مدل صنعت

مدل جریان‌های نقدی

مدل یون و میلر

کیفیت اقلام تعهدی
برای این‌که سود گزارش‌شده بتواند در ارزیابی عملکرد و توان سودآوری یک شرکت به استفاده‏کنندگان کمک کند و سرمایه‏گذاران با اتکا به اطلاعات سود، بازده مورد انتظار خود را برآورد کنند، ارائه اطلاعات باید به نحوی باشد که ارزیابی عملکرد گذشته را ممکن سازد و در سنجش توان سودآوری و پیش‏بینی فعالیت‏های آتی موثر باشد. بنابراین علاوه بر این‌که رقم سود گزارش‌شده برای سرمایه‏گذاران مهم است و بر تصمیم‏های آن‌ ها تأثیر دارد، ویژگی‏های کیفی سود نیز به عنوان یکی از ابعاد اطلاعات سود مورد توجه خاص سرمایه‏گذاران است.

به گفته شان^[۳۷]و همکاران (۲۰۰۱)، اقلام تعهدی بیانگر تفاوت بین سود حسابداری و وجوه نقد مربوط به آن است که شامل تغییرات در موجودی کالا، حساب‏های دریافتنی و حساب‏های پرداختنی است. در صورتی که اقلام تعهدی مثبت و بزرگ باشد، بیانگر این نکته است که سود حسابداری از جریان نقدی عملیاتی بیشتر است البته باید توجه داشت که این تفاوت به دلیل به‌کارگیری اصول حسابداری مرتبط با زمان و نحوه شناخت درآمدها و هزینه‏ ها (اصل شناخت درآمد و اصل تطابق) است (فلاح نژاد، ۱۳۸۸٫ ص ۲۰).
شان و همکاران (۲۰۰۱) معتقدند از آن جایی که اصول پذیرفته‌شده حسابداری در مورد زمان شناسایی و مبلغ درآمدها و هزینه‏ ها به مدیران شرکت‏ها آزادی عمل نسبی داده است. بنابراین وقتی مدیران سود حسابداری را به مبلغی بیش از وجوه نقد حاصل شناسایی می‏کنند، اقلام تعهدی ایجاد می‏شود. مثلاً اگر مدیریت، درآمد فروش را زودتر شناسایی کند، حساب‏های دریافتنی به عنوان یکی از اقلام تعهدی افزایش خواهد یافت یا در صورتی که مدیریت، بدهی ناشی از هزینه‏ های تضمین کالا را کمتر شناسایی کند، بدهی‏های جاری به عنوان یکی از اقلام تعهدی، به مبلغ کمتر گزارش خواهد شد و چون سرمایه‏گذاران به رقم سود بیشتر توجه می‏کنند با وجود موارد فوق گمراه خواهند شد (همان منبع. ص ۲۰).
شان و همکاران (۲۰۰۱) بیان کردند که سرمایه‏گذاران با توجه به سودهای گزارش‌شده سعی دارند سودهای آتی و جریان‏های نقدی آتی را برآوردکنند. از این رو، سود خالص باید توان کمک به سرمایه‏گذاران را داشته باشد. علت نیاز به توجه در خصوص کیفیت اقلام تعهدی در این است که اجزا تشکیل‌دهنده اقلام تعهدی دارای بار اطلاعاتی هستند. برای مثال، تغییرات مثبت (افزایشی) در موجودی کالا احتمالاً بیانگر وجود مشکل در فروش یا تولید بیش از اندازه است. به طور مشابه افزایش در حساب‏های پرداختنی احتمالاً بیانگر وجود مشکل در پرداخت وجوه به تامین‏کنندگان کالا و خدمات است که ممکن است در اثر ناکافی بودن درآمد فروش یا مشکلات اعتباری ایجاد شود، بنابراین اجزا اقلام تعهدی می‏تواند به عنوان شاخص تعیین بهبود یا زوال عملکرد شرکت باشد (همان منبع. ص ۲۰).
لذا شان و همکاران (۲۰۰۱) نتیجه‌گیری کردند که توجه به کیفیت اقلام تعهدی، در شناسایی دست‌کاری سود سودمند خواهد بود، برای مثال توجه به تغییرات حساب‏های دریافتنی باعث آشکار شدن نکات مهمی در مورد تعجیل یا تاخیر در شناسایی درآمد فروش به عنوان یکی از ابزارهای دست‌کاری سود توسط مدیریت خواهد شد. افزایش سود که همراه با اقلام تعهدی بالا باشد بیانگر کیفیت پایین سود است و منجر به بازده آتی پایین خواهد شد (همان منبع. ص ۲۱).
در نهایت شان و همکاران (۲۰۰۱) بیان کردند که کیفیت اقلام تعهدی سود بر بازده سهام شرکت تأثیردارد. بنابراین با توجه به اینکه سرمایه‏گذاران به دنبال کسب بازده هستند، باید در برآورد بازده مورد انتظار خود به کیفیت اقلام تعهدی سود توجه کنند و بازده مورد انتظار خود را با توجه به کیفیت اقلام تعهدی تعدیل کنند. از دیدگاه شرکت سرمایه‏پذیر نیز کیفیت اقلام تعهدی با هزینه سرمایه سهام عادی مرتبط است. شرکت‏هایی که به دنبال کاهش هزینه سرمایه خود هستند باید سعی کنند کیفیت اقلام تعهدی خود را در سطح مطلوبی نگه دارند. مدیران چنین شرکت‏هایی باید از دست‌کاری سود و کم‏نمایی و بیش‏نمایی اقلام تعهدی اجتناب کنند (همان منبع. ص ۲۱).

کیفیت اقلام تعهدی به عنوان یک عامل خطرپذیری
فرانسیس و همکاران^[۳۸] (۲۰۰۵) با بررسی اثر کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه نتیجه‏گیری کردند که “خطر اطلاعاتی (که براساس کیفیت اقلام تعهدی کمّی می‏شود) یک عامل خطرپذیری قیمت‎گذاری شده است” (ص ۲۹۶) و این‌که “کیفیت اقلام تعهدی نقش اقتصادی و آماری بااهمیتی در تعیین هزینه سرمایه (حقوق صاحبان سهام) بازی می‏کند” (ص ۳۱۵). فرانسیس و همکاران پایه استنباط خود را ضرایب به دست آمده از رگرسیون‏های سری زمانی بازده‏های اضافی سهام نسبت به بازده پرتفوی‌های شاخص کیفیت اقلام تعهدی، بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار قرار دادند. اما، کور و همکاران (۲۰۰۸) به این نتیجه رسیدند که رگرسیون‏های فرانسیس و همکاران (۲۰۰۵) ارتباط همزمان بین بازده اضافی و بازده عوامل را بررسی می‏کنند و نه آزمون این فرضیه که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، بنابراین شواهدی دال بر این‌که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است و بازار کیفیت اقلام تعهدی را در قیمت سهام وارد می‌کند، ارائه نمی‌دهند (کور و همکاران ۲۰۰۸، ص ۲).
این که آیا خطرپذیری اطلاعاتی با تنوع بخشی قابل حذف است، یک سوال باز در ادبیات مالی است. نظریه سنتی قیمت‏گذاری دارایی‏ها (به عنوان مثال فاما،۱۹۹۱) این دیدگاه را دارد که خطرپذیری اطلاعاتی با تنوع بخشی حذف می‌شود و نباید بر بازده مورد انتظار اثر بگذارد. اخیراً نیز ایزلی و اُهارا^[۳۹] (۲۰۰۴) مدلی را توسعه دادند که در آن شرکت‏هایی که اطلاعات کمتری منتشر می‌کنند خطرپذیری اطلاعاتی بزرگ‏تر و بازده مورد انتظار بیشتری دارند. آن‌ ها معتقدند که سرمایه‏گذاران بی‏اطلاع، از یک طرف قادر به تنظیم وزن پرتفوی‌های خود همانند سرمایه‏گذاران آگاه نیستند و از طرف دیگر نیز خطرپذیری اطلاعاتی را نمی‏توانند از طریق تنوع‏بخشی^[۴۰] کاهش دهند. اما لمبرت^[۴۱] و همکاران (۲۰۰۷ ص ص ۳۹۷-۳۹۶) استدلال می‏کنند زمانی که تعداد معامله‏گران در مدل ایزلی و اُهارا (۲۰۰۴) زیاد می‏شود، اثر اطلاعاتی، با تنوع بخشی حذف می‏شود. اگر ادعا لمبرت و همکاران درست باشد، مدل ایزلی و اُهارا (۲۰۰۴) هیچ حمایتی از این فرضیه که خطرپذیری اطلاعاتی یا کیفیت حسابداری قیمت‏گذاری شده است، فراهم نمی‏کند (کور و همکاران. ۲۰۰۸، ص ۳).
علاوه بر این، حتی اگر خطرپذیری اطلاعاتی با تنوع‏بخشی قابل حذف نباشد، هنوز هم قابل‌بحث است که آیا باید آن را به عنوان عامل خطرپذیری اضافی در مدل‏های قیمت‏گذاری دارایی‏ها گنجاند یا خیر. لمبرت و همکاران (۲۰۰۷) به مطالعه چگونگی تأثیر اطلاعات حسابداری بر هزینه سرمایه در یک اقتصاد با دارایی‏های متعدد پرداختند. آن‌ ها مدلی سازگار باCAPM توسعه دادند که نشان می‌دهد اطلاعات حسابداری بر ارزیابی صورت گرفته توسط سرمایه‏گذاران از طریق کواریانس جریان‏های نقدی شرکت با جریان‏های نقدی بازار و از این رو بر بتای شرکت اثر می‏گذارد. در نتیجه، این مدل نشان می‏دهد که خطرپذیری اطلاعاتی بر بتای شرکت اثر می‏گذارد و به خوبی مشخص شده است که بتا به طور کامل تغییرات مقطعی در بازده‏های مورد انتظار را تبیین می‌کند. به روش مشابه هاگز^[۴۲] و همکاران (۲۰۰۷) به مطالعه خطرپذیری اطلاعاتی در زمینه یک مدل قیمت‏گذاری دارایی‏های چند عاملی پرداختند و مدلی را توسعه دادند که نشان می‏دهد نشانه‏های اطلاعاتی^[۴۳] یا با تنوع بخشی قابل حذف هستند و یا توسط صرف خطرپذیری عوامل موجود قابل‌جذب هستند (همان منبع، ص ۳).
فرانسیس و همکاران (۲۰۰۵) نشان دادند که ضریب پرتفوی شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های سری زمانی مربوط به تک‌تک شرکت‌ها که بازده را به طور همزمان با شاخص کیفیت اقلام تعهدی و عوامل فاما و فرنچ (۱۹۹۳) (بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار) مرتبط می‏کند، معنی‏دار و مثبت است. به طور خاص، آن‌ ها دریافتند که بازده با شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی مثبت دارد و شاخص کیفیت اقلام تعهدی برای شرکت‏هایی با کیفیت حسابداری پایین، بیشتر محاسبه شده است (همان منبع، ص ۳).
اما کور و همکاران (۲۰۰۸) نشان دادند این‌که متوسط ضریب شاخص کیفیت اقلام تعهدی در رگرسیون‏های انجام‌شده توسط فرانسیس و همکاران (۲۰۰۵) مثبت و از لحاظ آماری با اهمیت بوده است به این معنا نیست که شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است. همچنین بیان نمودند، ضریب مثبت به طور متوسط نشان‌دهنده این است که شرکت‏ها در رگرسیون‏های سری زمانی مذکور رابطه مثبتی با شاخص کیفیت اقلام تعهدی داشته‏اند. ضریب مثبت در رگرسیون همزمان بازده‏های سهام نسبت به پرتفوی بازار، دال بر این نیست که عامل بازار قیمت‏گذاری شده است. اما به سادگی تأیید می‏کند که متوسط بتا در یک نمونه تصادفی از شرکت‏ها، مثبت و نزدیک به یک است (همان منبع، ص ۳).
از طرفی نیز ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱) برای روشن کردن این بحث که آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی یک عامل خطرپذیری قیمت‏گذاری شده است، تاثیرات فصلی را بر معیار تعدیل‌شده کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (۲۰۰۲) را مورد آزمون قراردادند، یافته‌های آن‌ ها نشان داد که شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه رابطه مثبتی با بازده‏های غیرعادی آتی سهام دارد. در مقابل در ماه‏های غیرژانویه، شاخص کیفیت اقلام تعهدی همبستگی منفی با بازده آتی سهام دارد به طوری که معمولا صرف کیفیت اقلام تعهدی سالانه‏ای وجود ندارد. بنابراین به نظر می‏رسد که هرگونه صرف کیفیت اقلام تعهدی کاملاً مربوط به ماه ژانویه است. علاوه بر این در حدود نیمی از صرف ژانویه در طول پنج روز اول معاملاتی ژانویه رخ می‏دهد. صرف ژانویه شاخص کیفیت اقلام تعهدی در طول زمان و دوره‎های نمونه مختلف پایدار است و برای هر دو گروه شرکت‏های کوچک و بزرگ رخ می‏دهد و نمی‏توان آن را به وسیله اثرات دیگر ژانویه که در مطالعات پیشین مستند شده، توضیح داد (ماشرووالا و ماشرووالا ۲۰۱۱، ص ۱۳۷۴).
آن‌ ها همچنین بیان می‌کنند که یافته‏های آن‌ ها نشان می‏دهد که صرف کیفیت اقلام تعهدی یک خطا در قیمت‏گذاری پیرامون تغییر سال است تا این‌که منعکس کننده خطرپذیری نظام‏مند اطلاعات باشد. با توجه به مفاهیم سنتی خطرپذیری در ادبیات موجود، درک این که چرا چنین خطرپذیری تنها محدود به ژانویه است، چرا نیمی از آن در طول اولین هفته معاملاتی درژانویه رخ می‏دهد، چرا صرف خطرپذیری ژانویه در طول بقیه سال معکوس می‏شود و چرا صرف خطرپذیری بواسطه فروش زیان مالیاتی افزایش می‌یابد، دشوار است. بنابراین اگرچه ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱) معتقدند که یافته‏های تحقیق آن‌ ها به هیچ وجه به معنی شواهد قطعی بر ضد تفسیر خطرپذیری از شاخص کیفیت اقلام تعهدی نیست، اما بیان می‌کنند هیچ توضیحی از خطرپذیری برای توضیح ماهیت چنین خطرپذیری و شواهدی وجود ندارد (همان منبع ص ۱۳۷۵). درمجموع یافته‏های پژوهش ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱)، توصیف کیفیت اقلام تعهدی را بر مبنای مفهوم خطرپذیری دشوار می‏کند. زیرا تمرکز صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی در ژانویه باعث ایجاد شک و تردید جدی نسبت به این دیدگاه می‏شود که شاخص کیفیت اقلام تعهدی منعکس‌کننده خطرپذیری است. زیرا هیچ دلیل نظری (تئوریک) برای خطرپذیری نظام‌مند وجود ندارد که تنها در ژانویه نمود پیدا کند.

نقش اولین ماه سال (ژانویه) در آزمون عوامل خطرپذیری
انگیزه اصلی برای بررسی نقش ژانویه در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی این است که به لحاظ تاریخی، ژانویه نقش حیاتی در پی ریزی این تردید دارد که آیا ویژگی‏های خاص یک شرکت از قبیل اندازه، بتا و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، عوامل خطرپذیری قیمت‌گذاری شده هستند. بررسی این که آیا ژانویه نقش مشابهی در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند، می‏تواند چراغی برای روشن کردن این موضوع باشد که آیا شاخص کیفیت اقلام تعهدی نماینده‌ای^[۴۴] برای خطرپذیری اطلاعاتی نظام‏مند^[۴۵] است (ماشرووالا و ماشرووالا، ۲۰۱۱٫ ص ۱۳۵۳).
گرچه هم اندازه و هم نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار دارای صرف بازده غیرعادی سالانه هستند، این صرف سالانه به شدت (اما نه به طور کامل) در ماه ژانویه متمرکز است. کیم (۱۹۸۳) و بلوم و استمبو^[۴۶] (۱۹۸۳) نشان دادند که بیش از نیمی از صرف سالانه اندازه در ژانویه متمرکز است، حال آن که بیشتر از نیمی از صرف اندازه ژانویه در طول اولین هفته معاملاتی ژانویه رخ داده است. به طور مشابه برای اثر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، دیویس^[۴۷] (۱۹۹۴) دریافت که صرف سالانه بازده در دوره ۱۹۶۳-۱۹۴۰ به طور کامل مربوط به ژانویه بوده است. برای دوره ۱۹۹۵-۱۹۶۳، لوران^[۴۸] (۱۹۹۷) دریافت که برای تمامی پنج طبقه اندازه (به استثنای کوچک‌ترین ۲ طبقه اندازه) که در حدود ۹۴ درصد مجموع سرمایه بازار را نمایندگی می‏کند، صرف نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به طور کامل در ژانویه رخ داده است (همان منبع ص ۱۳۵۳).
در کمال تعجب، حتی مدل‏های نظری خطرپذیری نظیر CAPM، APT و مدل قیمت‌گذاری دارایی‌ها با اطلاعات ناقص مرتون^[۴۹] (۱۹۸۷) به نظر می‏رسد بازده را تنها در ژانویه توصیف می‏کند. تینیک و وست^[۵۰] (۱۹۸۴)، نشان دادند که سهام با بتای CAPM بالا، تنها در ژانویه بازده‏های بالاتری کسب می‏کنند درحالی‌که گولتکین و گولتکین^[۵۱] (۱۹۸۷) نشان دادند زمانی که بازده‏های ژانویه کنار گذاشته می‏شود، هیچ رابطه معنی‏داری بین بازده مورد انتظار و عوامل خطرپذیری پیش‏بینی شده توسط مدل APT وجود ندارد. به طور مشابه، دوران و همکاران (۲۰۱۰) دریافتند تنها در ژانویه نوسانات (بی‏ثباتی) خاص شرکت^[۵۲] (معیاری برای خطرپذیری خاص شرکت^[۵۳]) رابطه مثبتی با بازده آتی سهام دارد (همان منبع ص ۱۳۵۳).
گرچه دلیل این که چرا صرف‏های بازده مربوط به این ویژگی‏های شرکت تا حد زیادی و گاهی به طور کامل در ماه ژانویه متمرکز شده، همچنان مورد بحث است. محققان بارها چنین الگوی بازده سالانه‌ای را مشاهده کرده‎اند که به دلایل زیر با تعریف خطرپذیری تناقض دارد ( رول^[۵۴] ۱۹۸۳، تینیک و وست ۱۹۸۴، لوران ۱۹۹۷). نخست، مدل‎های فعلی قیمت‎گذاری دارایی‎ها هیچ نقش ویژه‎ای برای ماه ژانویه پیش‎بینی نمی‎کنند، چه رسد به توضیح این که چرا خطرپذیری تنها در ژانویه باید قیمت‎گذاری شده باشد. این امکان وجود دارد که خطرپذیری در طول سال به عنوان مثال با توجه به نوسانات فصلی در ساختار کلان اقتصاد متفاوت باشد (اُگدن^[۵۵] ۲۰۰۳). اما، چنین متفاوت بودن خطرپذیری در طول زمان لزوماً دلالت بر نقش منحصر به فردی برای ژانویه ندارد. حتی اگر به نوعی ژانویه از دیدگاه فصلی پرخطرترین فصل سال باشد، باز هم سخت است که توضیح دهیم چرا خطرپذیری فصلی تنها در ژانویه وجود دارد و همچنین دلیل این امر که چرا بیش‌ترین صرف در طول پنج روز اول معاملاتی ژانویه متمرکز است (همان منبع. ص ۱۳۵۴).
دوم، شواهد تجربی اندکی برای توضیح اثر ژانویه با توجه به تعریف خطرپذیری وجود دارد. ریترو چوپرا^[۵۶] (۱۹۸۹) و کرامر^[۵۷] (۱۹۹۴) ، تغییرات فصلی در بتاهای CAPM و خطرپذیری عادی را به عنوان توضیحی برای اثر ژانویه شرکت‏های کوچک رد کردند. با این حال، کرامر (۱۹۹۴) استدلال کرد که یک مدل APT چند عاملی (بر اساس عوامل اقتصادی کلان) به همراه خطرپذیری فصلی و پاداش خطرپذیری می‏تواند اثر ژانویه شرکت‏های کوچک را توضیح دهد. اما با این وجود وی توضیح نداد که چرا ژانویه چنین نقش منحصر به فردی را نسبت به بقیه ماه‏های سال بازی می‏کند و یا چرا خطرپذیری فصلی منحصراً خودش را در ژانویه (با توجه به بتا و نوسانات خاص شرکت) نشان می‏دهد. مطالعات متعددی نیز “فرضیه اطلاعات” را آزمون کردند. اولین بار توسط روزف و کینی^[۵۸] (۱۹۷۶) برای اثر ژانویه توضیحی بر پایه خطرپذیری احتمالی مطرح شد. با توجه به این فرضیه، از آنجا که پایان سال مالی اکثریت شرکت‏ها دسامبر است، اثر ژانویه منعکس‌کننده عدم قطعیت بیشتر (و در نتیجه خطرپذیری نظام‏مند بزرگ‌تر) این شرکت‏ها پیرامون تغییر سال است. عدم اطمینان زیاد این شرکت‏ها ناشی از این حقیقت است که آن‌ ها انتظار انتشار اطلاعات مالی جدید مهمی را در ژانویه دارند. بنابراین این شرکت‏ها بازده بالاتری با توجه به پذیرش خطرپذیری بیشتر در ژانویه کسب می‏کنند. اما در کل، شواهد در تناقض با این فرضیه هستند (همان منبع ص ۱۳۵۴).
سوم، بخش بزرگی از ادبیات مالی نشان می‏دهد که اثر ژانویه (حداقل بخشی از آن) ناشی از فروش زیان مالیاتی پایان سال توسط سرمایه‏گذاران انفرادی و یا روش «ارائه کالا در ویترین^[۵۹]» مورد استفاده توسط مدیران مالی موسسات نهادی، با اثر ژانویه ناشی از خطا در قیمت‌گذاری خطرپذیری سازگار است (همان منبع ص ۱۳۵۴).
ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱) معتقدند که اثر ژانویه نقش مهمی در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند؛ به طوری که شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه بازده‏های بالاتری را پیش‌بینی می‏کند و این صرف به طور کامل در طول بقیه سال معکوس می‏شود. آن‌ ها بر این باورند که با وجود این واقعیت که اثر ژانویه حداقل تا حدی منعکس‌کننده قیمت‌گذاری اشتباه به دلیل فروش زیان مالیاتی است، پذیرش این دیدگاه که شاخص کیفیت اقلام تعهدی پروکسی برای خطرپذیری اطلاعاتی نظام‏مند است، دشوار است (همان منبع ص ۱۳۵۴).

فروش زیان مالیاتی^[۶۰] و اثر ژانویه
شایع‏ترین توضیح که برای اثر ژانویه مورد بررسی قرار گرفته است، فروش زیان مالیاتی در پایان سال توسط سرمایه‏گذاران انفرادی است. شواهد این استدلال به شرح زیر است. با تحقق زیان‏های سرمایه‏ای پیش از پایان سال، سرمایه‏گذاران انفرادی می‏توانند بدهی مالیاتی خودشان را از طریق تهاتر زیان‏های تحقق‌یافته با سود سرمایه تحقق‌یافته خودشان یا درآمد ناخالص تعدیل‌شده خودشان کاهش دهند. علاوه بر این، چون نرخ مالیات سود سرمایه کوتاه مدت، بیشتر از نرخ سود سرمایه بلندمدت (به جز دوره ۱۹۹۰ – ۱۹۸۸) است، بنابراین سرمایه‏گذاران می‏توانند زیان‏های سرمایه‏ای را برای حفظ درآمد مشمول مالیات به واسطه تحقق یافتن زیان‏ها افزایش دهند. از سوی دیگر، سرمایه‏گذاران انگیزه کمی برای تحقق سودهای سرمایه‏ای دارند، چون به تعویق انداختن سودها بار مالیاتی آن‌ ها را کاهش می‏دهد. به ویژه با تعویق انداختن سودهای سرمایه‏ای کوتاه مدت، وقتی که سرانجام سودها تحقق می‏یابند، باعث می‏شود مالیات بر اساس نرخ مالیاتی پایین‏تر سودهای سرمایه‏ای بلندمدت تعیین شود. بنابراین، با توجه به مزایای مالیاتی زیان‏های سرمایه‏ای، سرمایه‏گذاران مشمول مالیات سهام زیان‏ده خود را در پایان سال می‏فروشند و دوباره آن‌ ها را در ژانویه خریداری می‏کنند. در صورت عدم وجود آربیتراژ منطقی مناسب، فشار بر قیمت سهام ناشی از چنین فروش زیان مالیاتی منجر به بازده غیرعادی مثبت در ژانویه برای این سهام زیان‏ده می‏شود (همان منبع. ص ۱۳۵۵).
شواهد قابل‌ملاحظه‌ای مطابق با فروش زیان مالیاتی وجود دارد که نشان می‏دهد حداقل تا حدودی محرک صرف ژانویه شرکت‏های کوچک است. اما به نظر نمی‏رسد که فروش زیان مالیاتی به طور کامل صرف را توضیح دهد. به عنوان مثال، در کشورهایی که مالیات سود سرمایه وجود ندارد (نظیر ژاپن) و یا کشورهایی که سال مالیاتی آن‌ ها پایان دسامبر نیست (نظیر بریتانیا و استرالیا) نیز اثر ژانویه وجود دارد (همان منبع ص ۱۳۵۵).

شاخص کیفیت اقلام تعهدی دیچو و دچو (۲۰۰۲) و فروش زیان مالیاتی
بر اساس شواهدی که نشان می‏دهد فروش زیان مالیاتی مسبب اثر ژانویه است، ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱) فرضیه پژوهش خود را بر این اساس قرار دادند که ژانویه نقش مهمی در قیمت‌گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی بازی می‏کند که احتمالاً به خاطر این است که شاخص کیفیت اقلام تعهدی معیاری (پروکسی) برای فروش زیان مالیاتی است. رول (۱۹۸۳) و کنستانتینیدیس^[۶۱] (۱۹۸۴) استدلال کردند که شرکت‏های دارای بازده سهام یا نوسانات عملیاتی بیشتر، از نظر آماری احتمال بیشتری دارد که نامزد فروش زیان مالیاتی باشند. براور و چنگ^[۶۲] (۱۹۹۰) و بریکلی^[۶۳] و همکاران (۱۹۹۱) گزارش کردند که شرکت‏هایی با واریانس بازده بیشتر در واقع فروش زیان مالیاتی بیشتری نشان می‏دهند. رول (۱۹۸۳) دریافت که اثر ژانویه شرکت‏های کوچک تا حدودی به علت فروش زیان مالیاتی است و در خصوص شرکت‏هایی با نوسان (بی‌ثباتی) زیاد نظیر شرکت‏های کوچک نیز صادق است و به احتمال زیاد این شرکت‏ها نیز نامزد فروش زیان مالیاتی هستند (همان منبع ص ۱۳۵۵).
استدلال‏های فوق حاکی از این است که شاخص کیفیت اقلام تعهدی نظیر معیار اندازه شرکت ممکن است نماینده‏ای (پروکسی) برای فروش زیان مالیاتی باشد، زیرا شاخص کیفیت اقلام تعهدی ارتباط بسیار زیادی با نوسانات بازده سهام (کیم و کی ۲۰۱۰) و همان طور با نوسانات عملیاتی و فراوانی زیان‏های عملیاتی (دیچو و دچو ۲۰۰۲، فرانسیس و همکاران ۲۰۰۵) دارد. علاوه بر این، شرکت‏های دارای شاخص کیفیت اقلام تعهدی زیاد، از سلامت مالی و کنترل‏های داخلی ضعیف‏تری برخوردار بوده و احتمال نقض اصول پذیرفته‌شده حسابداری^[۶۴] و سودهای منفی غیرمنتظره و یا شوک‏های جریان‏های نقدی منفی در این قبیل شرکت‌ها بیشتر است (به عنوان مثال، دویل و همکاران ۲۰۰۷، اگنوا ۲۰۰۸، کیم وکی ۲۰۱۰). در برابر تمام این دلایل، در هر سال مشخص از لحاظ آماری احتمال بیشتری وجود دارد که شرکت‏هایی با شاخص کیفیت اقلام تعهدی زیاد دچار زیان سهام و در نتیجه زیان‏های سرمایه با اهداف مالیاتی شوند (همان منبع ص ۱۳۵۵).
با توجه به انتخاب شاخص کیفیت اقلام تعهدی به عنوان پروکسی فروش زیان مالیاتی، ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱) دریافتند که (۱) قیمت‏گذاری شاخص کیفیت اقلام تعهدی اثر قوی و مستقل در ژانویه نشان می‌دهد؛ (۲) صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی تنها در ژانویه مشاهده گردید؛ (۳) اندازه صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی ژانویه یقیناً متفاوت از سایر پروکسی‏های فروش زیان مالیاتی است. در نهایت آن‌ ها نتیجه گرفتند که صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی در ژانویه (حداقل تا حدی) به علت قیمت‌گذاری اشتباه منتسب به فروش زیان مالیاتی در پایان سال است