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. اخیراًً 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 می‏ کنند زمانی که تعداد معامله‏گران در مدل ایزلی و اُهارا (۲۰۰۴) زیاد می‏ شود، اثر اطلاعاتی، با تنوع بخشی حذف می‏ شود. 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 نمی‏ کند (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 می‏ گذارد. در نتیجه، این مدل نشان می‏ دهد که خطرپذیری اطلاعاتی بر بتای شرکت اثر می‏ گذارد 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 می‏ دهد نشانه های 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 می ‏کند، 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 می ‏کند 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، یافته های 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. ‌بنابرین‏ به نظر می‏رسد که هر گونه 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 می‏ دهد. 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 می‏ دهد 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 یافته های آن‌ ها نشان می‏ دهد 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 می‏ دهد، چرا صرف خطرپذیری ژانویه در طول بقیه سال معکوس می‏ شود و چرا صرف خطرپذیری بواسطه فروش زیان مالیاتی افزایش می‌یابد، دشوار است. ‌بنابرین‏ اگرچه ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱) معتقدند که یافته های 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 یافته های پژوهش ماشرووالا و ماشرووالا (۲۰۱۱)، توصیف کیفیت اقلام تعهدی را بر مبنای مفهوم خطرپذیری دشوار می ‏کند. زیرا تمرکز صرف شاخص کیفیت اقلام تعهدی در ژانویه باعث ایجاد شک و تردید جدی نسبت ‌به این دیدگاه می‏ شود که شاخص کیفیت اقلام تعهدی ‌منعکس کننده خطرپذیری است. زیرا هیچ دلیل نظری (تئوریک) برای خطرپذیری نظام‌مند وجود ندارد که تنها در ژانویه نمود پیدا کند.

• 1. 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 می ‏کند، 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).