Authors
1 PhD. in Accounting from Tehran University
2 Associate Professor of Al-Zahra University
3 Department of Accounting, Islamic Azad University, Mamasani, Iran
Abstract
Keywords
یکی از موضوع‌های اساسی در سرمایهگذاری ارزشیابی دارایی‌هاست. ارزش ذاتی هر دارایی عبارت است از ارزش فعلی جریان‌های نقدی آتی دارایی، که علاوه بر زمان وقوع، نرخ تنزیل نیز مورد توجه قرار می‌گیرد. نرخ تنزیل یا بازده مورد انتظار هر دارایی، نشان‌دهندة بازدهی از دست رفته تحت شرایط ریسک مساوی ناشی از تحصیل آن دارایی است. یکی از عوامل مؤثر بر ریسک دارایی‌ها قابلیت نقدشوندگی آنهاست، [3]. نقش عامل نقدشوندگی در ارزشگذاری دارایی‌ها حایز اهمیت است، زیرا سرمایه‌گذاران به این موضوع توجه دارند که اگر بخواهند دارایی‌های خود را به فروش رسانند، آیا بازار مناسبی برای آنها وجود دارد یا خیر؟ شواهد تجربی نیز نشان می‌دهند که عامل نقدشوندگی در تصمیم‌گیری‌ها نقش مهمی را ایفا می-نماید، اما به‌رغم مطالعات بسیاری که در این زمینه از سوی پژوهشگران صورت گرفته است، هیچ یکنواختی در انتخاب معیار قابل قبول از نقدشوندگی بازار وجود ندارد، [18].
هر چه بازارها توسعه یابند، ابزار‌های جدیدتری برای پاسخگویی به نیازهای سرمایه‌گذاران تعریف می-شوند. سرمایه‌گذاران در صورتی دارایی با ریسک بالاتر را می‌پذیرند که بازده بالاتری را عاید آنها سازد و لذا یکی از عوامل مؤثر بر ریسک دارایی قابلیت نقدشوندگی آن است. هر چه نقدشوندگی کمتر باشد، سهم جذابیت کمتری پیدا می‌کند، [2]. تحقیقات اخیر بر نگرش سرمایه‌گذاران در مورد نقدشوندگی و این که آیا نقدشوندگی نماینده فاکتور ریسک سیستماتیک است یا خیر، تمرکز دارند و در پی بهترین تعریف از نسبت عدم‌نقدشوندگی هستند. در این رابطه آمیهود (2002) نسبت عدم‌نقدشوندگی را به صورت نسبت قدر مطلق بازده روزانه سهام به حجم معامله آن سهم در همان روز تعریف کرده است. یکی دیگر از مواردی که اخیراً مدنظر قرار گرفته، میزان سهام شناور شرکت است. سهام شناور آزاد درصدی از سهام یک شرکت است که برای معامله دربازار سهام در دسترس سرمایه-گذاران بوده، بدون هیچ گونه محدودیتی قابل معامله باشد[15]. ویل [17] سهام شناور آزاد را به عنوان سهمی از سرمایه موجود برای فروش در بازار تعریف و از آن را به عنوان معیار نقدشوندگی استفاده می‌کند [18] .
مدل بازده تعدیل شده به لحاظ سهام شناور (FARM) بیان می‌نمایدکه در معادله ریسک نقدشوندگی با معکوس سهام شناور متناسب است [18]. تحقیق حاضر به منظور آزمون اینکه آیا ریسک نقدشوندگی تنها عاملی است که در مدل (FARM) پیشنهاد شده توسط ویل [17] در قیمت‌گذاری سهام شرکتهای بورس اوراق بهادارتهران لحاظ شده است برای سال‌های 1386-1383 صورت گرفته است. همچنین، سایر فاکتورهای ریسک (ریسک سیستماتیک، اندازه شرکت، ارزش دفتری به ارزش بازار سهام) و همچنین سهام شناور را نیز که به طور گسترده در قیمت‌گذاری دارایی‌ها به منظور توضیح بازده‌های مقطعی استفاده می‌شده است، در نظر می‌گیرد.
بخش بعدی مروری بر ادبیات و پیشینه پژوهش دارد. بخش سوم مقاله به ارائه فرضیه‌ها می‌پردازد. در بخش چهارم روش نمونه‌گیری، مدل و روش تحقیق ارائه می‌شود. بخش پنجم مقاله یافته‌های تحقیق است. بخش ششم نتیجه‌گیری تحقیق و در نهایت، بخش هفتم محدودیت‌های تحقیق را ارائه می‌کنند.
2. پیشینه تحقیق
شروع تحقیقات در رابطه با ریسک عدم-نقدشوندگی که گاهی با عنوان ریسک نقدشوندگی به آن پرداخته شده است، به اواسط دهه 80 میلادی بازمی‌گردد. این موضوع به‌رغم ریشه‌ای بودن آن جزو تحقیقات جدید در زمینه مدیریت مالی محسوب می‌شود. هر چند که طی همین مدت اندک نیز افراد بسیاری به مطالعه این جنبه از ریسک دارایی‌های مالی، بخصوص در بازار سهام پرداخته‌اند و نتایج مطالعات اولیه در این زمینه بسیار متفاوت بود. در برخی موارد میان بازده و عدم‌نقدشوندگی رابطه مثبت بسیار قوی نشان داده شده است، در حالی که در برخی دیگر رابطه خاصی میان این دو به اثبات نرسیده است. بعضی دیگر وجود این رابطه را مختص به ماه ژانویه دانسته‌اند، [13].
اما به‌طور کلی، این پرسش که آیا نقدشوندگی بازده دارایی را تحت تأثیر قرار می‌دهد یا خیر تاکنون به‌طور کامل و با اطمینان پاسخ داده نشده است. البته با این حال مطالعات در این زمینه متوقف نشده است، چرا که همین تحقیقات نشان داده است که این عامل بر بازده دارایی مؤثر است و سرمایه‌گذاران همواره آن را در نظر دارند، [13].
آمیهود (2002) اعلام نمود که عدم‌نقدشوندگی موردانتظار بازار دارای رابطه مثبت با مازاد بازده پیش-بینی‌شده سهام است. او در پژوهش خود اثبات نموده است که بخشی از مازاد بازده موردانتظار را می‌توان به‌وسیله صرف عدم‌نقدشوندگی بیان نمود. او از نسبت قدرمطلق بازده سهام به حجم معاملات بر حسب دلار به‌عنوان معیار عدم‌نقدشوندگی در تحقیق خود استفاده نموده است. وی اثبات کرده است که عدم‌نقدشوندگی تأثیر بیشتری بر صرف سهام شرکتهای کوچک دارد[6]. فاما و فرنچ (1993) معتقدند که اندازه شرکت به عنوان شاخص نقدشوندگی اثر منفی و معناداری بر بازده شرکت‌ها دارد. آنها اعلام نمودند که شرکت‌هایی که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها بالا (پایین) است، به‌طورکلی خیلی ضعیف (قوی) هستند. بنابراین، سرمایه‌گذاران نیازمند صرف بازده برای جبران ریسک اضافی متحمل شده از طریق نگهداری سهام شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری سهام به ارزش بازار افتادگی کاهش یابد، سهام موردنظر دارای ریسک بیشتری خواهد بود، زیرا تغییرات بازده افزایش می-یابد[11].
لانگستاف (2005) نشان داد که تعداد بسیار زیادی از دارایی‌ها دارای خصوصیات نقدشوندگی اندکی هستند و همیشه نمی‌توان آنها را فوراً معامله کرد. او در این تحقیق نقش عامل نقدشوندگی را در قیمت-گذاری دارایی‌ها بررسی نموده است. در بازار سهام برخی دارایی‌ها دارای نقدشوندگی بالایی هستند، اما برخی دیگر در دوره‌های نسبتاً طولانی مورد معامله قرار می‌گیرند. عدم‌نقدشوندگی تأثیر بسیار چشمگیری بر تصمیم‌گیری پرتفوی بهینه دارد. او اعلام نمود که ارزش یک دارایی با نقدشوندگی بالا می‌تواند 25 درصد بیش از ارزش یک دارایی غیرنقدشونده ارزش داشته باشد[12].
مارشال و یانگ (2003) به رابطه نقدشوندگی و بازده سهام پرداخته‌اند. معیارهای نقدشوندگی مورد استفاده در این تحقیق، شکاف بین قیمت پیشنهادی خرید و فروش و نرخ گردش است. او در مدل خود از عوامل بازده بازار و اندازه شرکت استفاده نموده است. او نتیجه گرفت که تأثیر عامل اندازه شرکت بر بازده سهام منفی بوده است[14].
آچاریا و پدرسن (2005) یک مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای ارائه دادند که در آن ارتباط بین بازده موردانتظار بازار و نقدشوندگی موردانتظار یک سهم بررسی گردید. آنها معتقدند که یک سهم با نقدشوندگی کم تأثیر همزمان اندک بر بازده سهم و همچنین تأثیر آن بر بازده قابل پیش‌بینی آینده آن سهم زیاد است. همچنین، سهام دارای بازده جاری اندک، ولی بازده قابل پیش‌بینی آتی بالا باشد، دارای نقدشوندگی باثبات است [5]. داتار نایک و راد کلیف (1998) نسبت گردش را که آمیهود و مندلسون در سال 1986 پیشنهاد نموده‌اند، به‌عنوان شاخصی برای نقدشوندگی استفاده کرده‌اند. آنها دریافتند که نقدشوندگی نقش معنی‌داری در توضیح تغییرات برش عرضی بازده سهام دارد. آنها از عوامل کنترلی مانند اندازه شرکت، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و بازده بازار به عنوان عوامل نقدشوندگی استفاده نموده-اند [9]. عمری، زیانی و لو کیل (2004) به بررسی تأثیر نقدشوندگی بر بازده سهام در بازار سهام تونس از طریق رگرسیون برش عرضی و با استفاده از داده‌های ماهانه در طول سال‌های 1998 تا 2003 پرداخته‌اند. آنها اعلام نمودند که رابطه بین نقدشوندگی و بازده سهام منفی است[15]. بیکر و استین (2003) مدلی برای توضیح افزایش نقدشوندگی هنگام کاهش شکاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش و یا کاهش تأثیر قیمت بر مبادلات و یا افزایش نرخ گردش ارائه دادند. نتایج آنها حاکی از آن است که معیار کلی آنها با بازده سهام همبستگی بالایی دارد[7]. چان و فاف (2003) تأثیر نقدشوندگی دارایی‌ها را در بازار استرالیا با استفاده از معیار نرخ گردش سهام در قیمت‌گذاری دارایی‌ها به صورت برش عرضی بررسی نموده‌اند. آنها در این تحقیق از داده‌های ماهانه و عوامل کنترلی، نظیر نسبت ارزش دفتری به بازار و اندازه شرکت و مازاد بازده بازار استفاده نموده‌اند[8].
پیکوئریا (2005) معتقد است که فعالیت‌های معاملاتی می‌توانند تغییرات بازده مورد انتظار را به‌صورت برش عرضی توضیح دهند. شواهد این تحقیق حاکی از وجود یک رابطه بین هزینه عدم-نقدشوندگی و اندازه شرکت است. همچنین، تأثیر سهام شرکتهای بزرگ که نقدشوندگی آنها بالاست، بر حجم معاملاتی معنادار است. او در این تحقیق، فعالیت‌های معاملاتی را تنها شاخص نقدشوندگی معرفی می‌کند[16]. مارشال و یانگ (2006) به بررسی رابطه میان بازده سهام عادی در بازار استرالیا و عواملی، نظیر: ریسک بتا و اندازه شرکت و قیمت پیشنهادی خرید و فروش، نرخ گردش و نسبت عدم‌نقدشوندگی پرداختند و نتایج نشان داد که از میان معیارهای گوناگون عدم‌نقدشوندگی، نسبت ارائه شده توسط آمیهود مازاد بازده سهام را بهتر توجیه می‌کند[14].
مارسلو و کوییروس (2006) عامل ریسک عدم-نقدشوندگی در بازار سهام اسپانیا را در فاصله 1994-2002 بررسی نموده‌اند. آنها در این تحقیق از عوامل کنترلی اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به عنوان معیار عدم‌نقدشوندگی که توسط آمیهود (2002) پیشنهاد شده است، استفاده نموده‌اند. نتیجه این تحقیق نشان می‌دهد که عامل عدم نقدشوندگی به عنوان یکی از اجزای کلیدی قیمت‌گذاری دارایی‌ها باید مورد توجه قرار گیرد[13]. دوسکار (2006) مدلی را برای رفتار نقدشوندگی و نوسان‌پذیری قیمت سهام ارائه داد. در این مدل، سرمایه‌گذاران تغییرات اخیر قیمت را برای تغییرات یک دارایی با ریسک پیش‌بینی می‌کنند. هنگامی که تغییرات آن دارایی بالا باشد، صرف ریسک آن بالاست و بازده جاری آن دارایی پایین می‌آید، نرخ بازده دارایی‌های بدون ریسک نیز پایین است و بازار با عدم‌نقدشوندگی روبه رو می‌شود[10].
3. فرضیه‌های تحقیق
فرضیه‌های مورد بررسی در تحقیق حاضر عبارتند از:
1. بین ریسک نقدشوندگی و بازده‌های مقطعی رابطه معناداری وجود دارد.
2. بین سهام شناور و بازده‌های مقطعی رابطه معناداری وجود دارد.
3. بین ریسک سیستماتیک و بازده‌های مقطعی رابطه معناداری وجود دارد.
4. بین اندازه شرکت و بازده‌های مقطعی رابطه معناداری وجود دارد.
5. بین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام و بازده‌های مقطعی رابطه معناداری وجود دارد.
6. بین ریسک سیستماتیک و ریسک نقدشوندگی رابطه معناداری وجود دارد.
4. داده‌های تحقیق
داده‌های مورد استفاده در این تحقیق، شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند که براساس معیارهای زیر انتخاب شده‌اند:
1. شرکت‌ها باید تا پایان اسفند سال 82 در بورس پذیرفته شده باشند.
2. تاریخ مالی شرکت‌ها باید منتهی به پایان اسفند هر سال باشد.
3. شرکت‌ها نباید سال مالی خود را در طی دوره‌های موردنظر تغییر داده باشند.
4. ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت‌ها، مثبت باشد.
5. اطلاعات موردنیاز آنها در بخش تعریف متغیرها در دسترس باشد.
6. جزو شرکتهای مالی و سرمایهگذاری نباشند.
تعداد شرکت‌هایی که دارای شرایط مذکور در بورس اوراق بهادار تهران هستند، 108 مورد بوده‌اند که با استفاده از روش حذفی و با در نظر گرفتن معیارهای فوق برای سال‌های 1386-1383 انتخاب شده‌اند.
در این تحقیق آزمون‌ها را با توجه به مدل FARM انجام می‌دهیم. [17] :
]
که در آن و به ترتیب بازده دارایی یا سهم i و دارایی کاملاً سیال L است (که می‌تواند سریعاً خرید و فروش شود).
معرف بازده بازار سهام شناور موزون است.
سهام شناور شرکت i
میانگین سهام شناور رانشان می‌دهند،
و نسبت که در معادله فوق استفاده شده، معرف بتای نقدشوندگی است،
این مدل بیان می‌کند که هر چه ریسک نقدشوندگی بیشتر باشد، بازده نیز بالاتر خواهد بود و از آنجا که مدل برای نخستین بار توسط آقایان ژانگ، تیان و ویرجانتو در سال 2007 [17] مطرح شد، ما در این پژوهش به دنبال این موضوع هستیم که ببینیم آیا معیار مطرح شده به عنوان نقدشوندگی در بازار ایران نیز مصداق دارد یا خیر.
در این پژوهش، با استفاده از درصد سهام شناور منتشر شده توسط بورس اوراق بهادار و ضرب آنها در آخرین تعداد سهام، تعداد سهام شناور محاسبه شده و سپس از تقسیم میانگین سهام شناور بر تعداد سهام شناور ریسک نقدشوندگی حاصل می‌شود. ریسک بازار یا ریسک سیستماتیک با استفاده از محاسبه بتا در روش الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای، از تقسیم کوواریانس بازدهی سهم و بازدهی بازار بر بازدهی بازار به دست آمده است. اندازه نیز برابر با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام است که از نرم‌افزارها استخراج شده است.
در این پژوهش، آزمون فرضیه‌ها با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون صورت پذیرفت. سپس برای متغیرهای معنادار با استفاده از رگرسیون گام‌به‌گام یک مدل رگرسیون چند متغیره استخراج و با توجه به معنا-دار بودن ضرایب آن و همچنین بررسی باقیمانده‌ها نتایج ارائه شده است.
5. نتایج و یافته‌ها
برای برآورد الگوهای رگرسیون از روش رگرسیون گام‌به‌گام استفاده شده است. آزمون معناداری الگوها با استفاده از آماره‌های Fو t انجام می‌شود و استقلال باقیمانده‌ها با استفاده از آماره دوربین-واتسون تأیید شده است [1]. توضیح اینکه در همه مدل‌ها سطح معناداری آزمون کمتر از 05/0 و دوربین واتسون بین 5/2-5/1 بوده است. بررسی‌ها به صورت تجمعی و برای سال‌های 1386-1383 انجام شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها در جداول ذیل ارائه شده است:
جدول 1- ضریب همبستگی پیرسون و سطح معناداری بین متغیرهای تحقیق
ریسک نقدشوندگی سهام شناور ریسک بازار اندازه نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بازده
095/0- 133/0- 318/0 132/0 050/0- 1 ضریب همبستگی بازده
Return
049/0 006/0 000/0 006/0 301/0 0 معناداری (sig)
432 432 432 432 432 432 تعداد
017/0- 070/0 087/0 069/0- 1 050/0- ضریب همبستگی نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار
BE/ME
722/0 146/0 070/0 155/0 0 301/0 معناداری (sig)
432 432 432 432 432 432 تعداد
041/0- 463/0 076/ 1 069/0- 132/0 ضریب همبستگی اندازه
Size
398/0 000/0 113/0 0 155/0 006/0 معناداری (sig)
432 432 432 432 432 432 تعداد
093/0- 104/0 1 076/0 087/0 318/0 ضریب همبستگی ریسک بازار
Market Beta
053/0 030/0 0 113/0 070/0 000/0 معناداری (sig)
432 432 432 432 432 432 تعداد
005/0- 1 104/0 463/0 070/0 133/0- ضریب همبستگی سهام شناور
Free Float
923/0 0 030/0 000/0 146/0 006/0 معناداری (sig)
432 432 432 432 432 432 تعداد
1 005/0- 093/0- 041/0- 017/- 095/0- ضریب همبستگی ریسک نقدشوندگی
Liquidity Risk
0 923/0 053/0 398/0 722/0 049/0 معناداری (sig)
432 432 432 432 432 432 تعداد
با استفاده از جدول فوق مشاهده می‌کنیم که کلیه متغیرها دارای همبستگی با بازده هستند، اما همبستگی نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به دلیل اینکه sig آن کمتر از 05/0 نیست، رد می‌شود و برای ریسک نقدشوندگی نیز به این دلیل که sig بسیار ضعیف است، این عامل در مدل وارد نمی‌شود.
جدول2- رگرسیون گام‌به‌گام متغیرهای وارد شده/ خارج شده
روش به کار گرفته شده متغیرهای خارج شده متغیرهای وارد شده مدل
رگرسیون گام‌به‌گام - ریسک بازار 1
رگرسیون گام‌به‌گام - سهام شناور 2
رگرسیون گام‌به‌گام - اندازه 3
خلاصه و نتایج مدل
دوربین واتسون خطای معیار پیش-بینی ضریب تعیین تعدیل شده ضریب تعیین ضریب همبستگی مدل
27555/60 099/0 101/0 318/0 1
39909/59 125/0 129/0 359/0 2
948/1 97199/57 172/0 172/0 415/0 3
در رگرسیون گام‌به‌گام مشاهده می‌شود که مدل سوم که کلیه متغیرها را در بر می‌گیرد، به علت داشتن ضریب تعیین بالاتر بهترین مدل است و بنابراین، داریم:
جدول 3- آنالیز واریانس
معناداری (sig) آماره F میانگین مربعات درجه آزادی جمع مربعات مدل
000/0 261/48 625/175339 1 62/175339 رگرسیون
1
142/3633 430 2/1562251 باقی‌مانده
431 8/1737590 کل
000/0 740/31 499/111985 2 00/223971 رگرسیون
2
251/3528 429 8/1513619 باقی‌مانده
431 8/1737590 کل
000/0 675/29 784/99729 3 35/299189 رگرسیون
3
751/3360 428 5/1438401 باقی‌مانده
431 8/1737590 کل
با توجه به جدول آنالیز واریانس معناداری مدل رگرسیون تأیید می‌شود.
جدول 4- ضرایب
آماره هم خطی معناداری
(sig) آماره t ضرایب استاندارد شده ضرایب استاندارد نشده
مدل
VIF تلرانس Beta خطا بتا
000/0 120/5 069/3 712/15 مقدار ثابت
1
000/1 000/1 000/0 947/6 318/0 598/2 047/18 ریسک بازار
سهام شناور
اندازه
000/0 165/6 227/3 893/19 مقدار ثابت
2
011/1 989/. 000/0 399/7 335/. 574/2 045/19 ریسک بازار
011/1 989/. 000/0 713/3- 168/.- 000/ 384/7-
سهام شناور
اندازه
000/0 044/5 238/3 332/16 مقدار ثابت
3
012/1 988/0 000/0 427/7 329/0 514/2 668/18 ریسک بازار
281/1 781/0 000/0 551/5- 276/0- 000/0 207/1-
سهام شناور
274/1 785/0 000/0 731/4 235/0 000/0 745/4
اندازه
در این مرحله ضرایب و معناداری آنها را برای مدل بررسی می‌کنیم و داریم:
جدول 5- متغیرهای خارج شده
آماره هم خطی همبستگی جزیی معنی‌داری
(sig) آماره t Beta In مدل
حداقل تلرانس VIF تلرانس
992/0 008/1 992/0 082/0- 089/0 707/1- 078/0- نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار 1
994/0 006/1 994/0 114/0 018/0 376/2 108/0 اندازه
989/0 011/1 989/0 176/0- 000/0 317/3- 168/0- سهام شناور
991/0
009/1 991/0 069/0- 153/0 430/1- 066/0- ریسک نقدشوندگی
ادامه جدول 5- متغیرهای خارج شده
آماره هم خطی همبستگی جزیی معنی‌داری
(sig) آماره t Beta In مدل
حداقل تلرانس VIF تلرانس
983/0 012/1 989/0 073/0- 133/0 504/1- 068/0- نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار 2
781/0 274/1 785/0 223/0 000/0 731/4 235/0 اندازه
سهام شناور
981/0 009/1 991/0 069/0- 153/0 432/1- 065/0- ریسک نقدشوندگی
772/0 026/1 975/0 048/0- 322/0 991/0- 044/0- نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار 3
اندازه
سهام شناور
780/0 010/1 990/0 062/0- 203/0 275/1- 056/0- ریسک نقدشوندگی
در جدول متغیرهای خارج شده مشاهده می‌کنیم که دو متغیر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام و ریسک نقدشوندگی به علت نداشتن sig کمتر از 05/0 به طور صحیح از مدل خارج شده‌اند. برای آزمون فرضیه ششم از جدول زیر استفاده می‌نماییم:
جدول6- ضریب همبستگی پیرسون و سطح معناداری بین متغیرهای تحقیق
ریسک نقدشوندگی ریسک بازار
105/0- 1 ضریب همبستگی ریسک بازار
Market Beta
029/0 0 معناداری (sig)
432 432 تعداد
1 105/0- ضریب همبستگی ریسک نقدشوندگی
Liquidity Risk
0 029/0 معناداری (sig)
432 432 تعداد
با توجه به جدول مشاهده می‌شود که همبستگی و معناداری بین متغیرهای ریسک سیستماتیک و ریسک نقدشوندگی تأیید می‌شود.
6. نتیجه‌گیری و پیشنهادها
با توجه به بررسی‌های انجام شده در مورد فرضیات و متغیرهای تحقیق، مشاهده می‌شود که در مدل FARM [[ ، ریسک نقدشوندگی است که به عنوان معیار حساسیت بازده سهام تعبیر می‌شود و بیان شده است که از آنجا که این ریسک نقدشوندگی نمی‌تواند کلیه تغییرات مقطعی در بازده را توضیح دهد، سایر عوامل ریسک (ریسک بازار یا ریسک سیستماتیک، اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار) و سهام شناور نیز باید در نظر گرفته شوند، که در این تحقیق همبستگی معیار ریسک نقدشوندگی تأیید می‌شود، اما به دلیل معناداری بسیار ضعیف آن را به عنوان یک معیار تجربی منطقی در نظر گرفته نمی‌شود، اما ریسک بازار یا ریسک سیستماتیک، اندازه شرکت و سهام شناور قدرت مشخصی در توضیح تغییرات مقطعی در بازده دارند. همچنین، در بررسی‌ها مشخص شد که ریسک بازار یا ریسک سیستماتیک و ریسک نقدشوندگی نیز رابطه معناداری دارند.
نتایج تحقیق حاضر با این بخش از تحقیق ژانگ، تیان و ویرجانتو (2007) [18] که بیان می‌کنند معیار ریسک نقدشوندگی است، سازگار نیست، اما با این بخش از تحقیق که ریسک نقدشوندگی به تنهایی کلیه تغییرات در بازده را توضیح می‌دهد و متغیرهایی دیگری در آن دخیل هستند، سازگار بوده و نشان می-دهد که سهام شناور، ریسک بازار یا ریسک سیستماتیک و اندازه نیز قدرت مشخصی برای توضیح تغییرات دارند، اما در این بخش قدرت ارزش دفتری به ارزش بازار نیز در توضیح تغییرات مقطعی با نتایج تحقیق ما سازگار نیست.
نتایج تحقیق، همچنین با این بخش از تحقیق غلامرضا درخشنده دشتی (1382) در رابطه با به-کارگیری روش برش مقطعی در رابطه با تأثیر اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام عادی بر روی بازده سهام و سودآوری شرکتهای پذیرفته شده در بورس، که بیان می‌نماید اندازه شرکت با بازده رابطه مستقیم و معنادار دارد، سازگار است، اما نتایج در مورد رابطه نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار با بازده سهام مورد تأیید نبوده و با این بخش از تحقیق ذکر شده سازگار نیست.
7. محدودیت‌های تحقیق
7.1. در بورس اوراق بهادار تهران، در هر روز اجازه افزایش یا کاهش بیش از 3 درصد در قیمت سهم را نمی‌دهند. این محدودیت در حال حاضر اندکی بهبود یافته و به 5/3 درصد افزایش یافته است. این امر باعث ایجاد صف‌های فروش و یا خرید سهم می‌گردد و قابلیت نقدشوندگی و قیمت سهم را متأثر می‌سازد .
7.2. از آنجایی که برای انتخاب نمونه از میان شرکتهای جامعه آماری، ویژگی‌هایی که قبلاً به آنها اشاره شد، مبنا قرار داده شده، لذا تعمیم نتایج تحقیق به آن گروه از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران که دارای ویژگی‌های متفاوتی با نمونه موردنظر هستند، باید با احتیاط صورت گیرد. با توجه به اینکه تورم همواره در ایران وجود داشته است و اطلاعات مالی نیز بدون تعدیلات مربوط به اثر تورم مورد استفاده قرار می‌گیرد، لذا آثار ناشی از عدم تعدیل قیمت‌ها باید مدنظر استفاده‌کنندگان از نتایج تحقیق قرار گیرد.
7.3. عدم امکان دسترسی به درصد سهام شناور قبل از سال 83 یکی دیگر از محدودیت‌های تحقیق است که این امر سبب شده دوره مطالعه محدود به سال‌های 1386-1383 شود.
منابع لاتین:
)
