بررسی مقایسه‌ای نقش شاخص‌های نوین و سنتی نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نویسندگان

1 دانشیار حسابداری دانشگاه شیراز و حسابدار رسمی

2 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه شیراز

چکیده

  با تفکیک مدیریت از مالکیت و به دنبال آن، با پیدایش تئوری نمایندگی، ارزیابی عملکرد به عنوان یکی از مهمترین موضوع‌ها در حسابداری مطرح شده است. هدف این پژوهش، بررسی نقش هر دو گروه شاخص­های نوین و سنتی نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی است. در راستای تحقق هدف‌های پژوهش، پانزده فرضیه تدوین شده است که معنا‌دار بودن رابطه بین شاخص­های نقدینگی و عملکرد مالی شرکت­ها را مورد آزمون قرار می‌دهد. روش آماری مورد استفاده برای آزمون فرضیه‌های مطرح شده در این پژوهش، روش «داده­های ترکیبی» است. نمونه آماری پژوهش شامل 74 شرکت طی بازه زمانی یازده ساله 1378-1388 است. تجزیه و تحلیل فرضیه­های پژوهش نشان می­دهد که تمامی فرضیه­های پژوهش، به جز فرضیه‌های مربوط به نسبت Q توبین تأیید شده است. بر اساس نتایج حاصل از آزمون فرضیه­ها، به‌طور کلی، شاخص­های نوین نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها تصویر دقیق­تری نسبت به شاخص­های سنتی نقدینگی به استفاده­کنندگان از اطلاعات مالی در جهت اخذ تصمیمات بهینه ارائه می­دهند.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

A Comparative Study of the Role of Modern and Traditional Liquidity Indexes in Apprising Financial Performance of the Companies Listed in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • Gh Mahdavi 1
  • A Ghorbani 2
1 Associated Professor of Accounting, Shiraz University, Iran
2 Master of Accounting- Shiraz University, Iran
چکیده [English]

  By separating management from ownership and after the advent of the genesis of agency theory, performance measurement is propounded as one of the major subjects in accounting. The aim of this study is to investigate the role of the modern and the traditional liquidity indexes groups in appraising financial performance. For this purpose, 15 hypotheses were set to test the significance of the relationship between liquidity indexes and the financial performance of the sampled companies. The statistical method used to test the proposed hypotheses was the regression method using “panel data”. The sample is restricted to 74 companies using their data for a period of 2000-2010. The results of the study indicated that all of the hypotheses were supported except the hypothesis related to Tobin-Q. Generally, the results of hypotheses tests showed that in corporates’ financial performance evaluation, modern liquidity indexes represent the most accurate illustration to financial information user.   

کلیدواژه‌ها [English]

  • Modern Liquidity Indexes 2. Comprehensive Liquidity Index 3. Cash Conversion Cycle 4. Net Liquidity Balance 5. Financial Performance

 

 

ارزیابی و عملکرد شرکت­ها همواره مورد توجه سهامداران، سرمایه­گذاران، اعتباردهندگان مالی، نظیر بانک­ها و مؤسسات مالی، بستانکاران و بخصوص مدیران بوده است. ارزیابی عملکرد از لحاظ مالی با دو شاخص قدرت نقدینگی و سودآوری تعیین می‌شود. سودآوری به اصطلاح علامت مریض نبودن بنگاه اقتصادی و قدرت نقدینگی، علامت ادامه حیات بنگاه اقتصادی است. اگر چه هر دو اینها با اهمیت هستند، اما نقدینگی از اهمیت بیشتری برخوردار است. شرکت­های با سودآوری پایین یا حتی غیر سودآور، مدت بیشتری می­توانند در خدمت اقتصاد قرار گیرند، ولی شرکت­های بدون نقدینگی امید به حیات کمتری دارند [11]. شاخص­هایی که به ارزیابی وضعیت نقدینگی شرکت­ها می­پردازد، از دیرباز مورد توجه خاص تحلیلگران بوده است. این امر موجب شد تا تحلیلگران با تجزیه و تحلیل معایب شاخص‌های سنتی بتوانند شاخص­های نوینی را ارائه کنند [7]. شاخص­های مزبور، ایرادهای ناشی از شاخص­های سنتی نقدینگی را که به واسطه در نظر نگرفتن جزئیات وضعیت نقدینگی شرکت­هاست، مورد توجه قرار می­دهد. در این پژوهش با توجه به ارتباط تنگاتنگی که بین وضعیت نقدینگی شرکت­ها و عملکرد مالی آنها وجود دارد، به بررسی مقایسه­ای نقش شاخص­های سنتی و نوین نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها پرداخته می­شود.

 

2. مبانی نظری و پیشینه پژوهش

2 .1. شاخص­های سنتی اندازه­گیری نقدینگی

در شاخص­های سنتی نقدینگی، تأکید اصلی بر این موضوع است که هر چه دارایی­های جاری بیشتر از بدهی­های جاری باشد، وضعیت نقدینگی شرکت مطلوبتر است. به عبارت دیگر، دارایی­های جاری صرف­نظر از ترکیب آن نمایانگر توان پرداخت شرکت و بدهی­های جاری نیز صرف­نظر از ترکیب آن، نمایانگر نیازهای نقدی شرکت است. بر اساس همین دیدگاه، نسبت­های جاری و آنی برای اندازه‌گیری وضعیت نقدینگی معرفی شده­اند [37، 43، 47، 56]. مدت زمانی طولانی است که از این نسبت­ها به عنوان شاخص­هایی برای ارزیابی توان بدهی­ها استفاده می­شود. نواقص این شاخص­ها، همواره مورد تأکید تحلیلگران و به خصوص بازار سرمایه بوده است که از جمله می­توان به لحاظ نکردن درجات نقدینگی دارایی­های جاری و سرعت بازپرداخت بدهی­های جاری اشاره کرد.

 

2 .2. شاخص­های نوین اندازه­گیری نقدینگی

با توجه به ایرادهای وارده بر شاخص­های سنتی نقدینگی شرکت­ها، پژوهشگران مالی درصدد برآمدند شاخص­هایی را معرفی کنند که ضمن رفع ایرادهای مذکور، جزئیات وضعیت نقدینگی شرکت­ها را نیز مد­نظر قرار دهد. در ادامه شاخص­های نوین نقدینگی که در این پژوهش استفاده می‌شود، به طور مختصر بررسی می­شود.

شاخص فراگیر نقدینگی[1]: این شاخص با محاسبه میانگین وزنی نسبت جاری، مشکل مربوط به در نظر نگرفتن درجه نقدینگی دارایی­های جاری و زمان بازپرداخت بدهی­های جاری را مرتفع می­کند. جزئیات این مدل به شرح زیر است [46]:

1- به هر یک از دارایی­های جاری، با توجه به درجه نقدینگی آنها وزن معینی اختصاص می‌یابد و مبلغ تعدیل شده آنها محاسبه می­شود. وزن هر دارایی عبارت است از:

1- معکوس گردش هر دارایی.

2- به وجه نقد، به دلیل این­که ماهیتاً نقد است، ضریب یک اختصاص داده می­شود و احتیاج به تعدیل ندارد.

3- چون مطالبات شرکت یک مرحله برای تبدیل به نقد شدن، فاصله دارد، به شرح زیر تعدیل می­شود: 

AR = R * [1- (1 / TR)]

که در آن:

AR = حساب‌های دریافتنی تعدیل شده؛

R = مانده حساب­های دریافتنی؛

TR=گردش حساب­های دریافتنیاست.

4- موجودی کالا به دلیل این­که باید ابتدا به حساب‌های دریافتنی و سپس تبدیل به وجه نقد تبدیل شود، به شرح زیر تعدیل می­شود:                   

AINV = INV * [1- (1 / TR) - (1 / TINV)]

 

که در آن:

AINV= موجودی کالای تعدیل شده؛ 

INV= مانده موجودی کالا؛  

TINV=گردش موجودی کالاست.

5-برای هریک از بدهی­های جاری ضریب تعدیل محاسبه و مبلغ تعدیل شده آنهامحاسبه می‌شود. حساب‌های پرداختنی به شرح زیر تعدیل می‌شود:         

APA = PA * [1- (1 / TPA)]

PA = PUR / PA

که در آن:

APA= حساب­های پرداختنی تعدیل شده؛

 PUR= کل خرید دوره؛   

PA=مانده حساب­های پرداختنی؛   

TPA=گردش حساب­های پرداختنی است.

البته، سایر اجزای بدهی­ها نیز بر اساس همین روش قابل تعدیل هستند.

6- شاخص­ فراگیر نقدینگی به شرح زیر محاسبه می­شود:                       LCA / ACA = ACR

که در آن:

ACR= شاخص فراگیر نقدینگی؛

ACA= دارایی جاری تعدیل شده؛

LCA=بدهی جاری تعدیل شده.

همان­گونه که ملاحظه می­شود، تا حدود زیادی ایراد اصلی نسبت جاری، که لحاظ نکردن درجه نقدینگی دارایی­های جاری و زمان بازپرداخت بدهی‌های جاری بود، با به کارگیری ضریب تعدیل رفع شده است.

شاخص دوره تبدیل وجه نقد[2]: گیتمن[3] (1974) از دوره تبدیل وجه نقد به عنوان جزء حیاتی مدیریت سرمایه در گردش یاد کرده است. دورهتبدیل وجه نقد، دوره زمانی خالص بین پرداخت بدهی­ها و دریافت وجه نقد از محل وصول مطالبات است. هر چه این دوره کوتاهتر باشد، شرکت نقدینگی بهتری دارد. فرمول محاسبه شاخص دوره تبدیل وجه نقد به شرح زیر است [31]:

CCC = OC - PP

OC = INVP + RP      

PP = PA / DCOGS

که در آن:

CCC=دورهتبدیلوجه نقد

OC=دوره عملیات

RP=دوره وصول مطالبات

INVP=دوره نگهداری موجودی کالا

PA=مانده حساب­های پرداختنی

DCOGS=بهای تمام شده کالای فروش رفته روزانه (COGS / 360)

شاخص مانده نقدی خالص[4]: شاخص جدید دیگری است که برای تعیین وضعیت نقدینگی شرکت­ها معرفی شده است. در این شاخص برای نشان دادن وضعیت نقدینگی شرکت به مانده وجه نقد و اوراق بهادار توجه می­شود. این شاخص ذخیره نقدینگی واقعی شرکت را، در رابطه با نیازهای پیش‌بینی نشده نشان می­دهد. نحوه محاسبه مانده نقدی خالص به صورت زیر است [53]:

NLB = (CASH + MKT - AP) / TA        

که در آن:

NLB= مانده نقدی خالص 

CASH = وجه نقد

MKT=اوراق بهادار قابل فروش

AP=اسناد پرداختنی

TA = کل دارایی­ها

 

2-3. ارزیابی عملکرد مالی

حسابداری ابزار مؤثری برای فراهم کردن اطلاعات مفید برای قضاوت و تصمیم­گیری استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی است، به طوری که هستة بسیاری از دلایل مطرح شده در حمایت از فلسفة وجودی دانش حسابداری، تأکید بر فرایند قضاوت و تصمیم­گیری استفاده­کنندگان بوده، بر اساس مبانی نظری حسابداری و گزارشگری مالی کشورهای آنگلوساکسون و نیز ایران، سرمایه­گذاران، اصلی­ترین استفاده­کنندگان صورت‌های مالی به شمار می‌روند. این گروه در پی اطلاعاتی هستند که به وسیلة آن ارزیابی مخاطره و بازده‌ مورد انتظار سرمایه‌گذاری امکان­پذیر شود [2]. بنابراین، در این پژوهش تمرکز اصلی بر ارزیابی عملکرد از دیدگاه سهامداران است. متغیرهای انتخاب شده از این دیدگاه، شامل دو متغیر حسابداری؛ یعنی بازده دارایی‌ها و بازده حقوق صاحبان سهام، و یک متغیر بازار؛ یعنی نسبت میانگین Q توبین[5] است که از طریق تقسیم ارزش بازار شرکت به ارزش دفتری یا ارزش جایگزینی دارایی‌های شرکت به دست می­آید [38].

دلیل عمده برای انتخاب بازده دارایی‌ها و بازده حقوق صاحبان سهام به‌عنوان متغیرهایی برای ارزیابی عملکرد شرکت این است که، این نسبت‌ها با استراتژی شرکت و عملکرد مدیریت رابطه مستقیم دارند. برای مثال، 80 درصد پژوهش‌هایی که به بررسی عملکرد شرکت‌ها پرداخته‌اند، "بازده دارایی‌ها" را به‌عنوان یک معیار مهم ارزیابی عملکرد انتخاب کرده‌اند [58]. افزون بر این، به منظور ارزیابی دقیق­تر، صرفاً به متغیرهای حسابداری اتکا نشده است و نسبت­های بازار نیز مد نظر قرار گرفته­اند.

 

2-4. پیشینه پژوهش

نظر به اینکه تاکنون هیچ پژوهش داخلی و خارجی نقش شاخص­های نوین و سنتی نقدینگی را در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها مقایسه نکرده است؛ در ادامه به پژوهش­های مرتبط در این زمینه پرداخته می­شود.

2-4-1. پژوهش­های داخلی

خوش‌طینت و نمازی (1383)، در پژوهشی با عنوان «همبستگی شاخص­های سنتی نقدینگی و شاخص­های نوین نقدینگی» به بررسی میزان همبستگی بین شاخص­های نوین نقدینگی، شامل شاخص فراگیر نقدینگی، مانده نقدی خالص، دوره تبدیل وجه نقد و شاخص­های سنتی، شامل نسبت جاری و آنی در شرکت­های فعال در صنعت غذایی بورس اوراق بهادار تهران در فاصله سال­های 1377-1381 پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که هر چند شاخص­های نوین نقدینگی، با شاخص­های سنتی نقدینگی همبستگی نزدیکی دارند؛ ولی دارای تفاوت‌هایی نیز هستند که می­تواند در تصمیم­گیری نقش مهمی ایفا کند. همچنین، دارای بار اطلاعاتی متفاوت­تری نسبت به شاخص­های سنتی هستند که می‌تواند راهنمای استفاده­کنندگان از این شاخص­ها در اخذ تصمیم­های بهینه باشد [7].

برزیده (1384)، نیز در پژوهشی با عنوان «نقش نسبت­های مرسوم و نوین نقدینگی در تصمیم‌گیری‌های مالی» در شرکت­های فعال در صنعت سیمان سازمان بورس اوراق بهادار تهران در فاصله سال­های 1379-1383 به نتایجی مشابه با پژوهش قبل دست یافت [4].

نمازی و منصوری (1385)، در پژوهشی با عنوان «بررسی تجربی دوره تبدیل وجه نقد و تجزیه و تحلیل نقدینگی شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران» دوره تبدیل وجه نقد را به عنوان یک شاخص نقدینگی در 216 شرکت، در فاصله سال‌های 1376-1380 بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد که دوره تبدیل وجه نقد رابطه منفی و معنا‌داری با نسبت سود خالص به فروش و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام دارد؛ اما رابطه معنا­داری بین دوره تبدیل وجه نقد و نسبت بازده دارایی­ها مشاهده نشد [17].

تهرانی و باجلان (1388)، در پژوهشی با عنوان «بررسی ارتباط بین ویژگی­های شرکت و موفقیت مالی» از داده­های مربوط به شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصله سال­های 1380-1384 برای تجزیه و تحلیل داده­ها و ارزیابی عملکرد شرکت­ها استفاده کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که طول چرخه تبدیل وجه نقد شرکت، با عملکرد مالی آن رابطه معکوس دارد. بنابراین، با توجه به اینکه چرخه وجه نقد جزء حیاتی مدیریت سرمایه در گردش است، می­توان گفت که چگونگی مدیریت سرمایه در گردش، یکی از عوامل اصلی تعیین­کننده عملکرد مالی شرکت است. همچنین، بازده دارایی­ها و نرخ رشد مداوم که خود متأثر از دو معیار بازده حقوق صاحبان سهام و نسبت تقسیم سود است، با عملکرد مالی شرکت رابطه مستقیم دارد [5]. 

رجبی و گنجی (1389)، در پژوهشی به بررسی رابطه بین نظام راهبری و عملکرد مالی شرکت­ها پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که «نوع اظهار نظر حسابرس مستقل» و «رعایت کامل تکالیف  مقرر از سوی مجمع عمومی سالانه» نسبت به سایر مکانیزم­های راهبری، رابطة بیشتری با عملکرد مالی شرکت­ها دارد [8]. 

 

2-4-2. پژوهش­های خارجی

براینارد[6] و توبین[7] (1968)، طی پژوهشی به این نتیجه رسیدند که رابطه بین نسبت  Qتوبین (به عنوان معیاری مهم برای تعیین عملکرد) و رشد بالقوه شرکت مثبت است؛ بدین معنی که شرکت‌هایی که نسبت  Qتوبین بزرگتر از یک دارند، توانایی رشد زیادی دارند [28].

سونن[8] (1993)، در پژوهشی با عنوان «دوره تبدیل وجه نقد و سودآوری شرکت­ها» ارتباط بین سودآوری و نقدینگی را بر روی 5043 شرکت آمریکایی، ‌در 20 صنعت و در فاصله سال­های 1970-1979 بررسی کرد. نتایج این پژوهش ارتباط منفی و معنا­داری را بین سودآوری و نقدینگی نشان داد. همچنین، این پژوهش نوع صنعت را به عنوان عامل مهمی در بررسی ارتباط بین سودآوری و نقدینگی مورد تأکید قرار داد [55].

اسمیت[9] و بیج من[10] (1997). طی پژوهشی با عنوان «اندازه­گیری ارتباط بین سرمایه در گردش و بازده سرمایه­گذاری­ها» بر روی 135 شرکت از شرکت­های بورس اوراق بهادار ژوهانسبورگ[11] در فاصله سال­های 1984-1993 به این نتیجه رسیدند که نسبت­های جاری و آنی به عنوان شاخص­های نقدینگی رابطه مثبتی با نسبت بازده دارایی­ها دارند. همچنین، ارتباط معنا­داری بین دوره تبدیل وجه نقد و بازده دارایی­ها مشاهده نشد [54].

لایرودی و لازاریدس[12] (2000)، در پژوهشی با عنوان «دوره تبدیل وجه نقد و تحلیل نقدینگی صنعت غذایی کشور یونان» به بررسی ارتباط بین نقدینگی و نسبت­های اهرمی و سودآوری در 82 شرکت از شرکت­های صنایع غذایی بورس اوراق بهادار یونان طی سال 1997 پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که ارتباط مثبت و معناداری بین دوره تبدیل وجه نقد و نسبت­های حاشیه سود خالص و نسبت بازده دارایی­ها وجود دارد [44].

وانگ[13]  (2002)، در پژوهشی با عنوان «عملکرد عملیاتی مدیریت نقدینگی و ارزش شرکت: شواهدی از ژاپن و تایوان» ارتباط مدیریت نقدینگی با سودآوری و ارزش شرکت را بر روی 1555 شرکت ژاپنی و 375 شرکت تایوانی در فاصله سال­های 1985-1996 مطالعه نمود. نتایج پژوهش وی نشان داد که ارتباط منفی و معنا­داری بین دوره تبدیل وجه نقد و شاخص­های سودآوری وجود دارد. افزون بر این، مدیریت نقدینگی متهورانه که با کاهش دوره تبدیل وجه نقد اتفاق می­افتد، باعث بهبود عملکرد شرکت و در نتیجه افزایش ارزش شرکت می­شود [57].

الجلی[14]  (2004)، در پژوهشی با عنوان «تعادل نقدینگی- سودآوری: بررسی تجربی در یک بازار نوظهور[15]» به بررسی ارتباط بین نقدینگی و سودآوری در 29 شرکت­ سهامی در کشور عربستان سعودی در فاصله سال­های  1996-2000 پرداخت. نتایج پژوهش وی در سطح کلیه شرکت­ها نشان داد بین سودآوری (بازده فروش) و سطح نقدینگی شرکت­ها که به وسیله نسبت جاری و دوره تبدیل وجه نقد اندازه­گیری شده بود، ارتباط معنادار منفی وجود دارد. همچنین، بررسی نتایج در سطح صنایع نیز نشان داد که دوره تبدیل وجه نقد در مقایسه با نسبت جاری، تأثیر با اهمیت­تری بر میزان سودآوری شرکت­ها دارد و اندازه شرکت­ها به عنوان عامل مهمی باید مدنظر قرار گیرد [30].

لازاریدس و ترایفانیدس[16]  (2006)،در پژوهشی با عنوان «ارتباط بین مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار آتن» با بررسی 131 شرکت در فاصله سال­های 2001-2004 به این نتیجه رسیدند که ارتباط معناداری بین سودآوری (بازده دارایی­ها) و دوره تبدیل وجه نقد وجود دارد و مدیران می­توانند از طریق مدیریت بهینه بر اجزای دوره تبدیل وجه نقد شامل حساب­های دریافتنی، موجودی­های کالا و حساب­های پرداختنی در ایجاد سود برای شرکت­ها نقش مهمی ایفا کنند [40].

نوبانی[17] و الهاجر[18] (2009)، در پژوهشی با عنوان «مدیریت سرمایه در گردش، گردش نقدی عملیاتی و عملکرد شرکت» به بررسی ارتباط بین مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد شرکت و فعال­سازی گردش نقدی در بین  5802 شرکت در فاصله سال‌های 1990-2004 پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که مدیران با کوتاه کردن دوره تبدیل وجه نقد و دوره وصول حساب­های دریافتنی می­توانند سودآوری و گردش وجه نقد شرکت خود را افزایش دهند. همچنین، کوتاه کردن دوره تبدیل موجودی و طولانی کردن دوره سررسید حساب­های پرداختنی موجب کاهش سوددهی و گردش نقدی شرکت می‌شود [49]. 

 

3- فرضیه­های پژوهش

به منظور بررسی نقش شاخص­های نوین و سنتی نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پانزده فرضیه در دو گروه طراحی و مورد آزمون قرار گرفت.

الف. بررسی ارتباط بین شاخص­های سنتی نقدینگی و عملکرد مالی

1. بین نسبت جاری و نسبت بازده دارایی­ها، رابطه معنا­داری وجود دارد.

2. بین نسبت جاری و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، رابطه معنا­داری وجود دارد.

3. بین نسبت جاری و نسبت Q توبین، رابطه معنا­داری وجود دارد.

4. بین نسبت آنی و نسبت بازده دارایی­ها، رابطه معنا­داری وجود دارد.

5. بین نسبت آنی و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، رابطه معنا­داری وجود دارد.

6. بین نسبت آنی و نسبت Q توبین، رابطه معنا‌داری وجود دارد.

ب. بررسی ارتباط بین شاخص­های نوین نقدینگی و عملکرد مالی

7. بین شاخص­ فراگیر نقدینگی و نسبت بازده دارایی­ها، رابطه معنا­داری وجود دارد.

8. بین شاخص­ فراگیر نقدینگی و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، رابطه معنا­داری وجود دارد.

9. بین شاخص­ فراگیر نقدینگی و نسبت  Qتوبین، رابطه معنا­داری وجود دارد.

10. بین شاخص دوره تبدیل وجه نقد و نسبت بازده دارایی­ها رابطه معنا­داری وجود دارد.

11. بین شاخص دوره تبدیل وجه نقد و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، رابطه معنا­داری وجود دارد.

12. بین شاخص دوره تبدیل وجه نقد و نسبت  Qتوبین، رابطه معنا­داری وجو دارد.

13. بین شاخص مانده نقدی خالص و نسبت بازده دارایی­ها، رابطه معنا­داری وجود دارد.

14. بین شاخص مانده نقدی خالص و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، رابطه معنا­داری وجود دارد.

15. بین شاخص مانده نقدی خالص و نسبت Qتوبین، رابطه معنا­داری وجود دارد.

 

4- روش شناسی و طرح پژوهش

4-1. نحوه جمع­آوری داده­ها

این پژوهش کاربردی و طرح پژوهش آن از نوع شبه‌ تجربی و با استفاده از رویکرد پس‌رویدادی (از طریق اطلاعات گذشته) است. داده­های این پژوهش مبتنی بر ارقام و اطلاعات واقعی بازار سهام و صورت­های مالی شرکت­هاست. در این پژوهش برای جمع‌آوری داده‌ها و اطلاعات، از روش کتابخانه‌ای استفاده می‌شود. مبانی نظری پژوهش از کتب و مجلات تخصصی فارسی و لاتین و داده­های مورد نیاز از طریق مراجعه به صورت‌‌های مالی، یادداشت‌های توضیحی، گزارش‌های هفتگی و ماهنامه بورس اوراق بهادار و با استفاده از نرم‌افزارهای دنا سهم، صحرا و تدبیر‌پرداز گردآوری شده است.

4-2. جامعه آماری و نمونه پژوهش

بازه زمانی این پژوهش یازده سال، از سال 1378 الی 1388 و جامعه آماری این پژوهش متشکل از کلیه شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تا ابتدای سال 1378 است. شرکت­های مورد بررسی باید سودده و به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دوره مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه و به دلیل ماهیت خاص فعالیت، جزو صنعت بانک­ها و مؤسسات مالی نباشد. همچنین، طی بازه زمانی مذکور تغییر سال مالی نداشته باشد و کلیه اطلاعات مالی و غیرمالی مورد نیاز، از جمله یادداشت­های همراه صورت­های مالی، در دسترس باشد. افزون بر این، توقف عملیات نداشته و ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام آنها، منفی نباشد. با توجه به معیارهای ذکر شده، تعداد 74 شرکت برای انجام این پژوهش انتخاب شده است.

4-3. روش پژوهش

در این پژوهش با توجه به نوع داده­ها و روش‌های تجزیه و تحلیل موجود، از روش «داده­های ترکیبی[19]» استفاده شده است، زیرا به منظور بررسی رابطه شاخص­های نقدینگی و عملکرد مالی شرکت‌ها، متغیرهای مستقل و وابسته از دو جنبه متفاوت بررسی می‌شوند. از یک سو، این متغیرها در میان شرکت­های مختلف و از سوی دیگر، در بازه زمانی یازده ساله 1378-1388 آزمون می­شوند. به منظور تخمین مدل رگرسیون مربوط به داده­های ترکیبی، از یکی از روش‌های تأثیرات مشترک، تأثیرات ثابت و تأثیرات تصادفی استفاده می‌شود. بدین ترتیب، که ابتدا برای گزینش بین تأثیرات مشترک و تأثیرات ثابت از آزمون چاو استفاده می‌شود. به ‌طور موازی، برای گزینش بین تأثیرات مشترک و تأثیرات تصادفی نیز، آزمون بروش- پاگان انجام می‌شود. در نهایت، برای گزینش بین تأثیرات ثابت و تأثیرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. در این پژوهش به دلیل مشکلات مربوط به ناتوانی انجام آزمون­های مربوط به روش تأثیرات ثابت به واسطه زیاد بودن متغیرهای مورد استفاده در تخمین مدل رگرسیون و اعلام خطا از طرف نرم­افزار مورد استفاده، فقط آزمون بروش – پاگان با استفاده از نرم افزار Stata نسخه 1/9 انجام شده است که نتایج به‌دست آمده بیانگر مرجح بودن استفاده از روش تأثیرات تصادفی در مقایسه با روش تأثیرات مشترک (تلفیقی) برای تخمین کلیه مدل­های رگرسیون است.

به علت غیرایستا[20]بودن بیشتر متغیرهای اقتصادی در سطح[21]، برآورد الگوهای اقتصادسنجی در سری‌های زمانی به کمک این متغیرها باعث بروز رگرسیون کاذب[22] می‌شود. بنابراین، به کارگیری متغیرهای اقتصادی در الگوهای اقتصادسنجی به انجام آزمون‌های پایایی منوط می­شود. در این پژوهش برای تعیین ایستایی (پایایی) متغیرهای مدل از آزمون ریشه واحد[23] استفاده می­شود. آزمون‌های ریشه واحد داده‌های ترکیبی که در این پژوهش استفاده شده‌اند، عبارتند از: آزمون­های لوین[24]، لین[25] و چو[26] (2002) [42]، ایم[27]، پسران[28] و شین[29] (2003) [36]، دیکی فولر تعمیم یافته[30] (1979) [29]؛ فلیپس- پرون[31] (1988) [51] و هاردی[32] (2003) [33].

در این پژوهش، به منظور انجام آزمون‌های آماری از نرم افزارهای SPSS16 ،Eviews5.1  و Stata9.1 برای تجزیه و تحلیل اطلاعات استفاده شده است.

4- 3 -1. متغیر وابسته

از آنجا ‌که در این پژوهش عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ارزیابی می‌شود، عملکرد مالی شرکت­ها، متغیر وابسته پژوهش است. عملکرد مالی شرکت­ها با بررسی شاخص­هایی که نشان‌دهنده عملکرد مالی هستند، ارزیابی می‌شود. در این پژوهش شاخص­های مورد استفاده برای ارزیابی عملکرد مالی، شامل نسبت بازده دارایی­ها، نسبت بازده حقوق صاحبان سهام و نسبت Qتوبین است.

4-3 -2. متغیرهای مستقل

متغیرهای مستقل مورد استفاده، نسبت جاری، نسبت آنی، شاخص­ فراگیر نقدینگی، شاخص­ دوره تبدیل وجه نقد و شاخص مانده نقدی خالص است.

4- 3 -3. متغیرهای کنترلی

متغیرهای کنترلی که اغلب در متون استراتژی به عنوان متغیرهای تأثیرگذار بر عملکرد شرکت استفاده می­شوند، عبارتند از:

1- ساختار بدهی یا اهرم مالی: که توسط نسبت کل بدهی­ها به ارزش دفتری کل دارایی­ها اندازه­گیری می­شود.

2- اندازه شرکت: برای محاسبه متغیر اندازه شرکت از معیارهایی نظیر لگاریتم مجموع دارایی‌ها یا فروش استفاده می‌شود، اما با توجه به شرایط تورمی و نامربوط بودن ارقام تاریخی دارایی‌ها، در پژوهش حاضر مطابق با پژوهش‌های نمازی و خواجوی (1383) [24]، لانگ37 و ساهو38 (2008) [39]، لی­هن39 و همکاران (2009) [41] و اوکانل40 و کرامر41 (2010) [50]، از لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام شرکت به عنوان معیاری از اندازه شرکت استفاده می‌شود.

3- صنعت: با توجه به این­ که طبقه­بندی صنعت تأثیر معناداری بر روی نسبت­های مالی دارد [35]، در این پژوهش، نوع صنعت به عنوان یک متغیر مجازی وارد تجزیه و تحلیل­ها می­شود و با دو میزان صفر یا یک اندازه­گیری می­شود.

نوع صنعت دارای شش حالت یا به عبارتی شش گروه صنعت است که تعداد پنج صنعت به عنوان متغیر مستقل مجازی در نظر گرفته می­شود. هدف از این کار، سنجش میزان تعدیل­کنندگی نوع صنعت بر میزان همبستگی بین شاخص­های نوین و سنتی نقدینگی و همچنین بر رابطه شاخص­های نقدینگی و عملکرد مالی شرکت­هاست.

 

5- یافته­های پژوهش

ابتدا، برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، ایستایی یا پایایی متغیرهای مستقل، وابسته و کنترلی پژوهش بررسی شد. بر اساس آزمون­های ریشه واحد برای متغیرهایی که مقدار P-Value کمتر از 05/0 باشد، در طی دوره پژوهش در سطح پایا هستند. نتایج حاصل از انجام آزمون ریشه واحد در نگاره‌ 1 ارائه شده است.

 

نگاره (1)- آزمون پایایی متغیرهای پژوهش

آزمون لوین، لین و چو

 آماره (t)

آزمون ایم، پسران و شین

 آماره (w)

آزمون دیکی- فولر

 آماره (w)

آزمون فلیپس پرون

 آماره (F)

 

متغیرها

59/19-

-12/8

58/315

80/280

آماره مربوطه

نسبت جاری

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-36/18

-97/6

89/287

55/277

آماره مربوطه

نسبت آنی

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-90/15

-32/6

64/280

52/257

آماره مربوطه

شاخص فراگیر نقدینگی

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-96/16

-81/7

18/303

81/331

آماره مربوطه

شاخص دوره تبدیل وجه نقد

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-86/18

-11/8

03/319

91/297

آماره مربوطه

شاخص مانده  نقدی خالص

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-40/17

-03/8

08/324

94/333

آماره مربوطه

بازده دارایی­ها

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

35/17-

67/7-

42/303

24/359

آماره مربوطه

بازده حقوق صاحبان سهام

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

21/20-

67/7-

86/307

63/306

آماره مربوطه

Q توبین

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-79/15

-63/6

30/287

29/265

آماره مربوطه

اهرم مالی

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

-47/32

-22/13

16/387

11/413

آماره مربوطه

اندازه شرکت

00/0

00/0

00/0

00/0

معناداری

 

نگاره(2)- آماره دوربین- واتسن و آماره F

F معناداری

F آماره

آماره دوربین واتسن

فرضیه

00/0

01/46

09/2

1

00/0

81/24

91/1

2

00/0

29/16

25/2

3

00/0

06/44

97/1

4

00/0

40/24

18/2

5

00/0

70/23

89/1

6

00/0

21/44

87/1

7

00/0

79/24

90/1

8

00/0

28/16

25/2

9

00/0

65/43

07/2

10

00/0

50/23

08/2

11

00/0

35/21

26/2

12

00/0

42/57

99/1

13

00/0

37/60

93/1

14

01/0

33/2

25/2

15

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

همچنین آماره دوربین- واتسن[33] برای بررسی خطای تصریح در مدل رگرسیون استفاده می­شود. به عبارتی دیگر، اگر باقیمانده­های رگرسیون، الگوی سیستماتیک و قابل توجهی از خود نشان دهد، خطای تصریح وجود خواهد داشت. به طور ساده، این همبستگی منعکس کننده این واقعیت است که بعضی از متغیرها که متعلق به مدل واقعی هستند، در اخلال قرار گرفته­اند که باید از آن خارج و به عنوان یک متغیر توضیحی صحیح وارد مدل شوند.

برای تشخیص خطای تصریح با استفاده از آماره دوربین- واتسن، به این شکل عمل می­شود که اگر آماره مربوط، بزرگتر از حد بالای مقدار تعیین شده دوربین- واتسن باشد، آن­گاه همبستگی پیاپی وجود ندارد [32]. با استفاده از جدول دوربین- واتسن، برای مدل مورد مطالعه بر مبنای نمونه 74 تایی و تعداد 8 متغیر مستقل و کنترلی پژوهش حاضر، کران بالا 716/1 است. افزون بر این آماره F، برای آزمون معنادار بودن کلی مدل رگرسیون چند متغیره استفاده می­شود. قاعده تصمیم­گیری بدین صورت است که اگر F محاسباتی از F مقدار بحرانی در یک سطح خاص بیشتر باشد، آن­گاه معناداری کلی رگرسیون در آن سطح از معناداری پذیرفته می­شود. مشاهده احتمال آماره F در نگاره 2، که در تمامی مدل­های رگرسیون کمتر از مقدار بحرانی؛ یعنی 05/0 است، نشان از معنادار بودن کلی مدل­های رگرسیون در تمامی فرضیه­های پژوهش دارد. 

پس از بررسی پایایی متغیرهای پژوهش، اطمینان از نبود همبستگی پیاپی و همچنین معنادار بودن کلی مدل رگرسیون تخمین زده شده، ضرایب متغیرهای مستقل و کنترلی به شرح نگاره 3 محاسبه شدند. آمارهt  برای آزمون معناداری ضرایب مدل استفاده می­شود؛ بدین صورت که اگرP-Value  ضریب متغیر مستقل و کنترلی، کوچک­تر از 05/0 باشد، معنادار بودن ضریب مذکور را در مدل نشان می­دهد.

 

6. تجزیه و تحلیل یافته­های پژوهش

فرضیه­های اول و دوم: توجه به نگاره 3، نشان می­دهد صرف نظر از اهرم مالی، نسبت جاری بر نسبت بازده دارایی­های شرکت اثر منفی معناداری دارد و در نتیجه فرضیه اول تأیید می­شود. در توجیه نتیجه حاصل، از یک سو می­توان گفت، به نظر می‌رسد در شرکت­های مورد بررسی به طور کلی، استراتژی مدیران سرمایه در گردش، از نوع محافظه‌کارانه است. شرکت­هایی که دارای چنین استراتژی باشند، به اصطلاح دارای ریسک نقدینگی و بازده اندک خواهند بود. از سوی دیگر، در صورتی که فرض شود از مدل­های سفارش بهینه برای تعیین سطوح مختلف دارایی­ها استفاده ­شود، در این صورت هر گونه تغییر در فروش، باعث تغییر در سطح بهینه سرمایه در گردش می­شود. اکنون در صورتی که استراتژی محافظه­کارانه به کار گرفته شود و دارایی‌های جاری بیشتر و یا بدهی­های جاری کمتر از سطح بهینه سرمایه در گردش نگهداری شوند، در نتیجه شرکت­های مورد بررسی، هزینه­های عملیاتی بالاتری را متحمل می­شوند (مانند هزینه­های انبارداری، هزینه­های ناشی از راکد ماندن وجه نقد و غیره) و در نتیجه سودآوری کاهش می­یابد که این امر کارایی پایین مدیریت در کاربرد منابع موجود در جهت تحصیل سود را نشان می‌دهد. نتیجه حاصل از این فرضیه، از نظر وجود ارتباط معنادار با اکثر پژوهش­ها مطابقت دارد، ولی از نظر نوع ارتباط با برخی نتایج پژهش­های دیگر مغایرت دارد. از نظر نوع ارتباط با نتایج پژوهش­های انجام شده توسط سونن (1993) [55]، لایرودی و دیگران (1999) [45] و الجلی (2004) [30]، مطابقت دارد و با نتایج پژوهش­های کاماث (1989) [37]، لایرودی و مک کارتی (1992) [43] و اسمیت و بیج من (1997) [54]، مطابقت ندارد. در ضمن، نمازی و منصوری (1385) [17]، در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که رابطه معناداری بین نسبت جاری و نسبت بازده دارایی­ها وجود ندارد. نتایج حاصل، حاکی از وجود ارتباط معنادار منفی بین نسبت جاری و بازده حقوق صاحبان سهام عادی، صرف نظر از اهرم مالی است و در نتیجه، فرضیه دوم تأیید شده است. بازده حقوق صاحبان سهام عادی، بازده سرمایه‌گذاری صاحبان سهام عادی را نشان می‌دهد.

 

نگاره (3)-  خلاصه نتایج مربوط به متغیرهای پژوهش برای تخمین مدل­های رگرسیون

متغیر مجازی صنعت 5

متغیر مجازی صنعت 4

متغیر مجازی صنعت 3

متغیر مجازی صنعت 2

متغیر مجازی صنعت 1

اندازه شرکت

اهرم مالی

متغیر مستقل

 

متغیر مستقل

متغیر وابسته

فرضیه

02/0

01/0

06/0-

00/0

03/0-

03/0

18/0

04/0-

ضریب متغیر

نسبت جاری

بازده دارایی‌ها

1

67/7-

22/3-

49/6-

22/7-

14/1-

70/9

79/0

34/4

t آماره

00/0

00/0

00/0

00/0

0.03

00/0

0.57

00/0

معناداری

48/0-

20/0

06/1-

59/0-

97/0-

65/0

73/2

37/0-

ضریب متغیر

نسبت جاری

بازده حقوق

صاحبان سهام

2

99/6-

58/3-

14/2-

06/5-

01/2-

01/12

06/1-

72/2

t آماره

00/0

00/0

03/0

00/0

04/0

00/0

28/0

00/0

معناداری

76/0-

74/2-

06/1-

59/0-

97/0-

48/0

93/3-

23/0-

ضریب متغیر

نسبت جاری

توبین  Q

3

39/0-

39/1-

27/0-

65/0-

28/0-

63/1

36/1-

22/0-

t آماره

69/0

16/0

13/0-

30/0-

15/0-

10/0

17/0

82/0

معناداری

0.02

0.01

0.06-

00/0

03/0-

03/0

18/0-

04/0-

ضریب متغیر

نسبت آنی

بازده دارایی‌ها

4

94/2-

49/3-

53/5-

01/5-

85/4-

06/9

01/0

57/2

t آماره

01/0

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

98/0

01/0

معناداری

48/0-

20/0

75/0-

85/0-

29/0-

63/0

92/1

02/0-

ضریب متغیر

نسبت آنی

بازده حقوق

صاحبان سهام

5

89/2-

44/5-

02/2-

53/3

00/2-

07/9

44/0

22/4-

t آماره

00/0

00/0

04/0

01/0

04/0

00/0

65/0

02/0

معناداری

02/0-

01/0

06/1-

002/0-

03/0-

03/0

18/1

04/0-

ضریب متغیر

نسبت آنی

توبین  Q

6

67/0-

22/0

49/1-

22/1-

14/1-

70/11

79/1-

34/0-

t آماره

37/0

65/0

06/0

25/0

06/0

00/0

34/0

82/0

معناداری

02/0

009/0

06/0-

001/0

03/0-

03/0

23/0-

03/0-

ضریب متغیر

شاخص فراگیر نقدینگی

بازده دارایی‌ها

7

66/0

28/0

76/1-

03/0

97/0-

51/9

01/1-

89/2

t آماره

50/0

77/0

07/0

97/0

35/0

00/0

31/0

00/0

معناداری

51/0

17/0

08/1-

59/0

95/0-

66/0

51/2

39/0-

ضریب متغیر

شاخص فراگیر نقدینگی

بازده حقوق

صاحبان سهام

8

05/1-

35/0

18/1-

06/1-

98/1-

05/12

05/0

69/2

t آماره

29/0

72/0

29/0

028/0

057/0

00/0

24/0

00/0

معناداری

78/2-

76/2-

29/0-

65/0-

32/0-

49/0

63/3

09/0-

ضریب متغیر

شاخص فراگیر نقدینگی

توبین  Q

9

40/0-

40/1-

14/0-

29/9

17/0-

61/4

44/1-

09/0-

t آماره

68/0

16/0

88/0

76/0

86/0

04/0

14/0

92/0

معناداری

03/0

01/0

05/0-

01/0

03/0-

03/0

27/0

88/1-

ضریب متغیر

شاخص دوره تبدیل وجه نقد

بازده دارایی‌ها

10

92/0

42/0

62/1-

44/0

06/1-

99/8

74/0

71/9

t آماره

35/0

67/0

10/0

65/0

28/0

00/0

45/0

00/0

معناداری

49/0-

20/0

02/1-

32/0-

90/0-

65/0

92/1

88/4-

ضریب متغیر

شاخص دوره تبدیل وجه نقد

بازده حقوق

صاحبان سهام

11

01/1-

42/0

05/2-

55/0-

87/1-

61/11

89/0

29/5

t آماره

30/0

67/0

05/0

57/0

06/0

00/0

23/0

03/0

معناداری

85/0-

98/2-

36/0-

27/0-

37/0-

56/0

08/4

30/7-

ضریب متغیر

شاخص دوره تبدیل وجه نقد

توبین  Q

12

42/0-

47/1-

18/0-

11/0-

18/0-

91/2

70/1-

24/0

t آماره

67/0

14/0

85/0

90/0

85/0

04/0

08/0

80/0

معناداری

04/0

003/0

04/0-

01/0

01/0-

03/0

24/0-

26/0

ضریب متغیر

شاخص مانده نقدی خالص

بازده دارایی­ها

13

32/1

11/0

36/1-

49/7

65/0-

75/8

02/1-

54/8

t آماره

18/0

90/0

17/0

62/0

51/0

00/0

26/0

00/0

معناداری

25/0-

05/0

82/0-

34/0-

75/0-

58/0

49/2

20/4

ضریب متغیر

شاخص مانده نقدی خالص

بازده حقوق

صاحبان سهام

14

58/0-

13/0-

83/1-

69/0-

72/1-

66/11

69/1

61/9

t آماره

56/0

89/0

06/0

49/0

08/0

00/0

36/0

00/0

معناداری

25/0-

09/3-

20/0

12/0

04/0

33/0

18/2

50/10

ضریب متغیر

شاخص مانده نقدی خالص

توبین  Q 

15

12/0-

56/1-

10/0

05/0

02/0

88/2

95/0-

16/1

t آماره

89/0

11/0

91/0

95/0

97/0

00/0

33/0

24/0

معناداری

 

در حقیقت، با استفاده از این نسبت سود شرکت در ازای هر یک ریال حقوق صاحبان سهام محاسبه می‌شود. در توجیه تأیید این فرضیه نیز دلایل ذکر شده در رابطه با فرضیه قبل متقاعدکننده است. نتیجه حاصل از این فرضیه، از نظر نوع ارتباط با نتایج پژوهش­های انجام شده توسط نمازی و منصوری (1385) [17]، لایرودی و مک کارتی (1992) [43]، سونن (1993) [55]، لایرودی و دیگران (1999) [45]، لایرودی و لازاریدس (2000) [44] و الجلی (2004) [30]، مطابقت دارد و با نتایج پژوهش­ کاماث (1989) [37]، مطابقت ندارد.

فرضیه­های سوم، ششم، نهم، دوازدهم و پانزدهم: نتایج حاصل نشان می­دهد که تمامی فرضیه‌های مربوط به نسبت Q توبین  رد شده است. به نظر می‌رسد رد فرضیه‌های مذکور به علت منطقی نبودن ارزش بازار سهام شرکت‌ها و غیر‌ واقعی بودن نرخ بازده فراهم شده برای سهام شرکت‌ها، وجود تورم بالا در ایران و ناکارایی بازار بورس اوراق بهادار تهران باشد. علامت ضریب متغیر مستقل در تمامی فرضیه­های مذکور، به جز فرضیه پانزدهم، مثبت است و این به معنی آن است که شاخص­های نقدینگی به جز شاخص مانده نقدی خالص، بر نسبت  Qتوبین اثر مثبت دارند.

به نظر می­رسد از عوامل مؤثر بر ردشدن فرضیه معنادار بودن ارتباط نسبت جاری و نسبت  Qتوبین، منطقی نبودن ارزش بازار سهام شرکت‌ها، وجود تورم بالا در ایران و ناکارایی بازار بورس اوراق بهادار تهران است. ناکارایی بازار بورس اوراق بهادار تهران در پژوهش­های متفاوتی، همچون نصرالهی (1371) [15]، جهانخانی و عبده تبریزی (1372) [6]، فدایی نژاد (1374 و 1373) [12]، نمازی و شوشتریان (1377 و 1375 و 1374) [23، 22، 21] و نمازی (1382) [16]، تأیید شده است. همچنین، زراعتگری (1386) [9]، پژوهشی با عنوان «بررسی کاربرد نسبت Q توبین و مقایسه آن با سایر معیارهای ارزیابی عملکرد مدیران در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران» انجام داد و به این نتیجه رسید که استفاده از نسبت Q توبین در ایران هنوز جایگاهی ندارد و معیاری مناسب برای ارزیابی عملکرد مدیران نیست و مقدار آن در صنایع مختلف یکسان است. فلاحی و چشمی (1383) [13]، افسرده گلفزانی (1384) [3] و صامتی و  مرادیان تهرانی (1386) [10]، نیز در پژوهش­های خود، به نتایج مشابهی دست یافته­اند.

فرضیه چهارم و پنجم: همان­طور که مشاهده می‌شود، فرضیه چهارم پژوهش نیز تأیید شده و نشان دهنده وجود ارتباط معنادار منفی بین نسبت آنی و بازده دارایی­ها، صرف نظر از اهرم مالی است. نسبت آنی تقریباً اهدافی مشابه اهداف نسبت جاری را تأمین می‌کند. تنها تفاوت موجود با فرضیه اول در شدت ارتباط بین نسبت­هاست. ارتباط بین نسبت آنی و نسبت بازده دارایی­ها ضعیف­تر (53/32%) از ارتباط بین نسبت جاری و نسبت بازده دارایی­ها (49/83%) است. دلیل این موضوع، این است که حذف موجودی کالا برای محاسبه نسبت آنی، باعث شده ارتباط منفی معنادار قوی را به ارتباط منفی معنادار ضعیف تبدیل کند. نتیجه حاصل از این فرضیه، از نظر نوع ارتباط با نتایج پژوهش­های انجام شده توسط سونن (1993) [55]، لایرودی و دیگران (1999) [45] و الجلی (2004) [30]، مطابقت دارد و با نتایج پژوهش­های نمازی و منصوری (1385) [17]، کاماث (1989) [37]، لایرودی و مک کارتی (1992) [43] و اسمیت و بیج من (1997) [54]، مطابقت ندارد.

نتایج حاصل، همچنین حاکی از وجود ارتباط معنادار منفی بین نسبت آنی و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، صرف نظر از اهرم مالی، است که باعث تأیید فرضیه پنجم شده است. در توجیه تأیید این فرضیه نیز دلایل ذکر شده در رابطه با فرضیه قبل متقاعدکننده است.

نتیجه حاصل از این فرضیه، از نظر نوع ارتباط با نتایج پژوهش­های انجام شده توسط سونن (1993) [55]، لایرودی و دیگران (1999) [45]، لایرودی و لازاریدس (2000) [44] و الجلی (2004) [30]، مطابقت دارد و با نتایج پژوهش­های نمازی و منصوری (1385) [17]، کاماث (1989) [37] و لایرودی و مک کارتی (1992) [43]، مطابقت ندارد.

فرضیه هفتم و هشتم: فرضیه هفتم پژوهش تأیید شده و نتایج نشان­دهنده این است که شاخص فراگیر نقدینگی بر نسبت بازده دارایی­های شرکت، صرف نظر از اهرم مالی و نوع صنعت، اثر منفی دارد. منفی بودن رابطه مذکور به دلیل به کارگیری استراتژی محافظه­کارانه مدیران سرمایه در گردش شرکت­های مورد بررسی است که موجب پایین آمدن ریسک نقدینگی و بازده شرکت­ها می­شود. همچنین در این شرکت­ها، از مدل­های سفارش بهینه برای تعیین سطوح مختلف دارایی­ها استفاده نمی­شود که باعث می­شود این شرکت­ها هزینه­های عملیاتی بالاتری متحمل می­شوند و در نتیجه سودآوری آنها کاهش می­یابد. رابطه موجود همچنین ضعیف­تر (83/23%) از رابطه بین نسبت جاری و نسبت بازده دارایی‌ها (49/83%) است که نشان دهنده این است که نسبت فراگیر نقدینگی تا حدود زیادی ایراد اصلی نسبت جاری را، که لحاظ نکردن درجه نقدینگی دارایی­های جاری و زمان بازپرداخت بدهی­های جاری بود، با به کارگیری ضریب تعدیل رفع کرده است.

با توجه به نتایج و وجود ارتباط معنادار بین شاخص فراگیر نقدینگی و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام، صرف نظر از اهرم مالی و نوع صنعت، در توجیه تأیید فرضیه هشتم نیز دلایل ذکر شده در رابطه با فرضیه قبل متقاعدکننده است.

فرضیه دهم و یازدهم: نتایج نشان می­دهد شاخص دوره تبدیل وجه نقد بر نسبت بازده دارایی­های شرکت، صرف نظر از اهرم مالی و نوع صنعت، اثر منفی معناداری دارد و در نتیجه فرضیه دهم این پژوهش تأیید شده است. انتظار می­رفت بین شاخص دوره تبدیل وجه نقد و نسبت بازده دارایی­ها رابطه معنادار منفی وجود داشته باشد؛ به خاطر این­که هر چه شاخص دوره تبدیل وجه نقد کوچکتر باشد، معمولاً  نشان­دهنده مناسبتر بودن نقدینگی شرکت است (به جز مواردی که کوتاه بودن دوره تبدیل وجه نقد به واسطه افزایش دوره پرداخت حساب­های پرداختنی و در نتیجه وجود مشکلات نقدینگی شرکت­هاست)؛ از طرفی، به کارگیری سیاست‌های مناسب نقدینگی و کاهش دوره تبدیل وجه نقد، موجب می­شود شرکت در پرداخت بدهی‌های جاری با مشکلات کمتری رو به رو شده، در نتیجه از سطح سودآوری مناسبی برخوردار شود. نتایج حاصل از بررسی این فرضیه نیز نشان­دهنده وجود رابطه معنادار منفی بین شاخص دوره تبدیل وجه نقد و نسبت بازده دارایی­هاست؛ ولی رابطه موجود در سطح ضعیفی است. از آن­جایی که طول دوره تبدیل وجه نقد فقط یکی از عوامل تعیین­کننده سرمایه در گردش خالص مورد نیاز است؛ در صورتی­که حتی اگر طول دوره تبدیل وجه نقد و هر یک از اجزای آن ثابت باقی بماند، باز هم عامل اصلی، حجم تولید است که تعیین­کننده مقدار سرمایه­ای است که باید به هر یک از مراحل دوره تبدیل وجه نقد اختصاص یابد؛ و آن هم در گرو پیش­بینی حجم فروش برای آینده نزدیک است. به نظر می­رسد شرکت­های مورد بررسی پیش‌بینی­های دقیقی در رابطه با برآورد حجم فروش آینده نزدیک خود ندارند و در نتیجه این امر موجب اتخاذ سیاست­های محافظه­کارانه در مدیریت سرمایه در گردش و به دنبال آن عدم اختصاص بهینه سرمایه به اجزای دوره تبدیل وجه نقد می­شود.

شاخص دوره تبدیل وجه نقد، همچنین بر نسبت بازده حقوق صاحبان سهام شرکت، صرف نظر از اهرم مالی و نوع صنعت، اثر منفی معناداری دارد و در نتیجه فرضیه یازدهم نیز تأیید شده است. در توجیه تأیید این فرضیه نیز دلایل ذکر شده در رابطه با فرضیه قبل متقاعدکننده است.

نتیجه حاصل از این فرضیه، از نظر وجود ارتباط معنادار با نتایج اکثر پژوهش­های انجام شده در این زمینه مطابقت دارد، ولی از نظر نوع ارتباط با برخی نتایج پژهش­های دیگر مغایرت دارد. از نظر نوع ارتباط با نتایج پژوهش­های انجام شده توسط لایرودی و دیگران (1999) [45]، وانگ (2002) [57]، الجلی (2004) [30]، لازاریدس و ترایفانیدس (2006) [40] و نوبانی و الهاجر (2009) [49]، مطابقت دارد و با نتایج پژوهش­های لایرودی و لازاریدس (2000) [44] و لایرودی و مک کارتی (1992) [43]، مطابقت ندارد. در ضمن، نمازی و منصوری (1385) [17] و اسمیت و بیج­من (1997) [54]، در پژوهش­های خود به این نتیجه رسیدند که رابطه معناداری بین شاخص دوره تبدیل وجه نقد و نسبت بازده دارایی­ها وجود ندارد.

فرضیه سیزدهم و چهاردهم: با توجه به نتایج به دست آمده می­توان گفت شاخص مانده نقدی خالص بر نسبت بازده دارایی­های شرکت، صرف نظر از اهرم مالی و نوع صنعت، اثر مثبت معناداری دارد؛ بنابراین، فرضیه سیزدهم تأیید شده است. شاخص مانده نقدی خالص، ذخیره نقدینگی واقعی شرکت را، در رابطه با تعهدات کوتاه مدت غیر قابل پیش­بینی نشان می‌دهد، زیرا اگر شرکت با کمبود نقدینگی مواجه شود و بخواهد به سایر دارایی­های جاری (موجودی کالا و مطالبات)، برای رفع این کمبود متوسل شود، ناچار است هزینه­هایی را متحمل شود. به طور کلی، در این روش، موجودی کالا و مطالبات شرکت مورد توجه قرار نمی­گیرد. افزون بر این، در محاسبه مانده نقدی خالص فقط اسناد پرداختنی، یعنی بدهی‌های جاری دارای بهره به عنوان بدهی­های الزام­آور محسوب می‌شود. شاید یکی از دلایل ارتباط ضعیف به وجود آمده بین شاخص مانده نقدی خالص و نسبت بازده دارایی­های این باشد که در محاسبه این شاخص کل دارایی­ها در مخرج کسر قرارداده شده است؛ در حالی که تعهدات پیش­بینی نشده کوتاه مدت باید از محل دارایی جاری تأمین شوند. کل دارایی­های شرکت در تعیین وضعیت نقدینگی تأثیری ندارد. بنابراین، وارد شدن اقلام مانده دفتری دارایی‌های غیر جاری که دارای مانده­های غیر واقعی به علت تاریخی بودن آنهاست، باعث می‌شود شرکت‌هایی که قدمت بیشتری دارند،دارای شاخص مانده نقدی خالص بالاتر و شرکت­های تازه تأسیس شده، دارای شاخصی پایین­تر شوند و این امر سبب می­شود ارتباط ضعیفی بین شاخص مانده نقدی خالص و نسبت بازده دارایی­ها مشاهده شود.

فرضیه چهاردهم پژوهش نیز حاکی از وجود ارتباط معنادار مثبتی بین شاخص مانده نقدی خالص و بازده حقوق صاحبان سهام، صرف نظر از اهرم مالی و نوع صنعت است. در توجیه تأیید این فرضیه نیز دلایل ذکر شده در رابطه با فرضیه قبل متقاعدکننده است.

به طور کلی، در مورد متغیرهای کنترلی نیز باید گفت که متغیر اهرم مالی در هیچ یک از فرضیه­ها، ارتباطی با عملکرد مالی شرکت­ها نداشته است. نتیجه حاصل در رابطه با اهرم مالی، با نتایج حاصل از پژوهش قالیباف اصل و رضایی (1386) [14] و نمازی و ابراهیمی (1388) [25] مطابقت دارد. در خصوص رابطه بین متغیر اندازه با عملکرد نیز باید متذکر شد که در کلیه فرضیه­ها به جز فرضیه نهم رابطه معنادار مثبتی وجود دارد. این نتیجه با نظریه ریاحی بلکویی (2003)، که معتقد است چون شرکت­های بزرگ، دارای قدرت چانه­زنی و صرفه‌جویی ناشی از مقیاس هستند، رابطه مثبت بین اندازه شرکت و عملکرد وجود دارد، سازگار است، اما نتیجه حاصل با نظریه هاگن (2001) [34]، مبنی بر وجود رابطه منفی بین اندازه شرکت و بازده سهام سازگار نیست، زیرا شرکت­های بزرگ، ریسک کمتر و در نتیجه بازده کمتری دارند. نتیجه حاصل در رابطه با اندازه شرکت، با نتایج حاصل از پژوهش قالیباف اصل و رضایی، (1386) [14]، تهرانی و باجلان (1388) [5]، الجلی (2004) [30] و نذیر و آفزا (2009) [48]، مطابقت دارد. همچنین، به جز فرضیات هفتم، هشتم، دهم و یازدهم، متغیر نوع صنعت بر عملکرد مالی تأثیری نداشته است. نتیجه حاصل در رابطه با متغیر صنعت، با نتایج پژوهش­های نمازی و شیرزاده (1384) [19]، نمازی و رستمی (1385) [26] و نذیر و آفزا (2009) [48]، مطابقت دارد و با نتایج پژوهش­های نوروش و حیدری (1383) [27]، اعتمادی و چالاکی (1384) [1] و نمازی و زراعتگری (1388) [20]، مطابقت ندارد.

 

7- نتیجه­گیری و پیشنهادها

تجزیه و تحلیل فرضیه­های پژوهش نشان می­دهد که تمامی فرضیه­های پژوهش، به جز فرضیه‌های مربوط به نسبت Q توبین تأیید شده است. بر اساس نتایج حاصل از آزمون فرضیه­ها، به‌طور کلی، شاخص­های نوین نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها تصویر دقیق­تری به استفاده­کنندگان از اطلاعات مالی ارائه می­دهد. افزون بر این، شاخص‌های نوین نقدینگی دارای محتوای اطلاعاتی متفاوت­تری در مقایسه با نسبت­های سنتی نقدینگی هستند و به گونه­ای مؤثر می­توانند راهنمای استفاده‌کنندگان در جهت اخذ تصمیمات بهینه باشند. نتایج و پیشنهادهای حاصل از پژوهش را می­توان به شرح زیر بیان کرد:

7- 1. نتایج و پیشنهادهای حاصل از پژوهش

1)     از شاخص­های نقدینگی تنها برای تجزیه و تحلیل نقدینگی استفاده نشود؛ بلکه می­توان از آنها به عنوان ابزاری مناسب برای ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها استفاده کرد.

2)     به سازمان بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می‌شود برای ارزشیابی و قیمت­گذاری سهام شرکت‌های متقاضی ورود به بورس، علاوه بر نسبت‌های مالی تعهدی و نسبت­های مالی مبتنی بر جریان­های نقدی، از شاخص­های نقدینگی (به خصوص شاخص­های نوین نقدینگی) به عنوان ابزاری برای سنجش نقدینگی و توانایی شرکت­ها برای تداوم فعالیت و انجام تعهداتشان استفاده کند.

3)     پیشنهاد می­شود، مدیران شرکت­ها تاجایی که امکان دارد، از بدهی­های جاری برای تأمین سرمایه درگردش مخصوصاً موجودی­های کالا استفاده کنند؛ زیرا نتایج پژوهش نشان می­دهد 58 % تغییرات دوره تبدیل وجه نقد ناشی از دوره گردش موجودی های کالاست. استفاده از بدهی جاری برای تأمین موجودی کالا و استفاده از مدل­های سفارش بهینه دارایی­ها باعث کاهش دوره تبدیل وجه نقد و جلوگیری از راکد ماندن وجه نقد و پیشگیری از هزینه­های عملیاتی، همچون هزینه­های انبارداری می‌شود که می­تواند راه حلی برای رفع مشکلات نقدینگی شرکت­ها باشد.

4)     به سرمایه‌گذاران محترم در بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می‌شود در تصمیم‌گیری‌های خود، فقط به قیمت سهام شرکت‌ها اکتفا نکنند و سایر معیارهای ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها، از جمله شاخص­های نقدینگی شرکت­ها و به خصوص شاخص­های نوین نقدینگی را نیز مورد توجه قرار دهند. این شاخص­ها، می‌توانند در کنار سایر معیارها، برای کمک به تصمیم‌گیری مناسب سرمایه‌گذاران، مفید واقع شوند.

5)     سازمان بورس اوراق بهادار تهران، شرکت‌ها را ملزم به ارائه نسبت‌های حسابداری بر اساس ارزش‌های بازار کند، زیرا همان­طور که در فرضیات مربوط به نسبت Q توبین مشاهده شد، عدم ارائه اطلاعات بر اساس بازار، ممکن است باعث گمراهی استفاده­کنندگان از اطلاعات صورت­های مالی شود و در نتیجه تصمیمات متفاوتی اتخاذ کنند.

 

7-2. پیشنهاد برای پژوهش­های آتی

1)     در این پژوهش، نوع صنعت به صورت متغیر مجازی کنترل شده است. پیشنهاد می­شود نقش شاخص­های نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها در صنایع گوناگون تجزیه و تحلیل و مقایسه شود.

2)         بررسی و آزمون تأثیر شاخص­های نقدینگی بر عملکرد مالی شرکت­ها، برای شرکت­های زیان­ده در مقایسه با  شرکت­های سودآور.

3)         تکرار این پژوهش با استفاده از سایر متغیرهای ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها.

4)     شناسایی سایر عوامل موثر بر نقدینگی، مانند نوع نگرش مدیریت، میزان و نحوه تقسیم سود و بررسی اثر آنها بر روی نقدینگی شرکت­ها و در نتیجه ارزیابی نقش آنها در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها.

5)         متغیرهای کنترلی بیشتری در تبیین نقش شاخص­های نقدینگی در ارزیابی عملکرد مالی شرکت­ها استفاده شود.

 



[1] Comprehensive Liquidity Index  

[2] Cash Conversion Cycle

[3] Gitman

[4] Net Liquidity Balance Index

[5] Tobin's Q

[6] Brainard

[7] Tobin

[8] Soenen

[9] Smith

[10] Begemann

[11] Johannsburg  Stock  Exchange

[12] Lazaridis

[13] Wang

[14] Eljelly

[15] Emerging Market

[16] Tryfonidis

[17] Nobanee  

[18] AlHajjar

 

[19] Panel

[20] Non-Stationary

[21] Level

[22] Spurious Regression

[23] Unit Root Test

[24] Levin

[25] Lin

[26]Chu

[27] Im

[28] Pesaran

[29] Shin

[30] Augmented Dickey-Fuller

[31] Philips-Perron

[32] Hardi

[33] Durbin-Watson

 

1- اعتمادی، حسین و چالاکی، پری. (1384). «رابطه بین عملکرد و تقسیم سود نقدی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های 1381-1377»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 39، صص 31-47.

2- اعتمادی، حسین و تاری وردی، یداله‌. (1385). «تأثیر نحوه­ی‌ ارائه­ی‌ صورت جریان وجوه نقد بر قضاوت­های سرمایه­گذاران حرفه‌ای»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش ‌45، صص 69-88.

3- افسرده گلفزانی، جواد. (1384). «بررسی ارتباط بین ارزش شرکت و ریسک سیستماتیک و غیر سیستماتیک آن با استفاده از شاخص Q توبین در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره 1380-1376»، پایان­نامه کارشناسی ارشد مدیریت بازرگانی، دانشگاه اصفهان.

4- برزیده، فرخ. (1384). «نقش نسبت­های مرسوم و نوین نقدینگی در تصمیم­گیری­های مالی»، فصلنامه مطالعات حسابداری، ش 10 و 11، صص 157-177.

5- تهرانی، رضا و باجلان، سعید. (1388). «بررسی ارتباط بین ویژگی­های شرکت و موفقیت مالی»، دو فصلنامه پژوهش­نامه مدیریت اجرایی، ش 33، صص 77-102.

6- جهانخانی، علی و عبده تبریزی، حسین. (1372). «نظریه بازار کارای سرمایه»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش­ 1، صص 7-23.

7- خوش­طینت، محسن و نمازی، زهیر. (1383). «همبستگی شاخص­های سنتی نقدینگی و شاخص‌های نوین نقدینگی»، فصلنامه مطالعات حسابداری، ش 7، صص 55-76.

8- رجبی، روح­الله و گنجی، عزیزالله. (1384). «بررسی رابطه بین نظام راهبری و عملکرد مالی شرکت­ها»، پژوهش­های حسابداری مالی، ش 4، صص 23-34.

9- زراعتگری، رامین. (1386). «بررسی کاربرد نسبت Q توبین و مقایسه آن با سایر معیارهای ارزیابی عملکرد مدیران در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، پایان­نامه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه شیراز.

10- صامتی، مجید و مرادیان تهرانی، مهناز. (1386). «بررسی ارتباط میان ارزش شرکت با نرخ تورم با استفاده از شاخص Q توبین در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره­ 1383-1373»، فصلنامه بررسی­های اقتصادی، ش 3، صص 45-60.

11- طالبی، محمد (1375). «شناخت ابعاد مدیریت نقدینگی در شرکت­ها»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش 11 و 12، صص 110-126.

12- فدایی­نژاد، محمد اسماعیل. (1374 و 1373). «آزمون شکل ضعیف کارای سرمایه و بورس اوراق بهادار تهران»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش­ 5 و 6، صص3-26.

13- فلاحی، محمد علی و چشمی، علی. (1383). «برآورد تابع سرمایه­گذاری  Q توبین با تأکید بر نقش مالیات بر شرکت­ها در ایران»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، تابستان، ش 19، صص 79-95.

14- قالیباف اصل، حسن و رضایی، فاطمه. (1386). «بررسی تأثیر هیأت مدیره بر عملکرد شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش 23، صص 33-48.

15- نصرالهی، زهرا. (1371). «تجزیه و تحلیل عملکرد بورس اوراق بهادار ایران»، پایان­نامه کارشناسی ارشد اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس.

16- نمازی، محمد. (1382). بررسی عملکرد اقتصادی بازار بورس اوراق بهادار در ایران، چاپ اول، تهران: وزارت امور اقتصادی و دارایی.

17- نمازی، محمد و منصوری، ابراهیم. (1385). «بررسی تجربی دوره گردش وجه نقد و تجزیه و تحلیل نقدینگی شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران»،  فصلنامه دانش و پژوهش حسابداری ، ش 7، صص 16-23 و صص 53-60.

18- نمازی، محمد و شوشتریان، زکیه. (1374). «بررسی کارایی بازار بورس اوراق بهادار»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش­ 7 و 8، صص 82-104.

19- نمازی، محمد و شیرزاده، جلال. (1384). «بررسی رابطه بین ساختار سرمایه با سودآوری شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران (با تأکید بر نوع صنعت)»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 42، صص 75-95.

20- نمازی، محمد و زراعتگری، رامین. (1388). «بررسی کاربرد نسبت  Qتوبین و مقایسه آن با سایر معیارهای ارزیابی عملکرد مدیران در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، پیشرفت‌های حسابداری (مجله علوم اجتماعی و انسانی سابق)، پاییز، ش 3/57، صص 231-262.

21- نمازی، محمد و شوشتریان، زکیه. (1374). «بررسی کارایی بازار بورس اوراق بهادار»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش­ 7 و 8، صص 82-104.

22- نمازی، محمد و شوشتریان، زکیه. (1375). «مروری بر آزمون­های کارایی بورس اوراق بهادار در سطح ضعیف»، دو فصلنامه تحقیقات مالی، ش­ 11 و 12، صص 47-83.

23- نمازی، محمد و شوشتریان، زکیه. (1377). «نظریه‌ها، الگوها و روش‌های آزمون کارایی بازار سرمایه»، مجله علوم اجتماعی و انسانی دانشگاه شیراز، پاییز، صص 1-22.

24- نمازی، محمد و خواجوی، شکرالله. (1383). «سودمندی متغیرهای حسابداری در پیش­بینی ریسک سیستماتیک شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 38، صص 93-119.

25- نمازی، محمد و ابراهیمی، شهلا. (1388). «بررسی تأثیر سرمایه فکری بر عملکرد مالی جاری و آتی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، تحقیقات حسابداری، ش 4، صص 1-22.

26- نمازی، محمد و رستمی، مهدی. (1385). «بررسی رابطه بین نسبتهای مالی و نرخ بازده سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 44، صص 105-127.

27- نوروش، ایرج و حیدری، مهدی. (1383). «ارزیابی عملکرد مدیریت شرکت­های پذیرفته شده در بورس تهران با مدل CVA و بررسی رابطه آن مدل با بازده سهام»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 38، صص 121-147.

28- Brainard, W. and J. Tobin (1968). “Pitfalls in Financial Model-Building.” American Economic Review, Vol. 58, No. 2, pp. 99-122.

29- Dickey, D. A. and W. A. Fuller. (1979). “Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root.” Journal of the American Statistical Association. No. 74, pp. 427-431

30- Eljelly, A. (2004). “Liquidity-Profitability Tradeoff: an Empirical Investigation in an Emerging Market.” International Journal of Commerce & Management. Vol. 14, No. 2, pp. 48-61.

31- Gitman, L. J. (1974). “Estimating Corporate Liquidity Requirements: A Simplified Approach.” The Financial Reviews 9 (1), pp. 79-88.

32- Gujarati, N. D. (1995). Basic Econometrics. Furth edition, McGraw-Hill International Editions: Economic Series.

33- Hardi, K. (2003). “Testing for Stationarity in Heterogeneous Panel Data.” Journal of Econometrics, No. 3, pp. 61-148.

34- Haugen, R. (2001). Modern Investment Theory. 5th ed. Prentice Hall/ United Kingdom.

35- Horrigan, J. O. (1969). “Some Empirical Bases of Financial Ratio Analysis.” The Accounting Review, Vol. 40, Iss. 3, pp. 558-568.

36- Im, K. S.; Pesaran, M. H. and Y. Shin (2003). “Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels.” Journal of Econometrics. No. 115, pp. 53-74.

37- Kamath, R. (1989). “How Useful Are Common Liquidity Measures?.” Journal of Cash Management, Vol. 9, Iss. 1,  pp. 24-28.

38- Kumar, J. (2004). “Agency Theory and Firm Value in India.” http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=501802.  [Online] [4 March 2008].

39- Lange, H. and C. Sahu (2008). "Board Structure and Size: The Impact of Changes to Clause 49 in India." U21Global Working Paper Series, No.004, http://www.u21global.com/PartnerAdmin/ViewContent?module=DOCUMENTLIBRARY&oid=157448.

40- Lazaridis, L. and D.  Tryfonidis(2006). “Relationship Between Working Capital Management and Profitability of Listed Companies in the Athens Stock Exchange.” Journal of Financial Management and Analysis, Vol. 19, No. 1,  pp. 1-12.

41- Lehn, K. M.; Patro, S.; and M. Zhao (2009). "Determinants of  the Size and Composition of US Corporate Boards: 1935-2000." Financial Management, pp. 747-780.

42- Levin, A.; Lin, C. F. and J. Chu (2002). “Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite Sample Properties.” Journal of Econometrics. No.108, pp. 1-24.

43- Lyroudi, K. and D. Mc Carty (1992). “An Empirical Investigation of the Cash Conversion Cycle of Small Business Firm.” The Journal of Small Business Finance, Vol. 2,  pp. 139-161.

44- Lyroudi, K. and J. Lazaridis (2000). “The Cash Conversion Cycle and Liquidity Analysis of the Food Industry in Greece.” [Electronic Version]. EFMA 2000 Athens, from http://ssrn.com/paper=236175.

45- Lyroudi, K.; Mc Carty D.; Lazaridis, J.; and T. Chatzigagios (1999). “An Empirical Investigation of Liquidity: The Case of UK Firms.” , presented at the Annual Financial Management Association Meeting in Orlando, October 1999.

46- Melyk, L. Z. and Birita (1974). “Comperhencive Liquidity Index as an Measure of Corporate Liquidity.” Scientific and Behaverial Foundation of Decision Scienes (Atlanta, Ga.:Southeastern Region of the American Institute for Decision Sciences), pp. 162-165.

47- Moss, D, J. and B. Stine (1993). “Cash Conversion Cycle and Firm Size: A Study of Retail Firm.” Managerial Finance, Vol. 19, Iss. 8, pp. 25-34.

48- Nazir, M. S. and T. Afza (2009). “Working Capital Requirements and the Determining Factors in Pakistan.” The IUP Journal of Applied Finance, Vol. 15, No. 4, pp. 28-38.

49- Nobanee, H. and M. A. Hajjar (2009). “Working Capital Management, Operating Cash Flow and Corporate Performance.” (September 10, 2009). Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1471236.

50- O'Connell, V. and N. Cramer (2010). "The Relationship Between Firm Performance and Board Characteristics in Ireland." European Management Journal, Article in Press,

http://www.sciencedirect.com/science?_ob=ArticleURL&_udi=B6V9T-4YNBRVB.

51- Phillips, P. C. B. and P. Perron (1988). “Testing for a Unit Root in Time Series Regression.” Biometrika. No. 75, pp. 335-346.

52- Riahi-Belkaoui, A. (2003). “Intellectual Capital and Firm Performance of US Multinational Firms.” Journal of Intellectual Capital, Vol. 4, No. 2, pp. 215-226.

53- Shulman, J. and R. Cox (1985). “An Integrative Approach to Working Capital Management.” Journal Cash Management. November/December 1985. pp.64-67.

54- Smith, M. B. and E. Begmann (1997). “Measuring Associations Between Working Capital and Return on Investment.” South African Journal of Business Management, Vol. 28, Iss. 1.

55- Soenen, L. A. (1993). “Cash conversion cycle and corporate profitability.” Journal of Cash Management, Vol. 13, Iss. 40,  pp. 53-58.

56- Timothy, G. J. and D. Andrew (1997). Financial Management.1st edition, Prentice Hall Publishers.

57- Wang, Y, J. (2002). “Liquidity Management Operating Performance and Corporate Value: Evidence Form Japan And Taivan.” Journal of Multinational Financial Management, Vol. 12, Iss. 2, No. 12, pp. 159-169.

58- Wolfe, J. (2003). “The TOBIN'q as a Company Performance Indicator.” Developments in Business Simulation and Experimential Learning, Vol. 30, pp. 155-160.