T_03. Eleftheriadis - Valianatos - Peka

Διερεύνηση της Υπόθεσης Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής σε Διαφοροποιημένες

Επιχειρήσεις

Χ. Βαλλιανάτος, Ι. Μ. Ελευθεριάδης, Β. Πέκκα

1. Εισαγωγή

Η παρούσα μελέτη επικεντρώνει το ενδιαφέρον της στη διερεύνηση της ισχύος της

Υπόθεσης της Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής, σύμφωνα με την οποία η λειτουργική

μόχλευση και η χρηματοοικονομική μόχλευση, που σχετίζονται αντίστοιχα με τον

επιχειρηματικό και τον χρηματοοικονομικό κίνδυνο, μπορούν να συνδυαστούν κατά

τέτοιο τρόπο, ώστε να επιτευχθεί ένα επιθυμητό επίπεδο κινδύνου. Ο έλεγχος της

ισχύος της υπόθεσης πραγματοποιήθηκε από τον Ι. Ελευθεριάδη στα πλαίσια της

διδακτορικής του διατριβής [1999]. Η μελέτη αυτή οδήγησε στο συμπέρασμα ότι η

Υπόθεση της Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής τεκμηριώνεται από τα αποτελέσματα της

εμπειρικής έρευνας που πραγματοποιήθηκε με δεδομένα από ελληνικές επιχειρήσεις.

Η παρούσα μελέτη έχει καταρχήν ως στόχο την επικαιροποίηση των αποτελεσμάτων

της προαναφερθείσας διατριβής και επιπλέον προχωρά στον έλεγχο της άποψης

που διατυπώθηκε από την Huffman [1983], σύμφωνα με την οποία η συμπεριφορά

των επιχειρήσεων διαφοροποιείται από κλάδο σε κλάδο ανάλογα με τις ευκαιρίες

ανάπτυξης του κλάδου οικονομικής δραστηριότητας στον οποίο εντάσσεται. Σε

ανάλογα συμπεράσματα κατέληξαν και οι Darrat και Mukherjee [1995] .

2. Θεωρητικό Υπόβαθρο

Πολλές προηγούμενες μελέτες ασχολήθηκαν με την ανάλυση της σχέσης μεταξύ της

επιχειρηματικής και της χρηματοοικονομικής μόχλευσης και του συντελεστή βήτα,

που αποτελεί έκφραση του συνολικού συστηματικού κινδύνου. Η συζήτηση ξεκίνησε

από το υπόδειγμα αγοράς του Markowitz [1959], το οποίο αναπτύχθηκε από τον

Sharpe [1963] και παρέχει μια διαδικασία για την εκτίμηση του μέρους της απόδοσης

μιας μετοχής ή ενός χαρτοφυλακίου τίτλων, που σχετίζεται με τη μεταβολή της

απόδοσης της αγοράς σε συνδυασμό με το βαθμό του συστηματικού κινδύνου της

μετοχής ή του χαρτοφυλακίου. Αυτό προσδιορίζεται ποσοτικά από τον συντελεστή

βήτα (βeta) το μέτρο του συστηματικού κινδύνου. Ο επιχειρηματικός και

χρηματοοικονομικός κίνδυνος μπορούν να συνδυαστούν με διάφορους τρόπους,

ώστε να επιτευχθεί το επιθυμητό επίπεδο συνολικού συστηματικού κινδύνου.

Η έρευνα των Miller και Scholes (1972) είχε σαν στόχο τον έλεγχο της ύπαρξης

συσχέτισης μεταξύ των μέσων αποδόσεων των μετοχών με τον συστηματικό κίνδυνο

και τον μη συστηματικό κίνδυνο. Τα αποτελέσματα έδειξαν μια σημαντική θετική

συσχέτιση μεταξύ της μέσης απόδοσης και του συστηματικού κινδύνου.

Έτσι, οι Friend και Blume συμπέραναν με αναφορά στις τρεις περιόδους, που

κάλυψε η έρευνα ότι «το γραμμικό υπόδειγμα αποτελεί μια προσέγγιση της

εμπειρικής σχέσης μεταξύ απόδοσης και κινδύνου για τις μετοχές του NYSE».

Στη μελέτη των Black, Jensen και Scholes (1972) γίνεται ο έλεγχος της αξιοπιστίας

του Υποδείγματος Αποτίμησης Κεφαλαιακών Στοιχείων. Η έρευνα αυτή παρέχει

σημαντική υποστήριξη στην υπόθεση ότι οι πραγματοποιηθείσες αποδόσεις είναι

γραμμικές συναρτήσεις των τιμών του συντελεστή βήτα. Επιπλέον δείχνει ότι η

σχέση μεταξύ των δύο αυτών μεταβλητών είναι σημαντικά θετική για πολλές

χρονικές περιόδους.

Οι Mandelker και Rhee [1984] διετύπωσαν την “Corporate Trade-off Hypothesis”, την

οποία αποδίδουμε στα Ελληνικά ως “Υπόθεση Εταιρικής Σχέσης Ανταλαγής”,

σύμφωνα με την οποία επιχειρήσεις με χαμηλό επιχειρηματικό κίνδυνο έχουν την

ευχέρεια να βελτιστοποιήσουν την κεφαλαιακή τους δομή ώστε να επιτύχουν το

ελάχιστο κόστος κεφαλαίου με αποδεκτό βαθμό συστηματικού κινδύνου. Από την

άλλη πλευρά επιχειρήσεις με υψηλή επικινδυνότητα πρέπει να στοχεύουν σε χαμηλό

επίπεδο χρηματοοικονομικού κινδύνου.

Σε μελέτη του S. Huffman [1989] προκύπτει θετική συσχέτιση μεταξύ συντελεστή

βήτα και χρηματοοικονομικής μόχλευσης, ενώ αντίθετα προκύπτει αρνητική

συσχέτιση μεταξύ συντελεστή βήτα και λειτουργικής μόχλευσης.

Οι Fama and French (1992) διερεύνησαν τη δυνατότητα χρησιμοποίησης του

συντελεστή βήτα ως μιας κατάλληλης μεταβλητής για τον προσδιορισμό της μέσης

απόδοσης. Στη μελέτη τους, η οποία αναφέρεται στη χρονική περίοδο 1963-1990,

διαπίστωσαν ότι η γραμμική σχέση μεταξύ του συντελεστή βήτα και της μέσης

απόδοσης είναι μάλλον ασθενής.

Ο Fischer Black [1993] υποστηρίζει ότι ο ορθολογικός επενδυτής θα πρέπει να

συνεχίσει να χρησιμοποιεί το υπόδειγμα CAPM και τους συντελεστές βήτα για την

αποτίμηση των επενδύσεων και την επιλογή των επενδύσεων που θα συνθέσουν το

χαρτοφυλάκιό του. Σε ανάλογα συμπεράσματα καταλήγουν και οι μελέτες των

Hochman [1983], Adcock C.J., Clark E.A., [1999] και Isakov Dusan [1999]

Σε νεότερη μελέτη τους οι Fama και French [1996] υποστηρίζουν ότι το γεγονός ότι ο

συντελεστής β δεν ερμηνεύει ικανοποιητικά την αναμενόμενη απόδοση πιθανόν να

οφείλεται στις ατελείς προσεγγίσεις του χαρτοφυλακίου της αγοράς από τους

ερευνητές.

Οι Ball και Brown [1968], οι Beaver και Manegold [1975] και οι Beaver Kettler και

Scholes [1970] με εμπειρικές μελέτες, καθώς και ο Bowman [1979] με μια θεωρητική

προσέγγιση, απέδειξαν ότι οι λογιστικές μεταβλητές μπορούν να αποτελέσουν

μεταβλητές πρόβλεψης του συστηματικού κινδύνου. Λογιστικά δεδομένα

χρησιμοποιήθηκαν και από τους Ελευθεριάδη και Αγοραστό [2002] και τους

Ελευθεριάδη, Αγοραστό και Ευθύμογλου [2003] σε μελέτες που υλοποιήθηκαν με

δεδομένα από Ελληνικές επιχειρήσεις.

3. Μεθοδολογία

Στόχος του παρόντος άρθρου είναι να διαπιστώσουμε κατά πόσο διαφοροποιείται η

συμπεριφορά των επιχειρήσεων όσον αφορά την υπόθεση εταιρικής σχέσης

ανταλλαγής ανάλογα με τον κλάδο στον οποίο ανήκει η επιχείρηση. Για τον λόγο

αυτό χρησιμοποιήσαμε ένα δείγμα 1085 επιχειρήσεων που ανήκουν σε πέντε

διαφορετικούς κλάδους. Συγκεκριμένα πρόκειται για 319 επιχειρήσεις που ανήκουν

στον κλάδο των τροφίμων και ποτών, 370 κλωστουφαντουργικές επιχειρήσεις, 278

χημικές βιομηχανίες, 165 μεταλλουργικές επιχειρήσεις και 118 τεχνικές –

κατασκευαστικές επιχειρήσεις. Τα δεδομένα αναφέρονται στην χρονική περίοδο 1988

– 2000.

Σύμφωνα με όσα έχουμε αναφέρει πιο πάνω, ο σκοπός της παρούσας μελέτης είναι

να εκτιμηθεί η σχέση μεταξύ της επιχειρηματικής και της χρηματοοικονομικής

μόχλευσης στον καθορισμό του συνολικού συστηματικού κινδύνου. Η διαδικασία που

ακολουθήσαμε για την επίτευξη του σκοπού αυτού είναι η ακόλουθη.

Το πρώτο βήμα είναι να εκτιμήσουμε για κάθε επιχείρηση i τον συντελεστή συνολικού

κινδύνου i , χρησιμοποιώντας μια γραμμική εξίσωση παλινδρόμησης, η οποία

συνδέει τις αποδόσεις καθαρής θέσης της επιχείρησης i με τις αποδόσεις της αγοράς.

Συγκεκριμένα, η εξίσωση που χρησιμοποιήσαμε είναι:

ttt iMiii era r (1)

όπου, tMr είναι η απόδοση της αγοράς για την περίοδο t και r

tiείναι η απόδοση

καθαρής θέσης της επιχείρησης i που ορίζεται από την σχέση (Ελευθεριάδης [1999] :

1ti

ti

ti EQ

φ1EBTr

(2)

όπου, ti

EBT είναι τα κέρδη πριν από φόρους, και 1ti

EQ

είναι η καθαρή θέση της

επιχείρησης i (τα ίδια κεφάλαια) στην αρχή της περιόδου t.

Η απόδοση της αγοράς ισούται με την σταθμική μέση απόδοση της καθαρής θέσης

του συνόλου των επιχειρήσεων που συμμετέχουν στην μελέτη, δηλαδή είναι:

r w rMt i iti

1

(3)

όπου, ν είναι το πλήθος των επιχειρήσεων και wi οι συντελεστές στάθμισης για κάθε

επιχείρηση με βάση το ύψος της καθαρής θέσης τους.

Το δεύτερο βήμα είναι ο υπολογισμός του συντελεστή βήτα της ίδιας επιχείρησης i

χωρίς χρηματοοικονομική μόχλευση u

iβ , από μια γραμμική εξίσωση παλινδρόμησης

η οποία συνδέει τις αποδόσεις της επιχείρησης i, αν αυτή είχε μηδενική

χρηματοοικονομική μόχλευση με τις αποδόσεις της αγοράς:

r a r eit

uiu

iu

Mt it

u (4)

όπου, ri t

u είναι η απόδοση της επιχείρησης i χωρίς χρηματοοικονομική μόχλευση για

την περίοδο t. Σε αντίθεση με τις τιμές r ti

, οι οποίες υπολογίζονται απ’ ευθείας από

τον λόγο των καθαρών κερδών μετά από τόκους και φόρους προς την καθαρή θέση

οι τιμές ri t

u δεν μπορούν να υπολογισθούν άμεσα. Για τον υπολογισμό της

απόδοσης της επιχείρησης χωρίς χρηματοοικονομική μόχλευση χρησιμοποιήσαμε

την σχέση (Ελευθεριάδης [1999]):

φ1ΔEQ

φ1EBITr

1ti1ti

tiu

ti

(5)

όπου, ti

EBIT παριστά τα κέρδη πριν από τόκους και φόρους QE1-ti

είναι η

καθαρή θέση στην αρχή της περιόδου, 1-ti

είναι το μακροπρόθεσμο χρέος στην

αρχή της περιόδου και φ ισούται με τον συντελεστή φορολογίας.

Το τρίτο βήμα είναι η ταξινόμηση των επιχειρήσεων σε τάξεις ίσου συνολικού

συστηματικού κινδύνου με βάση τον συντελεστή παλινδρόμησης β, προκειμένου σε

κάθε τάξη κινδύνου να γίνει ο έλεγχος της ισχύος της Υπόθεσης Εταιρικής Σχέσης

Ανταλλαγής, στις επιχειρήσεις που έχουν ταξινομηθεί σε κάθε τάξη. Σημειώνεται ότι

για πρακτικούς λόγους, είμαστε υποχρεωμένοι να δεχθούμε κάποιο εύρος στο

συνολικό βήτα των επιχειρήσεων, που αποτελούν τις ομάδες ίσου κινδύνου. Αν και

αυτό το γεγονός μειώνει σε κάποιο βαθμό την ακρίβεια της κατάταξης των

επιχειρήσεων, εντούτοις η κατάταξη που έγινε θεωρείται ικανοποιητική.

Για τον έλεγχο της ισχύος της Υπόθεσης Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής

χρησιμοποιούμε τη μέθοδο των ελαχίστων τετραγώνων, προκειμένου να εκτιμήσουμε

τους συντελεστές παλινδρόμησης της εξίσωσης:

ik

uik ik

a c E Q (6)

όπου, I = 1, 2, …, nk και nk ο αριθμός των επιχειρήσεων στην k τάξη κινδύνου.

Η μεταβλητή (Δ/EQ)ik στην εξίσωση αυτή απεικονίζει τη χρηματοοικονομική μόχλευση

της επιχείρησης i, που ταξινομήθηκε στην τάξη κινδύνου κ. Η μεταβλητή αυτή

ταυτοποιείται για κάθε επιχείρηση με τον μέσο όρο του δείκτη ξένα προς ίδια

κεφάλαια για την περίοδο αναφοράς.

Ας εξετάσουμε τον συντελεστή της παλινδρόμησης ck στην εξίσωση (6). Αν η τιμή του

συντελεστή είναι αρνητική, τότε ισχύει η Υπόθεση Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής.

Πράγματι, σε αυτή την περίπτωση μια μείωση του (Δ/EQ)ik αντιστοιχεί σε ανάλογη

αύξηση του iku

, ενώ αντίστροφα, μια αύξηση του (Δ/EQ)ik αντιστοιχεί σε ανάλογη

μείωση του iku

. Αντίθετα, η υπόθεση δεν ισχύει στην περίπτωση κατά την οποία ο

συντελεστής της παλινδρόμησης ck είναι θετικός. Πράγματι στην περίπτωση αυτή μια

αύξηση του (Δ/EQ)ik θα αντιστοιχεί σε ανάλογη αύξηση του iku

, ενώ, αντίστροφα,

μια μείωση του (Δ/EQ)ik θα αντιστοιχεί σε ανάλογη μείωση του iku

. Αυτό σημαίνει ότι

η Υπόθεση της Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής δεν ισχύει, εφόσον το επίπεδο του

συνολικού συστηματικού κινδύνου δεν παραμένει σταθερό, αλλά μεταβάλλεται κατά

τη φορά που μεταβάλλονται τόσο ο επιχειρηματικός όσο και ο χρηματοοικονομικός

κίνδυνος.

Η διαδικασία που περιγράψαμε πιό πάνω επαναλήφθηκε ανεξάρτητα για καθένα από

τους πέντε κλάδους στους οποίους εντάσσονται οι επιχειρήσεις του δείγματος. Τα

αποτελέσματα παρουσιάζονται στους πίνακες 1 – 5. Η πρώτη στήλη του πίνακα

δείχνει τον αύξοντα αριθμό της τάξης. Η δεύτερη στήλη δείχνει το πλήθος των

παρατηρήσεων (επιχειρήσεων), που έχουμε σε κάθε τάξη ίσου κινδύνου. Η τρίτη

στήλη περιλαμβάνει τις τιμές του συντελεστή παλινδρόμησης ck. Τα στατιστικά

κριτήρια αξιολόγησης των εξισώσεων, που εκτιμήθηκαν με τη μέθοδο των ελαχίστων

τετραγώνων περιγράφονται στις επόμενες στήλες. Έτσι, η τέταρτη στήλη εμφανίζει

τους συντελεστές προσδιορισμού, (R2

) και η πέμπτη στήλη δείχνει τις τιμές του t-

statistic.

Εξετάζοντας τα αποτελέσματα που εμφανίζονται στον πίνακα 1 διαπιστώνουμε ότι

όλοι οι συντελεστές παλινδρόμησης ck των εξισώσεων έχουν αρνητικό πρόσημο.

Από τις τιμές του t-student προκύπτει ότι οκτώ συντελεστές παλινδρόμησης ck, είναι

στατιστικά σημαντικοί σε επίπεδο σημαντικότητας 5% (και οι οκτώ συντελεστές είναι

στατιστικά σημαντικοί και σε επίπεδο 1%). Επομένως μόνο οι συντελεστές c1 , c7 , c11

και c12, δεν είναι στατιστικώς σημαντικοί. Παρόλο που οι τιμές του R2

, δεν είναι

υψηλές, μπορούν να θεωρηθούν αποδεκτές δεδομένου ότι πρόκειται για

διαστρωματική παλινδρόμηση.



Από τις τιμές του t-student προκύπτει ότι δέκα συντελεστές παλινδρόμησης ck, είναι

στατιστικά σημαντικοί σε επίπεδο σημαντικότητας 5% (οι εννιά συντελεστές είναι

στατιστικά σημαντικοί και σε επίπεδο 1%). Επομένως μόνο οι συντελεστές c1 και c11

δεν είναι στατιστικώς σημαντικοί. Παρόλο που οι τιμές του R2

, δεν είναι υψηλές,

μπορούν να θεωρηθούν αποδεκτές δεδομένου ότι πρόκειται για διαστρωματική

παλινδρόμηση.

Εξετάζοντας τα αποτελέσματα που εμφανίζονται στον πίνακα 3 διαπιστώνουμε ότι οι

εννιά από τους ένδεκα συντελεστές παλινδρόμησης ck των εξισώσεων έχουν

αρνητικό πρόσημο. Θετικό πρόσημο εμφανίζουν οι συντελεστές της πρώτης και της

τελευταίας τάξης κινδύνου. Από τις τιμές του t-student προκύπτει ότι ο c1 δεν είναι

στατιστικά σηματικός Από τις τιμές του t-student για τους αρνητικούς συντελεστές

προκύπτει ότι επτά από συντελεστές παλινδρόμησης ck, είναι στατιστικά σημαντικοί

σε επίπεδο σημαντικότητας 5% (και οι επτά συντελεστές είναι στατιστικά σημαντικοί

και σε επίπεδο 1%). Επομένως οι συντελεστές c7 και c9, δεν είναι στατιστικώς

σημαντικοί. Παρόλο που οι τιμές του R2

, δεν είναι υψηλές, μπορούν να θεωρηθούν

αποδεκτές δεδομένου ότι πρόκειται για διαστρωματική παλινδρόμηση.



Από τις τιμές του t-student προκύπτει ότι επτά συντελεστές παλινδρόμησης ck, είναι

στατιστικά σημαντικοί σε επίπεδο σημαντικότητας 5% (οι έξι συντελεστές είναι

στατιστικά σημαντικοί και σε επίπεδο 1%). Επομένως μόνο ο συντελεστής c1 δεν

είναι στατιστικώς σημαντικός. Παρόλο που οι τιμές του R2

, δεν είναι υψηλές,

μπορούν να θεωρηθούν αποδεκτές δεδομένου ότι πρόκειται για διαστρωματική

παλινδρόμηση.

Εξετάζοντας τα αποτελέσματα που εμφανίζονται στον πίνακα 5 διαπιστώνουμε επτά

από τους οκτώ συντελεστές παλινδρόμησης ck των εξισώσεων έχουν αρνητικό

πρόσημο. Μόνο ο συντελεστής της πρώτης τάξης κινδύνου είναι θετικός χωρίς όμως

να είναι στατιστικά σημαντικός. Από τις τιμές του t-student προκύπτει ότι τέσσερεις

από τους αρνητικούς συντελεστές παλινδρόμησης ck, είναι στατιστικά σημαντικοί σε

επίπεδο σημαντικότητας 5% (και οι τέσσερεις συντελεστές είναι στατιστικά σημαντικοί

και σε επίπεδο 1%). Επομένως μόνο οι συντελεστές c2 , c7 και c8, δεν είναι

στατιστικώς σημαντικοί. Παρόλο που οι τιμές του R2

, δεν είναι υψηλές, μπορούν να

θεωρηθούν αποδεκτές δεδομένου ότι πρόκειται για διαστρωματική παλινδρόμηση.

5. Συμπεράσματα

Προηγούμενες μελέτες, όπως η μελέτη των Ελευθεριάδη, Ελευθεριάδη και

Αγοραστού έδειξαν ότι οι επιχειρήσεις φροντίζουν πράγματι να διαμορφώνουν ένα

επιθυμητό επίπεδο συστηματικού κινδύνου διατηρώντας μια ανάλογη σχέση

ανταλλαγής μεταξύ της λειτουργικής μόχλευσης και της χρηματοοικονομικής

μόχλευσης.

Σε ανάλογα συμπεράσματα κατέληξε και η παρούσα μελέτη, που εξέτασε την ισχύ

της Υπόθεσης Εταιρικής Σχέσης Ανταλλαγής σε πέντε διαφορετικούς κλάδους στην

Ελλάδα. Τα αποτελέσματα δείχνουν ότι δεν υπάρχει σημαντική διαφοροποίηση στην

συμπεριφορά των επιχειρήσεων που ανήκουν σε διαφορετικούς κλάδους. Επομένως

η μελέτη έδειξε ότι οι επιχειρήσεις ανεξαρτήτως του κλάδου στο μεγαλύτερο ποσοστό

τους επιδιώκουν να διατηρήσουν μια σχέση ισορροπίας μεταξύ του

χρηματοοικονομικού και επιχειρηματικού κινδύνου, ώστε να διαμορφώσουν ένα

αποδεκτό από τη διοίκηση τους επίπεδο συνολικού συστηματικού κινδύνου.

Επομένως, λαμβάνουν υπόψη την θέση κινδύνου στην οποία βρίσκονται, όταν

αναζητούν κεφάλαια για την στήριξη των επενδυτικών τους προγραμμάτων. Η

άντληση κεφαλαίων είναι ελεγχόμενη, είτε οι επιχειρήσεις έχουν υψηλό δείκτη

συστηματικού κινδύνου, είτε έχουν χαμηλό δείκτη συστηματικού κινδύνου.

Βιβλιογραφία

1. Adcock C.J., Clark E.A., “Beta Lives – Some Statistical Perspectives on the

CAPM”, The European Journal of Finance, vol. 5, 1999, pp. 213 - 224

2. Ball, Ray and Philip Brown, “An Empirical Evaluation of Accounting Income

Numbers,” Journal of Accounting Research, vol. 6, (Autumn 1968), pp. 159-178.

3. Beaver, William H., and James Manegold, “The Association Between Market

Determined and Accounting Determined Measures of Systematic Risk: Some

Further Evidence,” Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol. 10, (June

1975), pp. 231-284.

4. Beaver, William H., Paul Kettler, and Myron Scholes, “The Association Between

Market Determined and Accounting Determined Risk Measures,” The Accounting

Review, vol. 45 (October 1970), pp. 654-682,

5. Black Fisher, “Beta and Return: Announcements of the ‘death’ of beta seem

premature”, The Journal of Portfolio Management, (1993 Fall), pp. 8 - 18

6. Bowman, Robert G., “The Theoretical Relationship Between Systematic Risk and

Financial (Accounting) Variables,” Journal of Finance, vol. 34 (June 1979), pp.

617-630.

7. Chance, Don M., “Evidence on a Symplified Model of Systematic Risk,” Financial

Management, vol. 11, no. 3, (Autumn 1982), pp. 52-63.

8. Darrat F. Ali, Mukherjee k. Tarun, “Inter-Industry Differences and the Impact of

Operating and Financial Leverages on Equity Risk”, Review of Financial

Eeconomics, 1995, Vol. 4, No. 2, pp. 141-155,

9. Fama, Eugene, and Kenneth R. French “The CAPM is Wanted, Dead or Alive,”

Journal of Finance, vol. LI, no. 5, (December 1996), pp. 1947-1958.

10.Fama, Eugene, and Kenneth R. French “The Cross-section of Expected Stock

Returns,” Journal of Finance, vol. 47, no.2, (June 1992), pp. 427-466.

11.Gahlon, James M., and James A. Gentry, “On the Relationship Between

Systematic Risk and the Degrees of Operating and Financial Leverage,” Financial

Management (Summer 1982), pp. 15-23.

12.Gonedes, Nicholas J., “Risk, Information and the Effects of Special Accounting

Items on Capital Market Equilibrium,” Journal of Accounting Research, (Autumn

1975), pp. 220-255.

13.Hamada, Robert S., “The Effect of the Firm’s Capital Structure on the Systematic

Risk of Common Stocks,” Journal of Finance, vol. 27, (May 1972), pp. 435-452.

14. Huffman L. “Operating Leverage, Financial Leverage, and Equity Risk”, Journal

of Banking and Finance, (June 1983) pp. 197-212,

15.Huffman , “The Impact of the Degrees of Operating and Financial Leverages on

the Systematic Risk of Common Stocks: Another Look”, Quarterly Journal of

Business and Economics, (Winter 1989), pp. 83 – 100.

16.Isakov Dusan, “Is Beta still alive? Conclusive evidence from the Swiss Stock

Market”, The European Journal of Finance, vol. 5, 1999, pp. 202 - 212

17.J. M. Eleftheriadis , K. A. Agorastos and P. G. Efthymoglou, «An Investigation Of

The Relationship Between Business And Financial Risk Using Accounting Data»,

European Research Studies, (Vol. VI, Issue 1, 2003).

18.Lev, Baruch, “On the Association Between Operating Leverage and Risk,” Journal

of Financial and Quantitative Analysis (September 1974), pp. 627-641.

19.Levy, Robert A., “On the Short Term Stationarity of Beta Coefficients,” Financial

Analyst Journal, Vol. 27 (November - December 1971), pp. 55-62.

20.Mandelker, Gershon M., and S. Ghon Rhee, “The Impact of the Degrees of

Operating and Financial Leverage on Systematic Risk of Common Stock,” Journal

of Financial and Quantitative Analysis, vol. 19, no. 1, (March 1984), pp. 45-58.

21.Markowitz, H., “Portfolio Selection: Efficient Diversification of Investments.,” John

Willey & Sons, Inc., 1959

22.Miller, M., and Modigliani F., “Some Estimates of the Cost of Capital to the Electric

Utility Industry, 1954-57,” American Economic Review, vol. LVI, (June 1966), pp.

333-391.

23.Myers, D., “Nonmarketable Assets and Capital Market Equilibrium Under

Uncertainty”, In M. C. Jensen (ed.) Studies in the Theory of Capital Markets,

Praeger, New York, 1972.

24.Rosenberg, Barr, and Walt McKibben, “The Prediction of Systematic and Specific

Risk in Common Stocks,” Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol. 8,

(March 1973), pp. 317-334.

25.Rubinstein, Mark E., “A Mean-Variance Synthesis of Corporate Financial Theory”,

Journal of Finance, vol. 28 (March 1973), pp. 167-181.

26.Sharpe, William F., “A Simplified Model For Portfolio Analysis”, Management

Science, IX (January 1963), pp. 277-293.

27.Ιορδάνης Μ. Ελευθεριάδης, «Μελέτη της Σχέσης Μεταξύ Επιχειρηματικού και

Χρηματοοικονομικού Κινδύνου σε Ελληνικές Επιχειρήσεις», Διδακτορική Διατριβή,

Τμήμα Λογιστικής και Χρηματοοικονομικής Πανεπιστημίου Μακεδονίας, 1999

28.Ιορδάνης Μ. Ελευθεριάδης, Κωνσταντίνος Α. Αγοραστός, «Η επίδραση της

Χρηματοοικονομικής Μόχλευσης στην Διαμόρφωση του Συνολικού

Επιχειρηματικού Κινδύνου», ΣΠΟΥΔΑΙ, 2002 (Τόμος 52, Τεύχος 1-2, Ιανουάριος –

Ιούνιος 2002. , σελ. 123 – 135.

29.Hochman Slalom, “The Beta Coefficient: An Instrumental Variables Approach”,

Research in Finance, 1983, vol. 4, pp. 123 – 151.

ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ - ΠΙΝΑΚΕΣ

Πίνακας 1 : Αποτελέσματα Παλινδρόμησης ik

uik ik

a c E Q στον

κλάδο Κλωστοϋφαντουργίας

A/A Διάστημα τιμών

βj

Αριθμός επιχειρήσεων

Συντελεστής Cκ

R2

T-Statistic Cκ

1 [ , -2 ] 25 -0,223 0,006 -1,100

2 [-2 , -1 ] 30 -0,576 0,178 -2,536

3 [-1 , -0,5 ] 35 -0,562 0,493 -5,756

4 [-0,5 , -0,3 ] 32 -0,511 0,494 -5,415

5 [-0,3 , 0 ] 22 -1,161 0,462 -4,459

6 [0 , 0,3 ] 25 -0,463 0,267 -3,237

7 [0,3 , 05 ] 23 -0,141 -0,040 -0,585

8 [0,5 , 0,7 ] 35 -0,377 0,207 -2,795

9 [0,7 , 1,0] 22 -0,521 0,176 -2,887

10 [1,0 , 2,0] 29 -0,679 0,566 -5,564

11 [2,0 , 3,0] 25 -0,080 -0,002 -0,944

12 [3,0 , ] 16 -0,240 -0,044 -0,498


uik ik

a c E Q στον

κλάδο Τροφίμων – Ποτών


βj



R2

T-Statistic Cκ

1 [ , -4 ] 30 -0,302 0,016 -0,7

2 [-4 , -2 ] 33 -0,64 0,152 -2,132

3 [-2 , -1 ] 30 -0,491 0,624 -7,456

4 [-1 , -0,3 ] 32 -0,575 0,626 -7,115

5 [-0,3 , 0 ] 30 -0,98 0,578 -5,659

6 [0 , 0,4 ] 27 -0,617 0,285 -3,422

7 [0,4 , 07 ] 20 -0,236 0,175 -2,459

8 [0,7 , 1,0 ] 27 -0,512 0,195 -3,175

9 [1,0 , 2,0] 31 -0,645 0,149 -1,887

10 [2,0 , 3,0] 28 -0,576 0,733 -8,464

11 [3,0 , 6,0] 50 -0,146 0,11 -1,453

12 [6,0 , ] 32 -0,35 0,168 -2,398


uik ik

a c E Q στον

κλάδο Χημικών Βιομηχανιών


βj



R2

T-Statistic Cκ

1 [ , -2 ] 23 0,9079 0,002 0,205

2 [-2 , -1 ] 19 -0,1177 0,214 -2,152

3 [-1 , -0,5 ] 39 -0,4107 0,300 -4,036

4 [-0,5 , -0 ] 42 -1,5953 0,348 -2,717

5 [0 , 0,2 ] 27 -0,3451 0,375 -2,962

6 [0,2 , 0,4 ] 18 -0,2083 0,584 -4,737

7 [0,4 , 0,6 ] 30 -0,1777 0,003 -0,252

8 [0,6 , 1,0 ] 18 -2,2056 0,265 -2,407

9 [1,0 , 1,8] 21 -0,6171 0,103 -1,481

10 [1,8 , 3,0] 21 -6,2133 0,5983 -5,174

11 [3,0 , ] 20 0,9752 0,177 1,966


uik ik

a c E Q στον

κλάδο Τεχνικών - Κατασκευαστικών εταιριών


βj



R2

T-Statistic Cκ

1 [ , -3 ] 15 -0,249 0,010 -0,548

2 [ -3 , -1 ] 21 -1,024 0,181 -1,908

3 [ -1 , -0,5 ] 12 -0,512 0,350 -2,780

4 [ -0,5 , 0 ] 18 -2,44 0,454 -3,245

5 [ 0 , 0,5 ] 15 -0,179 0,337 -2,762

6 [ 0,5 , 1,5 ] 12 -0,135 0,450 -3,184

7 [ 1,5 , 2 ] 16 -1,202 0,174 -1,890

8 [2 , ] 9 -4,058 0,500 -3,984


uik ik

a c E Q στον

κλάδο Μεταλλουργικών


βj



R2

T-Statistic Cκ

1 [ , -6 ] 23 11,783 0,059 1,146

2 [-6 , -3 ] 26 -0,917 0,408 -2,931

3 [-3 , -1 ] 31 -29,907 0,311 -1,979

4 [-1 , 0 ] 17 -7,149 0,356 -2,883

5 [ 0 , 1 ] 11 -6,621 0,32 -2,06

6 [1 , 3 ] 20 -84,354 0,194 -2,081

7 [ 3 , 6 ] 18 -0,109 0,014 -0,474

8 [ 6 , ] 19 -0,789 0,039 -0,826

Documents

T_03. Eleftheriadis - Valianatos - Peka