسب بازده مثبت (بازده کمتر منفی) برای جبران ضرر قبلی خود نگه می‌‌دارند؛ اما سرمایه‌‌گذاران نهادی در صورت داشتن سهام‌‌هایی با ریسک دنبالۀ چپ بالا، سبد خود را تعدیل می‌‌کنند؛ زیرا نسبت به این موضوع آگاه‌اند که بازده منفی گذشته ممکن است تا دورۀ مشخصی از آینده نیز تداوم داشته باشد؛ بنابراین، سهام‌‌های با ریسک دنبالۀ چپ بالا را به‌موقع به فروش می‌‌رسانند تا از تحمل زیان بیشتر در آینده درامان بمانند. سرمایه‌‌گذاران انفرادی نسبت به سرمایه‌‌گذاران نهادی بازده منفی شدیدتری را تجربه می‌کنند (به‌دلیل استمرار ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی). تاکنون در ایران دربارۀ موضوع توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ، پژوهشی انجام نشده است؛ ولی مطالعه‌‌هایی با عنوان مقادیر حدی (که همان مشاهدات دنباله‌‌ای ناشی از وقوع رویداد مطلوب یا نامطلوبی هستند که احتمال وقوع این رویدادها، سرمایه‌‌گذاران را با ریسک دنبالۀ چپ یا راست روبه‌رو می‌‌کند) انجام شده است (فلاح‌شمس و غضنفری، 2016؛ دولو و دشتی، 2018؛ بابالوئیان، نیکومرام، وکیلی‌فرد و رهنمای‌رودپشتی، 2018). با وجود این، در پژوهش‌‌های مذکور تنها بر ارائۀ روش‌‌های محاسبۀ مقادیر حدی تمرکز و روش ریاضی برای محاسبۀ مقادیر حدی به‌طور کلی ارائه شده است (بدون تفکیک توجه به مقادیر حدی راست یا چپ). از آنجا که توجه محدود سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ ممکن است برای آنها بازده منفی شدیدی را به‌همراه داشته باشد و اثر ویرانگری بر بازده سبد سرمایه‌‌گذاری بگذارد، هدف پژوهش حاضر بررسی توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ است و انتقال دانش محسوب می‌‌شود؛ بنابراین، سؤال پژوهش بدین شرح است: آیا سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ توجه محدود دارند؟ علاوه بر این، در این پژوهش از دو معیار ارزش در معرض ریسک[17] (VaR) و ارزش در معرض ریسک شرطی[18] (C-VaR) به‌منزلۀ سنجه‌‌ها‌‌ی ریسک دنبالۀ چپ و برای ارزیابی هر دو معیار مذکور به‌طور جداگانه از احتمال‌‌های 1 درصد و 5 درصد استفاده شده است. در ادامه ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ تجربی مرتبط با موضوع بررسی و سپس روش پژوهش و یافته‌‌ها و در انتها، نتایج و پیشنهادهای پژوهش ارائه شده است.

 

مبانی نظری.

طبق نظریۀ مدرن سبد سهام مارکویتز[19] (1952) کل تغییرپذیری بازده پیرامون میانگین، ریسک در نظر گرفته می‌‌شود. در این نظریه فرض بر این است که تابع توزیع بازده نرمال است و نوسان بالای میانگین و نوسان پایین میانگین هم‌ارزش‌اند. همزمان با این ادعای مارکویتز، ری[20] (1952) بیان کرد که برای سرمایه‌‌گذاران تأمین امنیت اصل سرمایه نسبت به کسب بازده، اولویت دارد. به دیگر سخن، سرمایه‌‌گذاران بیشتر از آنکه به‌دنبال کسب بازده باشند، به‌دنبال حفظ اصل سرمایۀ خود هستند؛ درواقع، نظر ری بر پایۀ یکسان‌نبودن اهمیت نوسان‌‌های مثبت و منفی پیرامون میانگین است؛ درنهایت، مارکویتز (1959) با در نظر گرفتن این موضوع که تابع توزیع بازده ممکن است نرمال نباشد، تنها kوسان‌‌های منفی را ریسک در نظر گرفت که این ریسک، ریسک نامطلوب[21]نامیده می‌‌شود و زیربنای نظریۀ فرامدرن سبد سهام[22] قرار گرفت. با وجود معرفی ریسک نامطلوب، شارپ[23] (1964)، لینتنر[24] (1965) و موسین[25] (1966) نخستین الگوی قیمت‌‌گذاری دارایی‌‌های سرمایه‌‌ای[26] (CAPM) را بر پایۀ نظریۀ مدرن سبد سهام ارائه کردند. الگوی CAPM تنها عامل توضیح‌دهندۀ بازده مازاد موردانتظار دارایی را ریسک سیستماتیک (بتا) معرفی کرد؛ اما پژوهش‌‌هایی از قبیل‌‌ مائو[27] (1970) و هارلو[28] و رائو[29] (1989) نشان دادند ریسک نامطلوب نسبت به بتا، توضیح‌دهندۀ بهتری برای بازده مازاد موردانتظار دارایی است.

به‌تدریج پژوهش‌‌های متعددی انجام شد که علاوه بر عوامل ریسکی همچون بتا و ریسک نامطلوب، ویژگی‌‌های خاص شرکتی را نیز توضیح‌دهندۀ بازده مازاد موردانتظار معرفی کردند که در ادبیات مالی با عنوان ناهنجاری‌‌های بازار شناخته شدند؛ ازجمله این ناهنجاری‌‌ها می‌‌توان به بازده ماه قبل (جگادیش[30]، 1990)، اندازه، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (فاما[31] و فرنچ[32]، 1992)، توالی حرکت قیمت سهام[33] (جگادیش و تیتمن[34]، 1993)، هم‌‌چولگی[35] (هاروی[36] و سیدیک[37]، 2000)، عدم نقدشوندگی[38] (آمیهود[39]، 2002) و نوسان‌‌پذیری ویژه[40] (آنگ[41]، هودریک[42]، زینگ[43] و ژانگ[44]، 2006) اشاره کرد که به‌منزلۀ توضیح‌دهندۀ بازده مازاد موردانتظار معرفی شدند. به‌طوری که دارایی‌‌هایی با بازده ماه قبل پایین‌‌تر، اندازۀ کمتر، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالاتر، توالی حرکت قیمت بالاتر، هم‌‌چولگی کمتر، عدم ‌‌نقدشوندگی کمتر و نوسان‌‌پذیری ویژۀ کمتر، پیش‌بینی‌کنندۀ بازده مازاد موردانتظار بالاتری هستند.

علاوه بر ناهنجاری‌‌های ذکرشده، به‌تازگی ناهنجاری جدیدی با نام ناهنجاری ریسک دنبالۀ چپ معرفی و از آن به‌منزلۀ ویژگی خاص شرکتی یاد شده است که توضیح‌دهندۀ بازده مازاد موردانتظار است و محتوای اطلاعاتی متفاوت از تمام عوامل ریسک و ویژگی‌‌های خاص شرکتی دارد که تاکنون برای پیش‌‌بینی بازده مازاد موردانتظار معرفی شده‌‌اند‌‌ (آتیلگان و همکاران، 2018). به‌دنبال آن پژوهش‌‌هایی همچون پژوهش نگاین[45] (2018)، لانگ[46]، جیانگ[47] و ژو[48] (2018) و آندرسن[49]، فصاری[50] و تودوروف[51] (2019) دربارۀ ریسک دنبالۀ چپ انجام شد که نتایج آنها نشان داد ریسک دنبالۀ چپ، پیش‌‌بینی‌کنندۀ قوی بازده موردانتظار است.

ریسک دنبالۀ چپ احتمال وقوع رویدادهای نامطلوبی را نشان می‌‌دهد که به‌طور معمول کسی انتظار وقوع آنها را ندارد. این رویدادهای نامطلوب در صورت وقوع، پیامدهای شدیدی را با خود به‌همراه دارند (بازده منفی شدید) که امواج شوک قیمتی را ازطریق بازارهای مالی به‌صورت کلی یا به طبقه‌‌ای از دارایی‌‌های خاص ارسال می‌کنند. پیامد حاصل از این رویدادها در حدود سه انحراف معیار از میانگین به بعد در سمت چپ منحنی توزیع بازده قرار می‌‌گیرد (دنبالۀ چپ).

براساس الگوی مدرن سبد سهام، بازده بازار از توزیع نرمال پیروی می‌‌کند و با این فرض احتمال اینکه بازده بین میانگین و سه انحراف معیار از میانگین (یا مثبت یا منفی) تغییر کند، تقریباً 7/99% است؛ یعنی احتمال آنکه بازده فراتر از 3 انحراف معیار از میانگین تغییر کند، حدود 03/0% است. این فرض که بازده بازار از توزیع نرمال پیروی می‌‌کند، زیربنای بسیاری از الگو‌‌های مالی از قبیل الگوی CAPM است؛ اما فرض مذکور به‌درستی بازده‌‌های دنباله‌‌ای (بازده‌‌های که در منحنی توزیع از حدود سه انحراف معیار از میانگین به بعد قرار می‌‌گیرند) را نشان نمی‌‌دهد و مفهوم ریسک دنبالۀ چپ نشان می‌‌دهد توزیع بازده نرمال نیست؛ گرچه بعد از معرفی ریسک نامطلوب به‌وسیلۀ مارکویتز (1959) و پژوهش‌‌های دیگری که انجام گرفت، بر نرمال‌نبودن و عدم تقارن منحنی توزیع بازده صحه گذاشته شد (مندلبروت[52]، 1963؛ هاروی، 1995).

با توجه به چارچوب پایه‌‌ای ریسک و بازده در نظریه‌‌های مالی (رابطۀ مثبت بین ریسک و بازده) که بیان می‌‌کند سرمایه‌‌گذاران در ازای تحمل ریسک بالاتر بازده بالاتر طلب می‌‌کنند، سرمایه‌‌گذاران انتظار دارند قیمت کمتری برای سهام‌‌هایی با ریسک دنبالۀ چپ بالاتر، برای پذیرفتن مقدار بزرگ‌تری از زیان، بپردازند و آنها انتظار دارند بازده بالاتری از سهام‌‌های با ریسک دنبالۀ چپ بالاتر کسب کنند؛ اما درواقع، بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار رابطه‌‌ای منفی برقرار است و سرمایه‌‌گذاران از سهام‌‌های با ریسک دنبالۀ چپ بالا، بازده منفی شدیدی کسب می‌‌کنند (این رابطۀ منفی بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار را ناهنجاری ریسک دنبالۀ چپ می‌‌نامند). علاوه بر این، ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی نیز استمرار دارد (آتیلگان و همکاران، 2018). واکنشی که سرمایه‌‌گذاران در زمان روبه‌رو شدن با بازده منفی شدید ناشی از وقوع رویداد دنبالۀ چپ از خود بروز می‌‌دهند، در قالب دو نوع استدلال توضیح داده می‌شود: نخست، سرمایه‌‌گذاران فرایند تصمیم‌‌گیری دومرحله‌‌ای را طی می‌‌کنند. به‌طوری که ابتدا استمرار ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی را تخمین می‌‌زنند؛ سپس در مرحلۀ بعد به احتمال استمرار این ریسک وزن بیشتر می‌دهند و درنهایت، تصمیم‌‌گیری می‌‌کنند (فاکس[53] و تورسکی[54]، 1998). دوم اینکه سرمایه‌‌گذاران ممکن است اعتقاد به برگشت بازده به میانگین داشته باشند و لزوماً از ریسک دنبالۀ چپ تأثیر نگیرند. پرواضح است که واکنش سرمایه‌‌گذاران به بازده منفی شدید ناشی از وقوع رویداد دنبالۀ چپ، نشان‌دهندۀ این است که چگونه اطلاعات مربوط به شوک قیمتی ناشی از ریسک دنبالۀ چپ را پردازش کرده‌‌اند (آتیلگان و همکاران، 2018).

سرمایه‌‌گذاران اطلاعات مربوط به رویدادهای نامطلوب را با تأخیر پردازش می‌‌کنند یا به دیگر سخن، توجه آنها به اطلاعات نامطلوب محدود است (چاو[55]، لی[56] و سوپرانزتی[57]، 2018)؛ بنابراین، در بازار پتانسیل بالقوه‌‌ای وجود دارد که مانع می‌‌شود اطلاعات نامطلوب در قیمت‌‌ها به‌طور کامل لحاظ شود و آن توجه محدود سرمایه‌‌گذاران است که سبب واکنش کمتر از حد انتظار سرمایه‌‌گذاران به اطلاعات نامطلوب می‌‌شود.

پژوهش‌‌هایی از قبیل استروود[58] و نات[59] (1999)، هانگ[60]، لیم[61] و استین[62] (2000) و چان[63] (2003) نیز نشان دادند در دوره‌‌های معمولاً 1 تا 12 ماه، قیمت سهام در مقابل اخبار جدید با کم‌واکنشی روبه‌روست که این پدیدۀ کم‌‌واکنشی بیشتر برای اخبار بد و نامطلوب رخ می‌‌دهد؛ بنابراین، اعتقاد به بازگشت بازده به میانگین و تأخیر در پردازش بازده منفی ناشی از وقوع رویداد دنبالۀ چپ (اطلاعات نامطلوب) ازسوی سرمایه‌‌گذاران، سبب توجه محدود آنها به استمرار ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی می‌‌شود؛ بنابراین، سرمایه‌‌گذاران سهامی را نگهداری می‌کنند که به‌تازگی زیان شدیدی را تجربه کرده است و این سبب می‌‌شود در دورۀ آتی نیز دوباره با زیان روبه‌رو ‌‌شوند؛ به عبارت دیگر، توجه محدود سرمایه‌‌گذاران به استمرار ریسک دنبالۀ چپ سبب کم‌‌واکنشی آنها به سهامی می‌شود که به‌تازگی زیان شدیدی را تجربه کرده است و این کم‌‌واکنشی سبب می‌‌شود اطلاعات رویداد دنبالۀ چپ (اطلاعات نامطلوب) به‌درستی در قیمت لحاظ نشود و سرمایه‌‌گذاران با بیش‌قیمت‌‌گذاری سهام مذکور در دورۀ آتی نیز متحمل زیان شدید شوند؛ البته این توجه محدود به ریسک دنبالۀ چپ، بیشتر دربارۀ سرمایه‌‌گذاران انفرادی است (آتیلگان و همکاران، 2018). پژوهش بوهل[64]، برززسینکی[65] و ویلفلینگ[66] (2009) نشان داد سرمایه‌‌گذاران نهادی به‌دلیل حجم ثروتی که سرمایه‌‌گذاری می‌‌کنند، سرمایه‌‌گذاری خود را به‌طور فعال مدیریت می‌‌کنند. آنها زمان زیادی را برای تحلیل سرمایه‌‌گذاری صرف می‌‌کنند و به‌دلیل مهارتی که در جمع‌‌آوری، پردازش و درک اطلاعات دارند، به‌طور معمول حرفه‌‌ای‌‌تر از سرمایه‌‌گذاران انفرادی هستند. پژوهش آتیلگان و همکاران (2018) نیز نشان داد سرمایه‌‌گذاران نهادی در صورت داشتن سهام‌‌هایی با ریسک دنبالۀ چپ بالا، سبد خود را تعدیل می‌‌کنند؛ زیرا نسبت به این موضوع آگاه‌اند که ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی نیز استمرار دارد؛ بنابراین، سهام‌‌هایی با ریسک دنبالۀ چپ بالا را به‌موقع به فروش می‌‌رسانند تا از تحمل زیان بیشتر در آینده درامان بمانند.

رفتار سرمایه‌‌گذاران انفرادی دربارۀ نگهداری سهام با ریسک دنبالۀ چپ بالا، ممکن است به دو دلیل باشد: نخست، با توجه به نظریۀ چشم‌‌انداز کانمن[67] و تورسکی[68] (1991) می‌‌توان بیان کرد که آنها می‌‌خواهند با پذیرش ریسک بیشتر (به امید کسب بازده مثبت یا به دیگر بیان، بازده کمتر منفی در دورۀ آتی) از زیان خود بکاهند (ضرر قبلی خود را جبران کنند) و دردناکی آن را (بازده منفی شدید) کاهش دهند. دوم، با توجه به نظریۀ افسوس‌‌گریزی بل[69] (1982) و لومز[70] و ساجن[71] (1982) می‌‌توان گفت آنها پس از روبه‌رو شدن با بازده منفی شدید، به‌دلیل احساس افسوس و پشیمانی، تمایل دارند سهام زیان‌دیده را به‌دلیل محقق‌نشدن زیان آن نفروشند؛ درواقع، افراد با نفروختن سهم و شناسایی‌نکردن زیان، قادرند حس آرامش خود را حفظ کنند؛ زیرا فروش سهم و تحقق زیان به قیمت از بین رفتن اعتمادبه‎‌نفس (خودباوری) آنهاست.

با توجه به مطالب بیان‌شده فرضیۀ پژوهش به شرح زیر تعریف می‌‌شود:

توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ محدود است.

 

روش‌‌ پژوهش.

در پژوهش حاضر داده‌‌ها با استفاده از نرم‌‌افزار ره‌‌آورد نوین و پایگاه اطلاع‌‌رسانی سازمان بورس اوراق بهادار تهران استخراج شده است. جامعۀ آماری شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1388 تا 1396 است کهسال مالی آنها منتهی به 29 اسفند هر سال باشد، جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری و بانک‌ها به‌دلیل ماهیت متفاوت عملیات آنها نباشد و اطلاعات صورت‌‌های مالی آنها به‌طور کامل دردسترس باشد. با در نظر گرفتن این شرایط تعداد 120 شرکت در بازۀ زمانی 1388 تا 1396 انتخاب شد. برای تجزیه و تحلیل فرضیۀ پژوهش‌ از الگوی رگرسیونی چندمتغیره، آمارۀ t، F و نرم‌‌افزارهای Excel و 15Stata  استفاده شده است.

الگو‌های پژوهش برای آزمون فرضیه، از پژوهش آتیلگان و همکاران (2018) برگرفته شده و از تحلیل رگرسیون مقطعی فاما و مکبث[72] (1973) استفاده شده است. در روش فاما و مکبث (1973)، رگرسیون به‌صورت مقطعی برای هر ماه برازش و به تعداد بازه‌‌های زمانی، پارامتر جدید استخراج می‌‌شود؛ سپس میانگین سری زمانی از پارامترهای مرحلۀ اخیر گزارش و با استفاده از رابطه‌‌ای خاص، انحراف استاندارد ضرایب و به‌دنبال آن، آمارۀ تی‌‌استیودنت و سطح معناداری برای هر ضریب محاسبه می‌‌شود. استفاده از روش فاما و مکبث (1973) از آن جهت است که روش محاسبۀ انحراف استاندارد ضرایب به‌‎گونه‌‌ای تعریف شده است که بر همبستگی مقطعی خطا غلبه می‌‌کند. برای تخفیف مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی نیز از تصحیح نیوی-وست[73] استفاده می‌‌شود.

قبل از آزمون فرضیۀ پژوهش، ابتدا رابطۀ بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار با استفاده از دو معیار ارزش در معرض ریسک (VaR) و ارزش در معرض ریسک شرطی (C-VaR) به‌طور جداگانه آزمون شده است (در ارزیابی VaR و C-VaR از دو احتمال 1 درصد و 5 درصد استفاده شده است). ارزش در معرض ریسک (VaR) مبلغی از ارزش سبد را نشان می‌دهد که انتظار می‌‌رود ظرف دورۀ زمانی مشخص و با میزان احتمال معین از دست برود. VaR رایج‌‌ترین معیار ریسک دنبالۀ چپ است و نهادهایی که وظیفۀ نظارت و سازماندهی بازارهای گوناگون را بر عهده دارند،  VaRرا استانداردی برای مدیریت یکپارچۀ ریسک می‌دانند (بت‌‌شکن، پیمانی و صدرالدین کرمی، 2019). ارزش در معرض ریسک شرطی (C-VaR) نیز ارزش موردانتظار زیان‌‌هایی معادل یا بیش از سطح ارزش در معرض ریسک را تعیین می‌‌کند؛ بنابراین، در پژوهش حاضر از این دو معیار به‌منزلۀ سنجه‌‌های ریسک دنبالۀ چپ استفاده شده است.

در ادامه، نتایج با استفاده از هر دو معیارVaR  (زمانی که با احتمال 1 درصد محاسبه شده است با نماد (VaR1) و زمانی که با احتمال 5 درصد محاسبه شده است، با نماد (VaR5) نشان داده شده است) و C-VaR (زمانی که با احتمال 1 درصد محاسبه شده است با نماد (C-VaR1) و زمانی که با احتمال 5 درصد محاسبه شده است، با نماد (C-VaR5) نشان داده شده است)، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ منفی بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده موردانتظار است. در ادامه نتایج مرتبط در جدول‌های 2 و 3 ارائه شده است؛ سپس برای آزمون فرضیۀ پژوهش از رابطه‌های 1 و 2 استفاده شده است. در رابطۀ (1) از معیارVaR1  (VaR5) و در رابطۀ (2) از معیار C-VaR1 (C-VaR5) استفاده شده است.

 

(1)

= α + β1 VaRi,t + β2 OINST+ β3 VaR*OINST + β4 Betai,t + β5 Sizei,t + β6 BMi,t + β7 MOMi,t + β8 STRi,t+ β9 Illiqi,t + β10 coskewi,t11 Betadowni,t+ β12 IVOLi,t + εi,t

 

(2)

= α + β1 C-VaR i,t+ β2 OINSTi,t+ β3 C-VaR i,t *OINSTi,t4 Betai,t + β5 Sizei,t + β6 BMi,t + β7 MOMi,t + β8 STRi,t+ β9 Illiqi,t + β10 coskewi,t+ β11 Betadowni,t + β12 IVOLi,t+ εi,t

 

 

در رابطه‌‌های (1) و (2) متغیر  بازده مازاد سهام  iدر ماه 1+t، VaR ارزش در معرض ریسک، C-VaR ارزش در معرض ریسک شرطی، OINST توجه سرمایه‌‌گذاران، Beta بتای بازار، size اندازه، B/M نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، MOM روند حرکت بازده سهام، STR بازده ماه قبل، Illiq معیار عدم نقدشوندگی آمیهود، coskew هم‌‌چولگی، Betadown ریسک نامطلوب، IVOL نوسان‌‌پذیری ویژه و ε جزء خطای الگوست. در پژوهش حاضر از متغیر بازده مازاد سهام ( ) در ماه 1+t به‌منزلۀ متغیر وابسته استفاده شده است. بازده مازاد سهام از تفاوت نرخ ماهانۀ بازده سهام (Ri) و نرخ ماهانۀ بازده بدون ریسک (Rf) به دست می‌آید. برای محاسبۀ Ri از فرمول بازده واقعی سهام (راعی و تلنگی، 2004) براساس رابطۀ (3) استفاده شده است.

(3)

=

در رابطۀ (3) متغیر  نرخ بازده سهام شرکت i در دورۀ t،  قیمت سهام شرکت i در پایان دوره،  قیمت سهام شرکت i در ابتدای دوره،  درصد افزایش سرمایه از محل آوردۀ نقدی و مطالبات، β درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته،  سود نقدی هر سهم و  مبلغ اسمی پرداخت‌شده به‌وسیلۀ سرمایه‌‌گذار بابت افزایش سرمایه از محل آوردۀ نقدی و مطالبات است. برای Rf نیز از نرخ سپرده‌‌های یک‌‎ساله (استخراج‌شده از سایت بانک مرکزی) استفاده ‌‌شده است. نرخ سپرده‌‌ها یک‌ساله است و به‎‌طور معمول به‌صورت ماهانه پرداخت می‌‌شود؛ بنابراین، نرخ سود واقعی از نرخ سود اسمی بالاتر خواهد بود. ابتدا از رابطۀ (4) نرخ سود واقعی سالانه محاسبه شد.

(4)

Rf = [ - 1]

 

به‌دلیل اینکه بازده مازاد به‎‌صورت ماهانه محاسبه می‌‌شود، نرخ محاسبه‌شده در رابطۀ (4) بر 12 تقسیم ‌‌شد. متغیر مستقل در پژوهش حاضر ریسک دنبالۀ چپ است که برای محاسبۀ آن از دو معیار ارزش در معرض ریسک (VaR) و ارزش در معرض ریسک شرطی (C-VaR) به‌طور جداگانه استفاده شده است. برای محاسبۀ دو معیار VaR و C-VaR از احتمال 1 درصد و 5 درصد به‌‎طور جداگانه استفاده می‌‌شود. به پیروی از پژوهش بالی[74]، دمیرتاس[75] و لوی[76] (2009) ارزش در معرض ریسک با احتمال 1 درصد (VaR1) برابر با صدک اول بازده‌‌های روزانۀ هر سهم طی سال گذشته در پایان ماه t (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا ماه t) و ارزش در معرض ریسک با احتمال 5 درصد (VaR5) برابر با صدک پنجم بازده‌‌های روزانۀ هر سهم طی سال گذشته در پایان ماه t (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا ماه t) است. برای محاسبۀ صدک، ابتدا داده‌‌ها (بازده‌‌های روزانه سهام طی دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا ماه t)، به ترتیب صعودی مرتب شدند؛ سپس مقدار i براساس رابطۀ (5) محاسبه ‌‌شد:

(5)

i =

 

در رابطۀ (5) متغیر n تعداد بازده‌‌های روزانۀ سهام طی دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا ماه t، P صدک p ام (p=1 برابر با صدک اول و P=5 برابر با صدک پنجم است)؛ i برابر است با i امین بازده است. اگر i عدد صحیح باشد، صدک p ام برابر است با xi(عدد بازده i ام)؛ ولی اگر i عدد صحیح نباشد، به دو جزء صحیح و اعشار تقسیم می‌‌شود. جزء صحیح با r و جزء اعشار با w نشان داده می‌‌شود و صدک p ام براساس رابطۀ (6) به دست می‌‌آید.

(6)

(1-w) xr + wx(r+1) = صدک p ام

درنهایت، مقدار صدک به‌دست‌آمده، ارزش در معرض ریسک است.VaR1  برابر با یک‌‌امین صدک بازده روزانه در یک سال گذشته است؛ یعنی مقداری که 1 درصد از کل بازده‌‌های روزانه در سال گذشته از آن مقدار کمترند. VaR5 نیز برابر با پنجمین صدک بازده روزانه در یک سال گذشته است؛ یعنی مقداری که 5 درصد از کل بازده‌‌های روزانه در سال گذشته از آن مقدار کمترند. ارزش در معرض ریسک شرطی با احتمال 1 درصد (C-VaR1) نیز برابر با میانگین مشاهداتی است که کمتر یا مساوی صدک اول بازده‌‌های روزانه هر سهم طی سال گذشته در پایان ماه t (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا ماه t) هستند. ارزش در معرض ریسک شرطی با احتمال 5 درصد (C-VaR5) نیز برابر با میانگین مشاهداتی است که کمتر یا مساوی صدک پنجم بازده‌‌های روزانه هر سهم طی سال گذشته در پایان ماه t (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا ماه t) هستند. معیار C-VaR زیان فراسوی VaR را نشان می‌‌دهد. متغیر تعاملی در این پژوهش، توجه سرمایه‌‌گذاران (OINST) است. پیرو پژوهش آتیلگان و همکاران (2018) رفتار سرمایه‌‌گذاران نهادی (INST) به‌منزلۀ معیار توجه سرمایه‌‌گذاران استفاده می‌‌شود؛ زیرا سهام‌‌های نگهداری‌شده به‌وسیلۀ سرمایه‌‌گذاران نهادی توجه بیشتری را ازسوی جامعۀ سرمایه‌‌گذار جلب می‌‌کند. برای محاسبۀ این متغیر درصد مالکیت نهادی سهام هر شرکت (برابر است با تقسیم تعداد سهام در دست سهام‌‌داران نهادی بر کل تعداد سهام عادی شرکت در پایان ماه t) محاسبه می‌‌شود؛ اما به‌دلیل همبستگی بالایی که بین درصد سرمایه‌‌گذاران نهادی و اندازۀ شرکت (که در الگوی رابطه‌های 1 و 2 لحاظ شده است) وجود دارد، ابتدا رگرسیون درصد سرمایه‌‌گذاران نهادی بر اندازۀ شرکت طبق الگوی رابطۀ (7) برازش و سپس باقی‌ماندۀ رگرسیون (ε) ذکرشده به‌منزلۀ معیار توجه سرمایه‌‌گذار با نماد (OINST) در الگوی رابطه‌های (1) و (2) استفاده شده است.

(7)

INSTi,t= α + β1 Sizei,t + εi,t

 

که در رابطۀ (7) متغیر INST درصد مالکیت نهادی هر سهم، Size اندازه (عبارت است از لگاریتم ارزش بازار شرکت در پایان ماه t) و ε معیار توجه سرمایه‌‌گذاران است که از این پس با نماد OINST نشان داده می‌‌شود. با توجه به مبانی نظری بیان‌شده، متغیرهای کنترلی شامل بتا (Beta)، اندازه (Size)، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M)، روند حرکت بازده سهام (MOM)، بازده ماه قبل (STR)، عدم نقدشوندگی (Illiq)، هم‌چولگی (coskew)، ریسک نامطلوب (Betadown) و نوسان‌پذیری ویژه (IVOL) است. برای محاسبۀ بتا (Beta) از بتای بازار هر سهم در پایان ماه t با استفاده از داده‌‌های روزانه طی یک سال گذشته (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا پایان ماه t) استفاده شد. اندازه (size) عبارت از لگاریتم ارزش بازار شرکت در پایان ماه t است. نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) برابر با نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان ماه t است. روند حرکت بازده سهام (MOM) عبارت از بازده تجمعی سهام i در طول سال گذشته است که برای دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا پایان ماه t طبق رابطۀ (8) به دست آمد.

(8)

Ri = ( )-1

 

در رابطۀ (8) متغیر Ri بازده تجمعی سهام i و  بازده سهام i در طول k‌ امین ماه سال t است. عدم نقدشوندگی (Illiq) به پیروی از پژوهش آمیهود (2002) معیار عدم نقدشوندگی با استفاده از قدرمطلق بازده روزانۀ سهم تقسیم بر حجم ریالی معامله‌شدۀ روزانه‌‌اش در طول ماه t محاسبه شد. هم‌‌چولگی (coskew) عبارت است از حساسیت بازده به تغییرات در نوسان‌‌پذیری بازار در طول سال گذشته (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا پایان ماه t). برای محاسبۀ این متغیر مطابق با پژوهش هاروی و سیدیک (2000) با استفاده از بازده‌‌های روزانۀ سهام برای هر شرکت، الگویی براساس رابطۀ (9) تخمین زده شد. در این رابطه هم‌‌چولگی معادل ضریب مجذور بازده مازاد بازار ( ) است.

(9)

 =𝛂 + 2 +

 

در رابطۀ (9) متغیر  بازده مازاد روزانۀ بازار است که برابر با تفاوت نرخ روزانۀ بازده بازار ( ) و نرخ روزانۀ بازده بدون ریسک (Rf) است.  حساسیت بازده سهام به تغییر بازده بازار و  حساسیت بازده به تغییر در نوسان‌‌پذیری بازار است. به استناد پژوهش آنگ و همکاران (2006)، ریسک نامطلوب (Betadown) عبارت از حساسیت هر سهم به شاخص بازار در طول روزهایی است که بازده مازاد بازار زیر میانگینش در طول سال گذشته (دوره‌‌ای شامل ماه 11-t تا پایان ماه t) است؛ بنابراین، ریسک نامطلوب ازطریق تقسیم کوواریانس بین بازده مازاد روزانۀ هر سهم و بازده مازاد روزانۀ بازار، بر واریانس بازده مازاد روزانۀ بازار، در روزهایی که بازده مازاد بازار کمتر از متوسط بازده مازاد بازار در طول سال گذشته بود، محاسبه شد. نوسان‌‌پذیری ویژه (IVOL)، به پیروی از پژوهش آنگ و همکاران (2006)، از انحراف معیار جزء خطای ( ) الگوی بازار با استفاده از بازده روزانۀ سهام و بازده روزانۀ بازار به دست آمد.

در رابطۀ (1) ابتدا متغیرهایVaR ، OINST وVaR*OINST  به الگو وارد و برازش شدند؛ سپس متغیرهای کنترلی یکی‌یکی به الگو اضافه شده‌اند. در رابطۀ (2) نیز به همین ترتیب ابتدا C-VaR، OINST وC-VaR *OINST  به الگو وارد و برازش شده است؛ سپس متغیرهای کنترلی یکی‌یکی به الگو اضافه شده‌اند.

طبق فرضیۀ پژوهش انتظار می‌رود در رابطۀ (1) ضریب VaR نسبت به حالتی که متغیر توجه سرمایه‌‌گذار و تعامل آن با VaR در الگو وجود ندارد، منفی‌‌تر و ضریب تعاملیVaR*OINST  مثبت و معنادار باشد. ورود متغیر OINST به الگو و تعامل آن با VaR باید ضریب VaR را منفی‌‌تر کند تا نشان‌دهندۀ توجه محدود سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ باشد. به‌علاوه در رابطۀ (2) نیز انتظار می‌‌رود ضریب C-VaR نسبت به حالتی که متغیر توجه سرمایه‌‌گذار و تعامل آن با C-VaR در الگو وجود ندارد، منفی‌‌تر و ضریب تعاملیOINST * C-VaR مثبت و معنادار باشد. ورود متغیر OINST در الگو و تعامل آن با C-VaR باید ضریب C-VaR را منفی‌‌تر کند تا نشان‌دهندۀ توجه محدود سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ باشد.

 

یافته‌‌ها.

براساس نتایج آمار توصیفی متغیرها، میانگین VAR1 برابر با 11/0- است که نشان می‌‌دهد تنها 1% احتمال دارد شرکت در سال گذشته زیان روزانه‌‌ای بیشتر از 11/0- را تجربه کرده باشد. میانگین VAR5 نیز برابر 03/0- است که با توجه به اینکه VAR5 مشاهدات موجود در فاصلۀ بیشتری از دنبالۀ توزیع را در بر می‌‌گیرد، این مشاهدات نسبت به VAR1 به‌سمت میانگین تابع توزیع نزدیک‌‌ترند (بدیهی است میانگین VAR5 نسبت به VAR1 مقدار قدرمطلق عددی کمتری را نشان می‌‌دهد). به همین ترتیب، میانگین متغیر C-VAR1 برابر 08/0- و میانگین C-VAR5 معادل 07/0- (که نسبت به C-VAR1 مقدار قدرمطلق عددی کمتری دارد) است. میانۀ متغیرهای ذکرشده اختلاف زیادی با میانگین نداشت و مقادیر چولگی و کشیدگی آنها (var و c-var) نشان‌دهندۀ چولگی مثبت و کشیده‌‌‌بودن منحنی تابع توزیع است. میزان چولگی و کشیدگی در var5 و c-var5 از var1 و c-var1 کمتر است (به عبارت دیگر، به منحنی توزیع نرمال نزدیک‌تر است).

علاوه بر آن، در نمودار (1) مقادیر معیارهای VaR1، C-VaR1 و بازده مازاد موردانتظار (RI) نشان داده شده است. ذکر این نکته ضروری است که برای تفسیر راحت‌‌تر نمودار ذکرشده، مقادیر VaR1 و C-VaR1 در منفی ضرب شده‌‌‌اند. به‌طوری که ارزش بالاتر در ستون عمودی نشان‌دهندۀ مقادیر VaR1 و C-VaR1 بالاتر یا به دیگر سخن، ریسک دنبالۀ چپ بالاتر است. این نمودار میانگین مقادیر سالانه را نشان می‌‌دهد.

همان طور که در نمودار (1) ملاحظه می‌‌شود، مقادیر معیار VaR1 از مقادیر معیارC-VaR1 پایین‌تر است. درواقع، معیار C-VaR1 مقادیر زیان فراتر از VaR1 را نشان می‌‌دهد. به‌علاوه مشاهده می‌‌شود در سال‌‌هایی که شرکت‌‌ها ریسک دنبالۀ چپ بالاتری داشته‌‌اند، میزان بازده مازاد موردانتظارکمتری را تجربه کرده‌‌اند.

در نمودار (2) روند VaR1، C-VaR1 و میزان مالکیت سرمایه‌‌گذاران انفرادی - که ازطریق کسرکردن درصد مالکیت سرمایه‌‌گذاران نهادی شرکت از عدد 100 به دست آمده است - نشان داده شده است.

همان گونه که در نمودار (2) مشاهده می‌‌شود، زمانی که شرکت‌‌ با ریسک دنبالۀ چپ بالایی روبه‌روست (مقادیر VaR1 و C-VaR1 بالاتر است)، میزان مالکیت سرمایه‌‌گذاران انفرادی کمتر است. نتایج نمودارهای ذکرشده با در نظر گرفتن معیارهای VaR5 و C-VaR5 نیز دوباره بررسی شد که نتایج مشابهی به دست آمد.

 

 

 

نمودار (1) روند قدرمطلق VaR1 وC-VaR1 به‌همراه بازده مازاد موردانتظار (RI)

 

 

نمودار (2) روند قدرمطلقVaR1  وC-VaR1 به‌همراه میزان مالکیت سرمایه‌‌گذاران انفرادی

 

 

در ادامه و قبل از آزمون فرضیۀ پژوهش، ابتدا رابطۀ بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار آزمون شد؛ بدین منظور رابطۀ ذکرشده یک مرتبه با استفاده از معیار VaR1 و یک مرتبه با استفاده از معیار C-VaR1 به‌طور جداگانه بررسی شد. ابتدا بازده مازاد موردانتظار بر VaR1 به روش رگرسیون فاما و مکبث(1973) و سپس الگو، بار دیگر با در نظر گرفتن تمام متغیرهای کنترلی برازش شد. به‌علاوه به‌طور جداگانه با در نظر گرفتن معیار ارزش در معرض ریسک شرطی، ابتدا بازده مازاد موردانتظار بر C-VaR1 ‌‌و سپس الگو بار دیگر با در نظر گرفتن تمام متغیرهای کنترلی برازش شد. نتایج در جدول (1) ارائه شده است.


 

جدول (1) نتایج حاصل از بررسی رابطۀ بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده موردانتظار با در نظر گرفتن معیار VaR1 (c-VaR1)

 

VaR1

Beta

Betadown

Size

BM

MOM

STR

Illiq

Coskew

IVOL

متوسط R2

1

ضریب

0022/0- (21/5-)

(00/0)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

04/0

 

آمارۀ t

احتمال آمارۀ t

2

آمارۀ t

(71/5-)

 

(00/0)

(26/3)

 

(00/0)

(02/4-)

 

(00/0)

(19/4-)

 

(00/0)

(83/5-)

 

(00/0)

(23/2)

 

(01/0)

(36/2-)

 

(01/0)

(91/1-)

 

(02/0)

(34/0)

 

(36/0)

(22/2-)

 

(01/0)

 

16/0

 

احتمال آمارۀ t

 

C-VaR1

Beta

Betadown

Size

BM

MOM

STR

Illiq

Coskew

IVOL

متوسط R2

3

ضریب

  0014/0-

(17/5-)

(00/0)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

02/0

 

آمارۀ t

احتمال آمارۀ t

4

آمارۀ t

(92/5-)

 

(00/0)

(47/3)

 

(00/0)

(11/4-)

 

(00/0)

(88/4-)

 

(00/0)

(57/5-)

 

(00/0)

(48/2-)

 

(00/0)

(31/2-)

 

(00/0)

(43/2-)

 

(00/0)

(02/0)

 

(49/0)

(77/4-)

 

(00/0)

16/0

 

احتمال آمارۀ t

 


در جدول (1) ردیف 1 شامل نتایج حاصل از برازش بازده موردانتظار روی VaR1 بدون در نظر گرفتن اثر هیچ متغیر کنترلی است. ضریب VaR1 منفی و معنادار با آمارۀ t معادل 21/5- است. ردیف 2 شامل نتایج حاصل از برازش الگوی رگرسیونی با در نظر گرفتن تمام ویژگی‌های شرکت و عوامل ریسک است (اثر ویژگی‌‌های شرکت و عوامل ریسک پیش‌بینی‌کنندۀ بازده کنترل شده است) که ضریب VaR1 همچنان منفی با معناداری بالایی برابر با 71/5- است. این نتایج نشان می‌دهد رابطۀ ریسک دنبالۀ چپ (با در نظر گرفتن معیار VaR1) و بازاده مازاد موردانتظار حتی بعد از کنترل سایر عوامل توضیح‌دهندۀ بازده، منفی و معنادار است. ردیف 3 شامل نتایج حاصل از برازش بازده موردانتظار بر C-VaR1 بدون در نظر گرفتن اثر هیچ متغیر کنترلی است. ضریب C-VaR1 منفی و معنادار با آمارۀ t معادل 17/5- است. ردیف 4 شامل نتایج حاصل از برازش الگوی رگرسیونی با در نظر گرفتن تمام ویژگی‌های شرکت و عوامل ریسک است (اثر ویژگی‌‌های شرکت و عوامل ریسک پیش‌بینی‌کنندۀ بازده کنترل‌شده است) که ضریب C-VaR1 همچنان منفی با معناداری بالایی برابر با 92/5- است. این نتایج نشان می‌دهد رابطۀ ریسک دنبالۀ چپ (با در نظر گرفتن معیار C-VaR1) و بازاده مازاد موردانتظار حتی بعد از کنترل سایر عوامل توضیح‌دهندۀ بازده، منفی و معنادار است. با توجه به نتایج حاصل از جدول (1) رابطۀ منفی بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار (با استفاده از دو معیار VaR1 و C-VaR1) برقرار است. ذکر این نکته ضروری است که رابطۀ بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار با استفاده از معیارهای VaR5 و C-VaR5 نیز بررسی شد. نتایج حاصل، تأییدکنندۀ رابطۀ منفی بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار بود.

پس از بررسی رابطۀ بین ریسک دنبالۀ چپ و بازده مازاد موردانتظار، فرضیۀ پژوهش مبنی بر اینکه توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ محدود است، با استفاده از الگوهای رابطه‌های (1) و (2) به روش رگرسیون فاما و مکبث(1973) آزمون شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پژوهش به‌طور جداگانه با در نظر گرفتن معیار VaR1 و معیار  C-VaR1 به ترتیب در جدول‌‌های (2) و (3) ارائه شده است.

در ستون 1 از جدول (2) مشاهده می‌شود که ابتدا الگوی رگرسیونی با توجه به اثر VaR1، OINST و VAR1*OINST بر بازده مازاد موردانتظار بدون در نظر گرفتن اثر هیچ متغیر کنترلی برازش شده است. در ستون 1، ضریبVaR1  منفی و معنادار معادل 0020/0- با آمارۀ t معادل 43/5- است که نسبت به ضریب VaR1 در جدول (1) ردیف (1) که برابر با 0022/0- بود، کمتر منفی است که ضعیف‌‌تر بودن بازده منفی برای سرمایه‌‌گذاران انفرادی را نشان می‌دهد. در ستون 1 از جدول (2) ضریب OINST مثبت و معنادار با آمارۀ t معادل 41/3 و ضریب تعاملی VaR1*OINSTمنفی و معنادار با آمارۀ t معادل17/5- است. ضریب تعاملی منفی مشاهده‌شده نشان‌دهندۀ ضعیف‌‌تر بودن بازده منفی برای سهامداران انفرادی است.

ستون‌های 2 تا 10 شامل نتایج حاصل از الگو‌‌های رگرسیونی‌اند که به ترتیب متغیرهای کنترلی را وارد الگوی قبلی کرده است. ضریب متغیرهای VaR1، OINST و VaR1*OINST تخمین زده‌شده در تمام الگوهای برازش‌شده به‌طور معناداری منفی است. در ستون 10 که الگوی رگرسیونی با در نظر گرفتن تمام ویژگی‌های شرکت و عوامل ریسک برازش شده است (اثر تمام ویژگی‌‌های شرکت و عوامل ریسک پیش‎‌بینی‌کنندۀ بازده کنترل‌شده است)، ضریب تعاملی VaR1*OINST همچنان منفی و معنادار با آمارۀ t برابر با 43/4- شده است. این نتایج نشان می‌دهد استمرار بازده منفی برای سرمایه‌‌گذاران انفرادی کمتر است؛ بنابراین، توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ محدود نیست. براساس نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پژوهش با در نظر گرفتن معیار VaR1، فرضیۀ پژوهش رد می‌‌شود.


 

 

 

 

 

 

 

جدول (2) نتایج حاصل از برآورد رابطۀ (1) با در نظر گرفتن معیار VaR1 در سطح 1 درصد

= α + β1 VaR1i,t + β2 + β3 * + β4 Betai,t + β5 Sizei,t
              + β6 BMi,t + β7
MOMi,t + β8 STRi,t+ β9 Illiqi,t + β10 coskewi,t
                            +β11 Betadowni,t+ β12 IVOLi,t + εi,t                                          

متغیرها

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

ارزش در معرض ریسک (VaR1)

ضریب

0020/0-

(43/5-)

(00/0)

(41/5-)

(00/0)

(82/5-)

(00/0)

(76/5-)

(00/0)

(81/5-)

(00/0)

(70/5-)

(00/0)

(83/5-)

(00/0)

(76/5-)

(00/0)

(91/5-)

(00/0)

(91/5-)

(00/0)

آمارۀ t

احتمال آمارۀ t

توجه سرمایه‌‌گذار (oinst)

آمارۀ t

(41/3)

 (00/0)

(44/3)

(00/0)

(34/3)

(00/0)

(01/3)

(00/0)

(64/2)

(01/0)

(50/2)

(01/0)

(41/2)

(01/0)

(50/2)

(01/0)

(60/2)

(01/0)

(69/2)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

VaR1*OINST

آمارۀ t

(17/5-)

 (00/0)

(09/5-)

(00/0)

(89/4-)

(00/0)

(76/4-)

(00/0)

(12/4-)

(00/0)

(10/4-)

(00/0)

(03/4-)

(00/0)

(07/4-)

(00/0)

(16/4-)

(00/0)

(43/4-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

بتا (Beta)

آمارۀ t

 

(32/0-)

(37/0)

(32/3)

(00/0)

(36/3)

(00/0)

(27/3)

(00/0)

(28/3)

(00/0)

(27/3)

(00/0)

(22/3)

(00/0)

(21/3)

(00/0)

(30/3)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

بتای نامطلوب (Betadown)

آمارۀ t

 

 

(06/4-)

(00/0)

(04/4-)

(00/0)

(96/3-)

(00/0)

(91/3-)

(00/0)

(95/3-)

(00/0)

(99/3-)

(00/0)

(02/4-)

(00/0)

(00/4-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

اندازه (Size)

آمارۀ t

 

 

 

(81/4-)

(00/0)

(06/4-)

(00/0)

(01/4-)

(00/0)

(90/3-)

(00/0)

(89/3-)

(00/0)

(97/3-)

(00/0)

(06/4-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (BM)

آمارۀ t

 

 

 

 

(68/5-)

(00/0)

(75/5-)

(00/0)

(79/5-)

(00/0)

(81/5-)

(00/0)

(81/5-)

(00/0)

(80/5-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

روند حرکت سهام (MOM)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

(14/2)

(01/0)

(52/2)

(00/0)

(59/2)

(00/0)

(67/2)

(00/0)

(64/2)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

بازده ماه قبل

(STR)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

(64/2-)

(00/0)

(50/2-)

(00/0)

(38/2-)

(00/0)

(26/2-)

(01/0)

احتمال آمارۀ t

عدم نقدینگی (Illiq)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

 

(02/2-)

(02/0)

(08/2-)

(02/0)

(85/1-)

(03/0)

احتمال آمارۀ t

هم‌چولگی (Coskew)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

 

 

(05/0)

(47/0)

(02/0)

(39/0)

احتمال آمارۀ t

نوسان ویژه (Ivol)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(21/2-)

(01/0)

احتمال آمارۀ t

متوسط R2

065/0

076/0

096/0

108/0

140/0

148/0

158/0

165/0

173/0

182/0

 

 

 

جدول (3) نتایج حاصل از برآورد رابطۀ (2) با در نظر گرفتن معیار C-VaR در سطح 1 درصد

= α + β1 C-VaR1i,t + β2 + β3 * + β4 Betai,t + β5 Sizei,t
              + β6 BMi,t + β7
MOMi,t + β8 STRi,t+ β9 Illiqi,t + β10 coskewi,t
                            +β11 Betadowni,t+ β12 IVOLi,t + εi,t                                          

متغیرها

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

ارزش در معرض ریسک شرطی

 (C-VaR1)

ضریب

0011/0-

(13/6-)

(00/0)

(07/6-)

(00/0)

(52/6-)

(00/0)

(44/6-)

(00/0)

(22/6-)

(00/0)

(26/6-)

(00/0)

(16/6-)

(00/0)

(11/6-)

(00/0)

(04/6-)

(00/0)

(18/6-)

(00/0)

آمارۀ t

احتمال آمارۀ t

توجه سرمایه‌‌گذار (oinst)

آمارۀ t

(81/5)

(00/0)

(72/5)

 (00/0)

(97/5)

 (00/0)

(66/5)

 (00/0)

(69/5)

 (00/0)

(54/5)

 (00/0)

(39/5)

 (00/0)

(49/5)

 (00/0)

(61/5)

 (00/0)

(53/5)

 (00/0)

احتمال آمارۀ t

C-VaR1*OINST

آمارۀ t

(20/6-)

(00/0)

(11/6-)

 (00/0)

(53/6-)

 (00/0)

(56/6-)

 (00/0)

(76/6-)

 (00/0)

(71/6-)

 (00/0)

(66/6-)

 (00/0)

(72/6-)

 (00/0)

(78/6-)

 (00/0)

(72/6-)

 (00/0)

احتمال آمارۀ t

بتا (Beta)

آمارۀ t

 

(13/1-)

(13/0)

(35/3)

(00/0)

(39/3)

(00/0)

(29/3)

(00/0)

(29/3)

(00/0)

(28/3)

(00/0)

(21/3)

(00/0)

(19/3)

(00/0)

(35/3)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

بتای نامطلوب (Betadown)

آمارۀ t

 

 

(94/3-)

(00/0)

(97/3-)

(00/0)

(00/4-)

(00/0)

(95/3-)

(00/0)

(98/3-)

(00/0)

(01/4-)

(00/0)

(05/4-)

(00/0)

(98/3-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

اندازه (Size)

آمارۀ t

 

 

 

(27/5-)

(00/0)

(59/4-)

(00/0)

(55/4-)

(00/0)

(46/4-)

(00/0)

(43/4-)

(00/0)

(49/4-)

(00/0)

(75/4-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (BM)

آمارۀ t

 

 

 

 

(66/5-)

(00/0)

(71/5-)

(00/0)

(76/5-)

(00/0)

(77/5-)

(00/0)

(76/5-)

(00/0)

(73/5-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

روند حرکت سهام (MOM)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

(08/2)

(02/0)

(35/2)

(01/0)

(40/2)

(00/0)

(45/2)

(00/0)

(58/2)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

بازده ماه قبل

(STR)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

(49/2-)

(00/0)

(37/2-)

(00/0)

(27/2-)

(01/0)

(15/2-)

(01/0)

احتمال آمارۀ t

عدم نقدینگی (Illiq)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

 

(17/2-)

(01/0)

(30/2-)

(01/0)

(49/2-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

هم‌چولگی (Coskew)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

 

 

(01/0-)

(49/0)

(56/0)

(28/0)

احتمال آمارۀ t

نوسان ویژه (Ivol)

آمارۀ t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(34/4-)

(00/0)

احتمال آمارۀ t

 متوسط R2

065/0

075/0

099/0

112/0

148/0

156/0

166/0

172/0

181/0

190/0

 

 


 

 

در ستون 1 از جدول (3) مشاهده می‌شود که ابتدا الگوی رگرسیونی با توجه به اثر C-VaR1، OINST و
 C-VaR1*OINST بر بازده مازاد موردانتظار بدون در نظر گرفتن اثر هیچ متغیر کنترلی برازش شده است. در ستون 1، ضریب C-VaR1 معادل 0011/0- (منفی و معنادار) با آمارۀ t معادل 13/6- است که نسبت به ضریب C-VaR1 در جدول (1) ردیف (3) که برابر با 0014/0- بود، کمتر منفی است و ضعیف‌‌تر بودن بازده منفی برای سرمایه‌‌گذاران انفرادی را نشان می‌دهد. در ستون 1 از جدول (4) ضریب OINST، مثبت و معنادار با آمارۀ t معادل 81/5 و ضریب تعاملی C-VaR1*OINSTنیز منفی و معنادار با آمارۀ t معادل20/6- است. ضریب تعاملی منفی مشاهده‌شده، ضعیف‌‌تر بودن بازده منفی برای سهامداران انفرادی را نشان می‌دهد. ستون‌های 2 تا 10 شامل نتایج حاصل از الگو‌‌های رگرسیونی‌اند که به ترتیب متغیرهای کنترلی را وارد الگوی قبلی کرده است. ضریب متغیرهای C-VaR1، OINST و C-VaR1*OINST تخمین زده‌شده در تمام الگو‌های برازش‌‎شده به‌طور معناداری منفی است. در ستون 10 که الگوی رگرسیونی با در نظر گرفتن تمام ویژگی‌های شرکت و عوامل ریسک برازش شده است (اثر تمام ویژگی‌‌های شرکت و عوامل ریسک پیش‌بینی‌کنندۀ بازده کنترل‌شده است)، ضریب  تعاملی C-VaR1*OINST همچنان منفی و معنادار با آمارۀ t برابر با 72/6- شده است. این نتایج نشان می‌دهد بازده منفی برای سرمایه‌‌گذاران انفرادی کمتر است؛ بنابراین، توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ محدود نیست. براساس نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پژوهش با در نظر گرفتن معیار C-VaR1، فرضیۀ پژوهش رد می‌‌شود. فرضیۀ پژوهش به‌طور جداگانه با استفاده از معیارهای VaR5 و C-VaR5 نیز آزمون شد. نتایج به‌دست‌آمده ضعیف‌‌تر بودن استمرار بازده منفی برای سرمایه‌‌گذاران انفرادی را تأیید کرد و نشان داد توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ محدود نیست. بر این اساس فرضیۀ پژوهش با استفاده از دو معیار VaR5 و C-VaR5 نیز رد شد. در جدول‌‌های (5) و (6) خلاصۀ یافته‌‌های پژوهش درج شده است.

 

نتایج و پیشنهادها.

نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پژوهش نشان داد سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ توجه نشان می‌‌دهند و تمایلی به نگه‌‎داشتن سهام‌‌هایِ روبه‌روشده با رویداد دنبالۀ چپ ندارند. با توجه به نتایج به‌دست‎آمده فرضیۀ پژوهش حاضر رد می‌‌شود. دلیل این امر ممکن است این باشد که میزان تحمل ریسک و اعتمادبه‌نفس سرمایه‌‌گذاران انفرادی در تصمیمات سرمایه‌‌گذاری کم است؛ بنابراین، ترجیح می‌‌دهند محافظه‌‌کارانه رفتار کنند. آنها با مشاهدۀ بازده منفی ناشی از رویداد دنبالۀ چپ به‌سرعت به‌سمت پناهگاه‌‌های امن هجوم می‌برند (سهام ذکرشده را می‌‌فروشند)؛ درواقع، سرمایه‌‌گذاران انفرادی در بورس اوراق بهادار تهران به‌طور معمول دیدگاه کوتاه‌مدت دارند و نسبت به خبرهای بد سریع واکنش نشان می‌دهند و به شیوۀ توده‌‌وار رفتار می‌‌کنند و به‌‎سمت فروش سهام ذکرشده هجوم می‌‌آورند. در صورتی که سهامداران نهادی به‌طور معمول دیدگاه بلندمدت دارند و عملکرد بلندمدت شرکت را در نظر می‌‌گیرند و در چنین شرایطی از سهام حمایت می‌کنند و آن‌‌ را نمی‌‌فروشند؛ بنابراین، نتایج این پژوهش نشان می‌دهد توجه سهامداران نهادی به ریسک دنبالۀ چپ، از توجه سهامداران انفرادی محدودتر است و سرمایه‌‌گذاران انفرادی طبق فرضیۀ انتظارات عقلایی در این شرایط در پی به حداکثر رساندن سود یا مطلوبیت خود (بیشتر ضررنکردن) هستند.

نتیجۀ فرضیۀ پژوهش با نتایج پژوهش آتیلگان و همکاران (2018) همخوانی ندارد. نتایج پژوهش آنها نشان داد سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ توجه محدود دارند و سهام ذکرشده را نگه می‌‌دارند و از آنجا که ریسک دنبالۀ چپ در دورۀ آتی هم استمرار دارد، در دورۀ آتی نیز سرمایه‌‌گذاران انفرادی با بازده منفی بزرگی روبه‌رو می‌‌شوند؛ اما نتایج پژوهش حاضر بر خلاف پژوهش آتیلگان و همکاران (2018) نشان داد سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ چپ توجه دارند. نتایج پژوهش حاضر با نتایج پژوهش هرتمنی و کریم‌‌خانی (2014) همسوست. آنها نشان می‌دهند رفتار سرمایه‌‌گذاران انفرادی بر طبق انتظارات عقلایی در بازار بورس اوراق بهادار تهران است.

با توجه به نتایج پژوهش حاضر، به پژوهشگران پیشنهاد می‌‌شود در پژوهش‌‌های بعدی توجه سرمایه‌‌گذاران انفرادی به ریسک دنبالۀ راست را نیز بررسی کنند. به‌علاوه از سایر معیارهای اندازه‌‌گیری ریسک دنباله مانند گشتاور جزئی پایینی نیز در پژوهش‌‌های بعدی استفاده شود و نتایج آن با نتایج پژوهش حاضر مقایسه شود. علاوه بر آن برای محاسبۀ سنجه‌‌های ریسک دنباله از روش‌‌های مختلف پارامتریک، ناپارامتریک و شبه‌پارامتریک نیز استفاده و نتایج مقایسه شود. در تفسیر یافته‌‌های پژوهشحاضر محدودیت‌‌هایی وجود داشت: نخست، داده‌‌های استفاده‌شده از صورت‌‌های مالی، از بابت تورم، تعدیل نشده است. در صورت تعدیل از این بابت، ممکن است سبب رسیدن به نتایج متفاوتی شود. دوم، در این پژوهش از دو معیار برای سنجش ریسک دنبالۀ چپ استفاده شده است که ممکن است با کاربرد سایر معیارها نتایج متفاوتی حاصل شود. سوم، کارآیی ضعیف بازار سرمایۀ ایران بر نتایج پژوهش تأثیر می‌گذارد.



[1]. Unrealistic optimism

[2]. Shah

[3]. Harris

[4]. Bird

[5]. Catmur

[6]. Hahn

[7]. Sharot

[8]. Gold

[9]. Black swan

[10]. Taleb

[11]. Left tail

[12]. Left tail risk

[13]. Atilgan

[14]. Bali

[15]. Demirtas

[16]. Gunaydin

[17]. Value at risk

[18]. Conditional value at risk

[19]. Markwits

[20]. Roy

[21]. Downside risk

[22]. Post modern portfolio theory 

[23]. Sharp

[24]. Lintner

[25]. Mossin

[26]. Capital asset pricing model 

[27]. Mao

[28]. Harlow

[29]. Rao

[30]. Jegadeesh

[31]. Fama

[32]. French

[33]. Momentum

[34]. Titman.

[35]. Coskewness

[36]. Harvey

[37]. Siddique

[38]. Illiquidity

[39]. Amihud

[40]. Idiosyncratic volatility

[41]. Ang

[42]. Hodrick

[43]. Xing

[44]. Zhang

[45]. Nguyen

[46]. Long

[47]. Jiang

[48]. Zhu

[49]. Andersen

[50]. Fusari

[51]. Todorov

[52]. Mendelbrot

[53]. Fox

[54]. Tversky

[55]. Chow

[56]. Li

[57]. Sopranzetti

[58]. Easterwood

[59]. Nutt

[60]. Hong

[61]. Lim

[62]. Stein

[63]. Chan

[64]. Bohl

[65]. Brzezcynski

[66]. Wilfling

[67]. Kahneman

[68]. Tversky

[69]. Bell

[70]. Loomes

[71]. Sugden

[72]. Macbeth

[73]. Newey West

[74]. Bali

[75]. Demirtas

[76]. Levy

بابالویان، ش.، نیکومرام، هـ.، وکیلی‌‌فرد، ح. و رهنمای‌رودپشتی، ف. (1397). ارزیابی و تحلیل وابستگی فرین بین بازار سهام ایران و بازارهای سهام بی‌‎ المللی با استفاده از نظریۀ ارزش فرین چندمتغیره. دانش سرمایه‌‌گذاری، 7 (27)، 256-241.
بت‌‌شکن، م.، پیمانی، م. و صدرالدین کرمی، م. (1397). برآورد و ارزیابی ارزش در معرض ریسک و ریزش موردانتظار ناپارامتریک بر مبنای تحلیل مؤلفه‌‌های اساسی در بورس اوراق بهادار تهران. چشم‌‍انداز مدیریت مالی، 8 (24)، 102-79.
دولو، م.، و دشتی، م. (1396). آزمون قیمت‌گذاری صرف ریسک نامطلوب حدی مبتنی بر نظریۀ ارزش حدی. فصلنامۀ مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار، 8 (33)، 152-137.
راعی، ر.، و تلنگی، الف. (1383). مدیریت سرمایه‌‌گذاری پیشرفته. تهران: سمت.
فلاح‌شمس، م.، و غضنفری، س. (1395). بررسی ریسک نامطلوب (مقدار ارزش حدی) و بازده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد ارزش حدی. مجلۀ مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار، 7 (27)، 157-137.
هرتمنی، الف.، و کریم‌‌خانی، م. (1393).  بررسی انتظارات عقلایی بازار بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از شبکه‌‌های عصبی مصنوعی. فصلنامۀ تحقیقات توسعۀ اقتصادی، 4 (14)، 38-19.
References
Amihud, Y. (2002). Illiquidity and stock returns: Cross-Section and time series effects. Journal of Financial Markets, 5 (1), 31–56. https://doi.org/10.1016/S1386-4181(01)00024-6.
Andersen, T. G., Fusari, N., & Todorov, V. (2019). The pricing of tail risk and the equity premium: Evidence from international option markets. Journal of Business & Economic Statistics, Latest Articles. Availablew at: https://www.tandfonline.com/ doi/abs/10.1080/07350015.2018.1564318.
Ang, A., Hodrick, R. J., Xing, Y., & Zhang, X. (2006). The cross‐section of volatility and expected returns. The Journal of Finance, 61 (1), 259-299. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2006.00836.x.
Atilgan, Y., Bali, T. G. K., Demirtas, O., & Gunaydin, A. D. (2018). Left-Tail momentum: Underreaction to badnews, costly arbitrage and equity returns. Journal of Financial Economics, Forthcoming, 135 (3), 725-753. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2019.07.006.
Babalooyan, S., Nikoomaram, H., Vakilifard, H., & Rahnamay Roodposhty, F. (2018). Evaluating extreme dependence between Tehran security exchange and international stock markets using multivariate extreme value theory (MEVT). Journal Management System, 7 (27), 241- 256. (In Persian).
Bali, T. G., Demirtas, K. O., & Levy, H. (2009). Is there an intertemporal relation between downside risk and expected returns? Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44 (4), 883-909. https://doi.org/10.1017/S0022109009990159.
Bell, D. E. (1982). Regret in decision making under uncertainty. Operations Research, 3 (1), 961-981. https://doi.org/10.1287/opre.30.5.961.
Bohl, M., Brzezcynski, J., & Wilfling, B. (2009). Institutional invesrors and stock returns volatility: Empirical evidence from a natural experiment. Journal of Financial Stability, 5 (2), 170–182. https://doi.org/10.1016/j.jfs.2008.02.003.
Botshekan, M. H., Peymani, M., & Sadredin Karami, M. M. (2019). Estimate and evaluate non-parametric value at risk and expected shortfall based on principal component analysis in Tehran Stock Exchange. Financial Management Perspective, 8 (24), 79-102.
Chan, W. S. (2003). Stock price reaction to news and no-news: Drift and reversal after headlines. Journal of Financial Economics, 70 (1), 223- 260. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(03)00146-6.
Chow, V. Li, J. V., & Sopranzetti, B. J. (2018). Unrealistic optimism and asymmetry in the pricing of equity tail risk. Working paper. Retrieved from https://papers.ssrn.Com/sol3/papers.cfm? abstract_id = 3139184. https://doi.org/10.1016/j.jfs.2008.02.003.
Davalou, M., & Dashti, M. (2018). Estimating extreme downside risk premium using extreme value theory approach. Quarterly Financial Engineering and Securities Management, 8 (33), 137-152.
Easterwood, J. C., & Nutt, S. R. (1999). Inefficiency in analysts' earnings forecasts: Systematic misreaction or systematic optimism. Journal of Finance, 54 (1), 1777-1797. https://doi.org/10.1111/0022-1082.00166.
Fallahshamce, M., & Ghazanfari, S. (2016). Evaluation of downside risk and stock returns in Tehran Stock Exchange via extreme value theory. Quarterly Financial Engineering in Securities Management, 7 (27), 137-157. (In Persian).
Fama, E. F., & French, K. R. (1992). The cross‐section of expected stock returns. The Journal of Finance, 47 (2), 427-465. https://doi.org/10.2307/2329112.
Fama, E. F., & Macbeth, J. D. (1973). Risk, return and equilibrium: Empirical tests. Journal of Political Economy, 81 (3), 607–636.https://doi.org/10.1086/260061.
Fox, C. R., & Tversky, A. (1998). A belief-based account of decision under uncertainty. Management Science, 44 (1), 879-895. http://dx.doi.org/10.1287/mnsc.44.7.879.
Gold, R. S. (2008). Unrealistic optimism and event threat. Psychology, Health & Medicine, 13 (2), 193-201. https://doi.org/10.1080/13548500701426745.
Harlow, W. V., & Rao, R. K. S. (1989). Asset pricing in a generalized mean-lower partial moment framework: Theory and evidence. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 24 (3), 285-311. https://doi.org/10.2307/2330813.
Harvey, C. R. (1995). Predictable risk and returns in emerging markets. Review of Financial Studies, 8 (3), 773-816. https://doi.org/10.1093/rfs/8.3.773.
Harvey, C. R., & Siddique, A. (2000). Conditional skewness in asset pricing tests. Journal of Finance, 55 (3), 1263-1295. https://doi.org/10.1111/0022-1082.00247.
Hong, H., Lim, T., & Stein, J. (2000). Bad news travels slowly: Size, analyst coverage and the profitability of momentum strategies. Journal of Finance, 55 (1), 265-295. https://doi.org/10.1111/0022-1082.00206.
Hortamani, A., & Karimkhani, M. (2014). Analysis the rational expextation of in Tehran Stock Exchange marker by artificial neural networks. Journal of Economic Development Research, 4 (14), 19-38. (In Persian).
Jegadeesh. N. (1990). Evidence of predictable behavior of security returns. Journal of Finance, 45 (1), 881-898. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1990.tb05110.x
Jegadeesh. N., & Titman. S. (1993). Returns to buying winners and selling losers: Implications for stock market efficiency. Journal of Finance, 48 (1), 65-91. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1993.tb04702.x.
Kahneman, D., & Tversky, A. (1991). Advances in prospect theory, cumulative representation of uncertainty. Journal of Risk and Uncertainty, 5 (4), 297-323. https://doi.org/10.1007/BF00122574.
Lintner, J. (1965). The valuation of risk assets and the selection of risky investments in stock Portfolios and capital budgets. The Review of Economics and Statistics, 47 (1), 13-37. https://doi.org/10.2307/1926735.
Long, H., Jiang, Y., & Zhu, Y. (2018). Idiosyncratic tail risk and expected stock returns: Evidence from the chinese stock markets. Finance Research Letters, 24 (1), 129-136. https://doi.org/10.1016/j.frl.2017.07.009.
Loomes, G., & Sugden, R. (1982). Regret theory: An alternative theory of rational choice under uncertainty. Economic Journal, 92 (1), 805-824. https://doi.org/10.2307/2232669.
Markowitz, H. (1952). Portfolio selection. The Journal of Finance, 7 (1), 77-91. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1952.tb01525.x.
Markowitz, H. (1959). Portfolio Selection. New Haven: Yale University Press.
Mao, J. C. (1970). Models of capital budgeting. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 4 (5), 657-676. https://doi.org/10.2307/2330119.
Mendelbrot, B. (1963). The vaRiation of C ertain speculative prices. Journal of Business, 36 (1), 394-419. http://dx.doi.org/10.1086/294632.
Mossin, J. (1966). Equilibrium in a capital asset market. Econometrica: Journal of the Econometric Society,34 (1), 768–783. https://doi.org/0012-9682(196610)34:4<768:EIACAM>2.0.CO;2-3.
Nguyen, D. B. B. (2018). Tail Risk and Long Memory in Financial Markets (Doctoral Dissertation). Hannover, Institutionelles Repositorium der Leibniz Universität.
Raee, R., & Talangi, A. (2004). Advanced Investment Management. Tehran: Samt. (In Persian).
Roy, A. D. (1952). Safety first and the holding of assets. Journal of the Econometric Society, 20 (1), 431–449. https://doi.org/0012-9682(195207)20:3<431:SFATHO>2.0.CO;2-S.
Shah, P., Harris, A. J., Bird, G., Catmur, C., & Hahn, U. (2016). A pessimistic view of optimistic belief updating. Cognitive Psychology, 90 (1), 71-127. https://doi.org/10.1016/j.cogpsych.2016.05.004.
Sharot, T. (2011). The optimism bias. Current Biology, 21 (23), 941-945. https://doi.org/10.1016/j.cub.2011.10.030.
Sharpe, W. F. (1964). Capital asset prices: A theory of market equilibrium under conditions of risk. Journal of Finance, 19 (1), 425–442. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1964.tb02865.x.
Taleb, N, N. (2007). The Black Swan: The Impact of the Highly Improbable. New York: Random House.