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

مهدوی, غلامحسین; قربانی, اصغر

تعداد نشریات	43
تعداد شماره‌ها	1,706
تعداد مقالات	13,973
تعداد مشاهده مقاله	33,605,620
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	13,327,128

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

نشریه پژوهش های حسابداری مالی

مقاله 6، دوره 4، شماره 1، اردیبهشت 1391، صفحه 67-88 اصل مقاله (255.94 K)

نویسندگان

غلامحسین مهدوی^* ¹؛ اصغر قربانی²

¹دانشیار حسابداری دانشگاه شیراز و حسابدار رسمی

²کارشناس 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

شاخص‌های نوین نقدینگی؛ شاخص فراگیر نقدینگی؛ شاخص دوره تبدیل وجه نقد؛ شاخص مانده نقدی خالص؛ عملکرد مالی

اصل مقاله

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	نسبت جاری
-36/18	-97/6	89/287	55/277	آماره مربوطه	نسبت آنی
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	نسبت آنی
-90/15	-32/6	64/280	52/257	آماره مربوطه	شاخص فراگیر نقدینگی
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	شاخص فراگیر نقدینگی
-96/16	-81/7	18/303	81/331	آماره مربوطه	شاخص دوره تبدیل وجه نقد
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	شاخص دوره تبدیل وجه نقد
-86/18	-11/8	03/319	91/297	آماره مربوطه	شاخص مانده نقدی خالص
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	شاخص مانده نقدی خالص
-40/17	-03/8	08/324	94/333	آماره مربوطه	بازده داراییها
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	بازده داراییها
35/17-	67/7-	42/303	24/359	آماره مربوطه	بازده حقوق صاحبان سهام
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	بازده حقوق صاحبان سهام
21/20-	67/7-	86/307	63/306	آماره مربوطه	Q توبین
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	Q توبین
-79/15	-63/6	30/287	29/265	آماره مربوطه	اهرم مالی
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	اهرم مالی
-47/32	-22/13	16/387	11/413	آماره مربوطه	اندازه شرکت
00/0	00/0	00/0	00/0	معناداری	اندازه شرکت

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

مراجع

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.

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 3,033

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 1,751

سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

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

4-3. روش پژوهش

4- 3 -1. متغیر وابسته

4-3 -2. متغیرهای مستقل

4- 3 -3. متغیرهای کنترلی