ریسک نقدینگی و تأثیر آن بر بازده مازاد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

ریسک نقدینگی و تأثیر آن بر بازده مازاد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

احمد احمدپور^1*، فرشته مروی‌زاده²

1- استاد گروه حسابداری دانشگاه مازندران، مازندران، ایران

ahmadpour@umz.ac.ir

2- دانشجوی کارشناسی ارشد رشته حسابداریدانشکدهاموراقتصادی، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران

fereshte.marvi@yahoo.com

چکیده

در فرهنگ سرمایه­گذاری،اصل ثابتی مبنی بر اینکه سرمایه از ریسک و خطر گریزان است و به سوی بازده و سود تمایل دارد، وجود دارد. به همین دلیل است که سرمایه­گذاران ریسک­گریز از ورود سرمایۀ خود به جایی که خطر و ریسک وجود دارد یا افق نامشخصی در برابر سود و اصل سرمایه‌شان هست، امتناع می­کنند. این پژوهش بازده اضافی سهام را با درنظرگرفتن دو متغیر نقدینگی و ریسک نقدینگی در بازه زمانی 1391-1386 بررسی می‌کند. نمونۀ انتخاب‌شده برای آزمون شامل 40 شرکت پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نتایج  با رگرسیون چندمتغیره و با استفاده از داده­های تابلویی (پانل)آزموده شد تا ارتباط بین متغیرهای پژوهش و بازده اضافی سهام ارزیابی شود. یافته­های پژوهش نشان می­دهد نقدینگی، اثر منفی و معنادار بر بازده اضافی دارد. نقدینگی بازار، ریسک نقدینگی شرکت و ریسک نقدینگی بازار با بازده اضافی سهام ارتباط معنی‌داری ندارند.

واژه‌های کلیدی: نرخ بازده مورد انتظار، نقدینگی شرکت، ریسک نقدینگی شرکت، بازده اضافی سهام.

مقدمه

بی­تردید بقا و تداوم فعالیت شرکت­ها در محیط تجاری پیچیده و رقابتی کنونی، مستلزم انجام فعالیت‌های سودآور ازجمله سرمایه­گذاری در پروژه­ها است؛ به­طوری­که شرکت­ها با درنظرگرفتن عوامل مختلف ازجمله ریسک و نرخ بازده مورد انتظار، به سرمایه­گذاری در پروژه­ها اقدام می­کنند [11]. از آن­جا که سرمایه­گذاری در سهام، نسبت به سایر سرمایه‌گذاری­ها در اوراق بهادار،ریسکبیشتری دارد و سهام­داران برای دارایی­های شرکت در زمان ورشکستگی تا تسویۀنهایی،اولویتی ندارند؛ ازاین­­رو انتظار بازده در این سرمایه­گذاری نسبت به سایر سرمایه­گذاری­ها بیشتر است. درصورتی­که ریسک سرمایه­گذاری افزایش یابد، سرمایه­گذار نیز نرخ بازده مورد انتظار خود را افزایش می­دهد که این افزایش را صرف ریسک سهام می­نامند [12]. در خرید سهام،به عوامل گوناگونی توجه می‌شود. یکی از عمده­ترین این عوامل، قابلیت تبدیل آن به پول نقد است که در اصطلاح به نقدشوندگی سهام معروف شده است؛ یعنی سرمایه­گذاران قصد دارند به ­سادگی و در حداقل زمان، سهام خود را در صورت ­نیاز بفروشند؛ بنابراین یکی از عواملی که می­تواند در بازده مورد انتظار از یک سهم نیز تأثیرگذار باشد، قدرت نقدشوندگی آن است [9].

در این پژوهش قدرت توضیحی نقدینگی و ریسک نقدینگی برای بازده مورد انتظار سهام بررسی می­شود. منظور از این عبارت این است که نقدینگی می­تواند بازده دارایی­ها را که ابتدا توسط آمیهود و مندلسون^[1] (1968) پیشنهاد شده بود، تحت تأثیر قرار دهد. آن­ها بیان کردند سرمایه­گذاران برای جبران هزینۀ معاملات بیشتر در ارتباط با دارایی با قابلیت نقدی کمتر، به بازده بیشتری نیاز دارند. باتوجه‌به مباحث مطرح شده در این پژوهش و نیز اهمیت این موضوع برای بازار سرمایۀ کشور، در این پژوهش به این سؤال پرداخته می‌شود: آیا ریسک نقدینگی بر بازده مازاد در شرکت­ها تأثیر معناداری دارد؟

مبانی نظری

یکی از معیارهای اساسی برای تصمیم­گیری در بورس اوراق بهادار، بازده سهام است. بازده سهام، خود به تنهایی دارای محتوای اطلاعاتی است و بیشتر سرمایه­گذاران بالفعل و بالقوه در تجزیه و تحلیل مالی و پیش­بینی­ها از آن استفاده می­کنند [10]. از لحاظ عرضۀ سرمایه، سرمایه­گذاران باید بکوشند پس­اندازهای خود را در جایی که بیشترین بازده را دارد، سرمایه­گذاری کنند؛ اما در این راستا باید به ریسک مربوط به سرمایه­گذاری توجه کنند و در صورتی تحمل ریسک را پذیرا شوندکه از بابت آن ما ب­ازایی عایدشان شود و این ما بازاء، چیزی جز بازده بیشتر سرمایه­گذاری­ها نیست. برای بهدست­آوردن بازده بیشتر نیز باید از معیارهایی برای تصمیم­گیری استفاده کرد که واقعیت­ها را بهتر بیان کند و راهنمایی برای سرمایه­گذاری و کسب بازده بیشتر باشد [4].بررسی ریسک در مدیریت مالی از مباحث محوری و اساسی است و ضرورت مطالعۀ این پدیدۀ مهم از اهمیت زیادیبرخوردار است. گالیتز^[2] (1996)، ریسک را هرگونه نوسان در هرگونه عایدی می­داند. تعریف مزبور این مطلب را روشن می­کند که تغییرات احتمالی آینده برای یک شاخص خاص چه مثبت و چه منفی، سرمایه­گذار را با ریسک مواجه می­کند؛بنابراین، امکان دارد این تغییرات، او را منتفع یا متضرر کند [6]. هیوب^[3] (1998) ریسک را احتمال کاهش درآمد یا ازدست‌دادن سرمایه تعریف می­کند؛ اما به‌طورکلی ریسک یک دارایی، تغییر احتمالی بازده آیندة ناشی از آن دارایی است؛ بنابراین هرچه تغییرپذیری بازده­های آیندۀ یک دارایی (سرمایه­گذاری) بیشتر باشد، آن دارایی (سرمایه‌گذاری) ریسک بیشتری دارد [6]. ریسک با زندگی انسان­ها و سازمان­ها عجین شده است. آنچه اهمیت دارد این است که ریسک، قیمت مشخصی دارد و به تبع آن، انتقال و حذف آن نیز مستلزم صرف هزینه است؛ بنابراین باید بین ریسک و بازده تعادل برقرار کرد. تمام افراد و مشارکت­کنندگان بازار، ریسک‌گریز هستند یا اینکه سطح قابل قبولی از ریسک را می­پذیرند. ازاین­رو مفهوم ریسک، کاربرد فراوانی در حوزۀ مالی پیدا می­کند؛ چراکه مشارکت‌کنندگان بازار در نخستین برخورد با هرگونه اوراق بهاداری از سطح ریسک آن می‌پرسند. البته به نظر می­رسد امروزه سرمایه­گذاران ایرانی،به متغیر ریسک درکنار متغیر بازده، توجه چندانی نمی­کنند یا آن­گونه که باید، به آن به‌صورت معیاری مهم برای سرمایه­گذاری اهمیت نمی‌دهند؛ درحالی­که به دو متغیر ریسک و بازده باید در کنار یکدیگر توجه شود (راعی و سعیدی، 1384) [8]. احتمال ناتوانی شرکت در ایفای تعهدات مالی کوتاه­مدت، ریسک نقدینگی نامیده می­شود. این ریسک از سه عامل ناتوانی در اجرای تعهدات مالی کوتاه­مدت، ناتوانی در تأمین منابع مالی کوتاه­مدت در هنگام نیاز و نیز ناتوانی در تأمین منابع مالی کوتاه­مدت با هزینه­های مقرون­ به ­صرفهنشأت می‌گیرد؛ به­عبارتدیگر، ریسک نقدینگی دارایی، به توانایی شرکت برای به­دست­آوردن وجه نقد کافی به‌منظور پرداخت بدهی‌های خود، مربوط است. ریسک نقدینگی، یکی از ریسک­های مهم و قابل­توجه برای شرکت­ها است و حتی ممکن است سبب ورشکستگی آن در وضعیت نامناسب اقتصادی شود. مؤسسه­های رتبه­بندی اعتباری هنگام اعطای رتبۀ اعتباری به این ریسک توجه ویژه­ای دارند [8]. به‌طورکلی سه منبع برای ریسک نقدینگی نام برده­اند: (فتحی، 1385: 40) تفاوت بین زمان رسیدن سفارش خرید و سفارش فروش در بازار؛ وجود قوانین مشخص در مورد معاملۀ اوراق بهادار؛وجود تقاضای بسیار کم برای معامله و مبادلۀ اوراق بهادار.

مهم­ترین روش­های مدیریت این ریسک، شامل نگهداری اوراق بهادار با قدرت نقدشوندگی زیاد (مثل اوراق مشارکت)، استفاده از تحلیل شکاف نقدینگی بین جریان­های نقدی ورودی و خروجی (که در این روش جریان­های نقدی ورودی و خروجی در هر دوره پیش­بینی­ می‌شود و برای جریان خالص خروجی یا ورودی برنامه­ریزی دقیق صورت می‌گیرد؛ تا افزون بر به­کارگیری حداقل سرمایه، از مشکل­های ناشی از کمبود نقدینه نیز جلوگیری به عمل آید) و کسب خطوط اعتباری کوتاه‌مدت می­شود [8].

پیشینۀ پژوهش

فاما و فرنچ^[4] (1993) معتقدند اندازۀ شرکت با عنوان شاخص نقدشوندگی بر بازده شرکت­ها، اثرمنفی و معناداری دارد. آن­ها اعلام کردند شرکت­هایی که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن­ها زیاد (کم) است، به­طورکلی خیلی ضعیف (قوی) هستند؛ بنابراین سرمایه­گذاران نیازمند صرف بازده برای جبران ریسک اضافی متحمل‌شده ازطریق نگهداری سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری سهام به ارزش بازار کم هستند [22]. درشنکو^[5](2011) تأثیر نقدینگی را برقیمت­گذاری دارایی در انگلیس،بررسی کرد. داده­های او شامل 2522 مشاهده در 74 شرکت در بازه زمانی 2001 تا 2011 بازار اوراق بهادار لندن بود. وی به‌منظور بررسی و مقایسه، رگرسیون سری زمانی مدل سه عاملی فاما و فرنچ و مدل چهار عاملی با عامل نقدینگی (مدل سه عاملی فاما و فرنچ که با عامل نقدینگی تعدیل شده بود) را به­ کار برد. نتایج نشان داد ریسک نقدینگی، تأثیر مثبتی بربازده پیش‌بینی‌شدۀ سهام دارد [21]. لی و همکاران^[6] (2009) تجزیه و تحلیل تجربی جامعی را در مورد تأثیر ریسک نقدینگی و ریسک اطلاعات بربازده پیش­بینی‌شدۀ اوراق قرضه انجام دادند. آن­ها بر ریسک سیستماتیک نقدینگی پاستور و استامبوت و ریسک اطلاعات اندازه­گیری‌شده با احتمال وقوع معاملات مبتنی بر اطلاعات متمرکز شدند و اثبات کردند بین بازده پیش­بینی‌شدۀ اوراق قرضه و ریسک اطلاعات و ریسک نقدینگی، رابطۀ مثبت قوی وجود دارد، البته تأثیر فاکتورهای دیگر ریسک سیستماتیک و خصوصیات اوراق قرضه کنترل شد [24]. یومیت گوکن^[7] (2014) تأثیر افشای اطلاعات را بر بازده مورد انتظار سهام بر سهام پذیرفته‌شده در NYSE در طی دورۀ 1970 تا 2011 سنجید. او با استفاده از دو متغیر قیمت و حجم، معیاری جدید برای اطلاعات ساخت. او نشان داد افشای اطلاعات، بازده­های آتی پایین­تر، کنترل بتا، اندازه، نسبت ارزش دفتری به بازار، نقدینگی و حرکت را بیان می­کند. یک استراتژی معاملاتی بلندمدت/کوتاه­مدت بر اساس نوع آن به معیار اطلاعات آلفا از 3 تا 4 درصد منجر می­شود [26]. انجی یوین و پی یوری^[8] (2009) تأثیر نقدینگی را بربازار سهام نیویورک در طی دورۀ 1963 تا 2004 سنجیدند. آن­ها بررسی کردند آیا خصوصیات رایج صرف نقدینگی می­تواند با ریسک نقدینگی بازار توضیح داده شود؟ نویسندگان پی بردند پس از تعدیل فاکتور نقدینگی بازار پاستور و استامبوت^[9]، سطح نقدینگی رایج، قیمت­گذاری‌شده باقی می­ماند. نتایج آن­ها نشان داد بازده پیش­بینی‌شدۀ سهام با غیر نقدشوندگی،ارتباط مثبتی دارد [25]. یانگ یانگ چن و لیون زلتوی^[10] (2013) ارتباط بین نقدینگی سهام و خطر سقوط قیمت آتی سهام را سنجیدند. نمونۀ آن­ها شامل شرکت­های ایالات متحده برای دورۀ زمانی 1995 تا 2011 است. آن­ها بین نقدینگی سهام شرکت و خطر سقوط قیمت آتی سهام ارتباط مثبتی یافتند. یافته­های آن­ها نشان داد نقدینگی سهام بیشتر، اخبار بد گردآوری شده را ازطریق سهولت خروج سرمایه­گذار با افق کوتاه­مدت تشدید می­کند. زمانی­که حجم انباشته­ای از اطلاعات نامطلوب به حد بالایی می‌رسد، به سقوط قیمت سهام منجر می­شود [27]. بلاک، جنسن و اسکولز^[11](1975) مطالعات دقیقی را بر کلیّۀ سهام عادی شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار نیویورک برای دورۀ زمانی (1926 تا 1965) انجام دادند. در این پژوهش رابطۀ بازده سهام و بازده سبد سرمایه­گذاری بازار شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار نیویورک، با ریسک بازار بررسی شد. نتایج پژوهش نشان داد بین ریسک و بازده اوراق بهادار، همسویی وجود ندارد؛ به عبارت دیگر، شرکت­هایی که بازده سهام آن‌ها بیشتر نبوده است،ریسک بیشتری داشتند [18]. داتر و همکاران^[12] (1998) تأثیر نقدینگی را بر نرخ بازده سهام،­بررسی کردند. در این پژوهش نرخ گردش موجودی کالا، معیار اندازه­گیری نقدینگی  در نظر گرفته شد. دورۀ زمانی پژوهش از سال 1963تا 1991بود. خط رگرسیون مقطعی بین متغیر نرخ بازده سهام(متغیر وابسته) و تغییر نرخ گردش موجودی کالا (متغیر مستقل) نشان داد گردش موجودی کالا به‌طور منفی با نرخ بازده سهام در ارتباط است [20]. آمیهود^[13](2002) اعلام کردنقدناشوندگی موردانتظار بازار با مازاد بازده پیش­بینی­شدۀ سهام رابطۀ مثبت دارد. او در پژوهش خود اثبات کرده است بخشی از مازاد بازده مورد انتظار را می‌توان با صرف نقدناشوندگی بیان کرد. او درپژوهش خود نسبت قدر مطلق بازده سهام به حجم معاملات بر حسب دلار را  معیار نقدناشوندگی در نظر گرفته است. وی اثبات کرده است نقدناشوندگی بر صرف سهام شرکت­های کوچک تأثیر بیشتری دارد [17]. آچاریا و پدرسن^[14] (2005) یک مدل قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای ارائه دادند که در آن ارتباط بین بازده مورد انتظار بازار و نقدشوندگی مورد انتظار یک سهم، بررسی شد. آن­ها معتقدند یک سهم با نقدشوندگی کم بر بازده سهم تأثیر هم‌زمان اندک دارد و همچنین تأثیر آن بر بازده قابل پیش­بینی آیندۀ آن سهم، زیاد است؛ همچنین سهامی که بازده جاری آن­ها اندکولی بازده قابل پیش‌بینی آتی آن­ها زیاد است، دارای نقدشوندگی باثبات است [15]. لی (2011) مدل قیمت­گذاری دارایی سرمایه­ای تعدیل­شده با نقدینگی را در سطح جهانی آزمود. او دریافت ریسک نقدینگی، مستقل از ریسک بازار در بازارهای مالی بین­المللی قیمت­گذاری شده است؛ به عبارت دیگر نرخ بازده الزامی ورقۀ بهادار، به کوواریانس نقدینگی­اش با نقدینگی بازار محلی و به همان ترتیب به کوواریانس نقدینگی­اش با بازده بازار جهانی و محلی وابسته است. او همچنین نشان داد بازار امریکا، نیروی­ محرکۀ ریسک نقدینگی جهانی است و همچنین قیمت­گذاری ریسک نقدینگی در کشورهای مختلف، بر اساس محیط جغرافیایی، اقتصادی و سیاسی متفاوت است [23] .

یحیی­زاده­فر و همکاران (1389) به بررسی رابطۀ نقدشوندگی با بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. در این پژوهش رابطۀ نرخ گردش سهام، معیار نقدشوندگی قرار گرفت که در بازه زمانی 1381 تا 1387 بررسی  شد. داده‌های سری زمانی به­صورت سالانه جمع­آوری شده‌است و با نرم­افزار EVIEWS به روش دادۀ ترکیبی (تابلویی) بررسی  شده‌است. در این راستا پس از آزمون رابطۀ دو متغیر کنترلی، یعنی متغیرهای اندازه و ارزش دفتری به ارزش بازار وارد مدل شدند. نتایج پژوهش، مبیّن وجود رابطۀ مثبت و معنادار بین ضریب متغیر نرخ گردش و بازده سهام است. این امر ممکن است به‌دلیل افزایش جذابیت سهام نقدشونده و افزایش تقاضا برای این­گونه سهام باشد [14]. باقرزاده (1384) به بررسی رابطۀ بین اندازۀ شرکت، نسبت ارزش دفتری به قیمت بازار سهام و نسبت درآمد به قیمت بر بازده سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی 1383-1376 پرداخت و به نتایجی متضاد با روابط مستندشده در منابع مالی دست یافت؛ به­طوری­که بین اندازۀ شرکت با بازده سهام، رابطۀ منفی و بین نسبت ارزش دفتری به قیمت بازار سهام و نسبت درآمد به قیمت با بازده سهام، رابطۀ مثبت به­دست آمد [3]. احمدپور و عظیمیان (1391) با تشکیل مدلی چهارعاملی، زمینۀ تحلیل و پیش­بینی مناسب­تر بازده سهام را در بورس اوراق بهادار تهران فراهم آوردند. بدین منظورتأثیر رشد دارایی­ها بر بازده سهام، یک بار به‌صورت مستقل و بار دیگر در شرایط کنترل دو متغیر اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار در یک دورۀ ده ساله (1388-1379) بررسی شد. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده­ها با استفاده از نرم­افزارEviews نشان داد اگرچه رشد دارایی­ها به­صورت مستقلبر بازده سهام تأثیر قابل توجهی ندارد، در شرایطی که به مدل سه عاملی فاما و فرنچ اضافه شود، بر بازده سهام تأثیری منفی می­گذارد[2]. یحیی­زاده­فر و خرمدین (1387) تأثیر ریسک نقدناشوندگی و عوامل نقدشوندگی شامل مازاد بازده بازار، اندازۀ شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بر مازاد بازده سهام را بررسی کردند. در این پژوهش از الگوی سری زمانی برای یک دورۀ زمانی از فروردین 1378 تا اسفند 1384 به­طور ماهانه در بورس اوراق بهادار تهران بهره­گرفته شده‌است که تمامی شرکت­های موجود در بورس اوراق بهادار تهران را که سهام آن­ها حدود 100 روز در طی حداقل 9 ماه در بورس معامله شده‌اند، در بر می‌گیرد؛ همچنین به‌منظور کاهش همبستگی بین این متغیرها از روش تشکیل سبد سرمایه­گذاری استفاده شده‌است. نتیجۀ این پژوهش نشان می­دهد تمام متغیرهای مستقل 4گانه بر متغیر وابسته پژوهش تأثیر معنادار داشته­اند؛ بدین معنی که تأثیر نقدناشوندگی و اندازۀ شرکت بر مازاد بازده سهام، منفی، اما تأثیر مازاد بازده بازار و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بر مازاد بازده سهام، مثبت بوده است [13]. احمدپور و نمازی (1377) به بررسی آثار اهرم عملیاتی، مالی و اندازۀ شرکت بر ریسک سیستماتیک سهام عادی شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق تهران پرداختند. نتایج پژوهش نشان می­دهد اهرم مالی برمیزان ریسک سیستماتیک اثر دارد؛ یعنی با افزایش میزان بدهی شرکت­ها ریسک سیستماتیک نیز افزایش می­یابد. در صورتی­که اهرم عملیاتی برمیزان ریسک سیستماتیک اثر ندارد. اندازۀ شرکت (میزان دارایی) برمیزان ریسک، اثر معنادار دارد؛ به عبارت دیگر، هر اندازه میزان دارایی شرکت­ها بیشتر باشد، ریسک سیستماتیک آن­ها کاهش می‌یابد [1]. زیوداری در سال 1385 رابطۀ تجربی بین حجم معاملات، بازده سهام و نوسانات بازده در بورس اوراق بهادار تهران، رابطۀ ریسک و بازده با حجم معاملات سهام را م بررسی کردند. نتیجۀ مطالعه وی مؤید وجود ارتباط هم‌زمان بین حجم معاملات و بازده سهام و نیز ارتباط بازخوردی (دوطرفه) بین حجم معاملات و بازده سهام بود. به عبارت دیگر، حجم معاملات با وقفۀ خود و با وقفۀ بازده، ارتباط دارد و بر اساس این دو متغیر، می­توان مدل رگرسیونی تشکیل داد. اما این فرضیه که حجم معاملات، توضیح دهندۀ نوسانات بازده است و اطلاعات به­صورت هم‌زمان وارد بازارمی­شود، تأیید نشد [5]. سدیدی و همکاران (1391) به‌منظور کمک به سرمایه­گذاران و سایر استفاده­کنندگان در فرآیند تصمیم­گیری، درجۀ محافظه­کاری برکیفیت سود و نرخ بازده را ارزیابی کردند. نتایج  نشان دادشاخص کیفیت سود معرفی شده بر مبنای شاخص محافظه­کاری، می­تواند بخشی از تفاوت نرخبازده دارایی­های عملیاتی و نرخ بازده سهام جاری را با سال بعد بیان کند؛ به عبارتی واحدهای اقتصادی که روش­های محافظه­کارانه را اعمال می­کنند، می­توانند با تغییر سرمایه­گذاری در دارایی­های عملیاتی، کیفیت سود واحد را تغییر دهند [7]. شواهد نشان می‌دهد باتوجه‌به ارتباط بین ریسک نقدینگی و بازده اضافی، پس از تعدیل آثار بازار، اندازه، نسبت ارزش دفتری به بازار و حرکت، نقدینگی شرکت فردی و نقدینگی بازار به‌طور مثبتی با بازده اضافی مرتبط است؛ درحالی­که ریسک نقدینگی شرکت فردی به­طور منفی با بازده اضافی مرتبط است. در این پژوهش براساس ادبیات و نتایج پژوهش­های گذشته، چهار فرضیه به این شرح طراحی شد: بین نقدینگی شرکت و بازده اضافی ریسک تعدیل‌شده رابطۀ منفی وجود دارد؛ بین نقدینگی بازار و  بازده اضافی ریسک تعدیل‌شده، رابطۀ منفی وجود دارد؛ بین ریسک نقدینگی شرکت و بازده اضافی ریسک تعدیل‌شده رابطۀ مثبت وجود دارد؛ بین ریسک نقدینگی بازار و بازده اضافی ریسک تعدیل‌شده رابطۀ مثبت وجود دارد.

روش پژوهش

در این پژوهش، داده­ها برای شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای سال­های 1391-1386جمع­آوری می­شود. در این پژوهش موارد ذکر شده، ویژگی­هایی برای انتخاب شرکت­ها در نظر گرفته شدند: سال مالی شرکت­ها منتهی به 29 اسفند باشد؛ شرکت­ها نباید سال مالی خود را تغییر داده باشند؛ شرکت­ها از اعضای هلدینگ صنایع نباشند؛ زیرا ماهیت آن­ها با سایر شرکت­های عضو متفاوت است؛ معامله­ها بر اوراق بهادار (سهام عادی) شرکت صورت گرفته باشد؛ داده­ها در طی دورۀ پژوهش  در دسترس باشد؛ حداقل در 8 ماه از هر سال معامله شده باشند؛ میانگین تعداد روزهای معاملاتی در طی کل دوره حداقل 100 روز باشد. شرکت­های با وقفۀ معاملاتی بیش از 3 ماه و همچنین شرکت­هایی که میانگین تعداد روزهای معاملاتی­شان در طی دوره کمتر از 100 روز بوده است، از جامعۀآماری مورد بررسی حذف شده‌اند؛ زیرا قیمت­های گزارش‌شدۀ آن‌ها به‌ دلیل وقفۀ معاملاتی طولانی و یا فاصلۀ معاملاتی زیاد، قیمت­های واقعی نیستند و همچنین جزء شرکت­های فعال در بورس اوراق بهادار به شمار نمی­آیند. در پایان، تعداد نمونۀ نهایی شامل2880مشاهدۀ ماهانه برای 40 شرکت است. متغیرهای مورد بررسی در این پژوهش، بازده اضافی سهام، ریسک نقدینگی شرکت، نقدینگی بازار، ریسک نقدینگی بازار، نقدینگی شرکت، بازده اضافی بازار، عامل ریسک مربوط به اندازه، عامل ریسک نسبت ارزش دفتری به بازار و عامل خطر حرکت است. بازده اضافی سهام شرکت، متغیر وابسته؛ ریسک نقدینگی شرکت، نقدینگی بازار، ریسک نقدینگی بازار و نقدینگی شرکت، متغیرهای مستقل؛ بازده اضافی بازار، عامل ریسک مربوط به اندازه، عامل ریسک نسبت ارزش دفتری به بازار و عامل خطر حرکت، متغیرهای کنترلی در نظر گرفته می‌شوند. نتایج  با رگرسیون چندمتغیره و با استفاده از داده­های تابلویی (پانل) آزموده شد تا ارتباط بین متغیرهای پژوهش و بازده اضافی سهام ارزیابی شود. این پژوهش از مدل زیر برای بررسی آثار افزایشی نقدینگی و ریسک نقدینگی در سطح فردی و کلی بر بازده اضافی پس از کنترل عوامل ریسک بازار، اندازه، نسبت ارزش دفتری به بازار و حرکت، استفاده می­کند:

AR_i,t=b₀+b₁Liqui_i,t+b₂LiRisk_i,t+b₃Liqui_t+b₄LiRisk_t+b₅MKT_t+b₆SMB_t+b₇HML_t+b₈MOM_t+                         _jDj+ ɛ_i,t

بازده اضافی سهام شرکت، متغیر وابسته است که نشان­دهندۀ بازده اضافی سهام شرکتi در ماهt است و به­صورت زیر محاسبه می­شود:

R_f,tAR_i,t=R_i,t-AR_i,t= R_{i, t} -   AR_i,t= R_i,

که R_i,tبازده سهام i در ماهtو R_f,tنرخ ریسک آزاد در ماه tاست. نقدینگی شرکت،نشان­دهندۀ نقدینگی شرکتiدر ماهtاست که در واقع همان دامنۀ پیشنهادی خرید و فروش سهام است. ریسک نقدینگی بازار، نشان­دهندۀ ریسک نقدینگی بازار در ماه  است که به­صورت زیر محاسبه می‌شود:

LiRisk_t=(Liqui_t- m (Liqui_t) ) / s (Liqui_t )

کهLiqui_t نقدینگی بازار و m (Liqui_t)وs(Liqui_t)به ترتیب ، میانگین و انحراف معیارLiqui_t در طول دورۀپژوهش هستند. ریسک نقدینگی شرکت،نشان­دهندۀ ریسک نقدینگی شرکت iدر ماهtاست که با فرمول زیر محاسبه می­شود:

LiRisk_i,t = ( V_i,t - m (v_i,t))  /  s  (v_i,t) کهV_i,t

نشان­دهندۀ میانگین خرید و فروش روزانۀ سهامiدر ماهtو m (v_i,t)وs  (v_i,t)به ترتیب، میانگین و انحراف معیار V_i,t در طول مدت پژوهش است.نقدینگی بازار،نشان­دهندۀ نقدینگی بازار در ماه  tاست. پاستور و استامبوت(2003) نقدینگی بازار را اندازه­گیری کردندکه بر جنبه­ای از نقدینگی همراه با نوسانات قیمت موقتی القاشده با جریان سفارش تمرکز دارد. معیار نقدینگی بازار آن­ها میانگینی مقطعی از معیارهای نقدینگی سهام فردی است. به­طور خاص این پژوهش از معادلۀ زیر برای برآورد نقدینگی سهام فردی در ماه t استفاده می­کند:

r^e_i,d,t=a+br_i,d,t+y_i,tSign (r^e_i,d,t) Volume_i,d,t+ɛ_{i, t}

r_i,d,t، بازده سهام  است، r^e_i,d,tبازده غیرعادی سهام ، که از کم کردن در  از r_i,d,tبه­دست می­آید.

Sign (r^e_i,d,t)،1- =Sign (r^e_i,d,t) زمانی­که0>^e_i,d,tr و 0= Sign ₍r^e_{i,d,t )} زمانی­که0= r^e_i,d,tو1 Sign (r^e_i,d,t)= زمانی‌که0<r^e_i,d,t؛Volume_i,d,t: حجم معاملات سهام تقسیم بر سهام در جریان شرکت در پایان ماه است. برآوردy _i,tنقدینگی سهام را نشان می­دهد ونقدینگی بازار بامیانگین معیارهای نقدینگی سهام فردی برآورد می­شود که:

Liqui_t=(1/N)

بازده اضافی بازار،نشان­دهندۀبازده اضافی بازار در ماه t است که به­صورت زیر محاسبه می­شود:

R_f,t  - R_m,tMKT_t =

کهR_m,t، در ماه t وR_f,t، نرخ ریسک آزاد است. عامل ریسک مربوط به اندازه، نشان­دهندۀ تفاوت بین بازده سبد سرمایه­گذاری کوچک سهام و بازده سبد سرمایه­گذاری بزرگ سهام است. این پژوهش، شرکت‌های نمونه را به 3 گروه با تعداد مساوی از شرکت­ها که مبتنی بر ارزش بازار پایان ماه هر شرکت است، تقسیم می­کند. سبد سرمایه‌گذاری کوچک سهام شامل سهام­هایی در گروه کمترین ارزش بازاراست؛ درحالی­که سبد سرمایه­گذاری بزرگ سهام شامل سهام­هایی در گروه بیشترین ارزش بازار است. عامل ریسک نسبت ارزش دفتری به بازار، نشان­دهندۀ تفاوت بین بازده بر سبد سرمایه­گذاری بزرگ نسبت ارزش دفتری به بازار و بازده بر سبد سرمایه­گذاری کوچک نسبت ارزش دفتری به بازار است؛ همچنین این مطالعه، شرکت­های نمونه را به 3 گروه،  با تعداد مساوی از شرکت­ها که مبتنی برنسبت ارزش دفتری به بازار پایان ماه هر شرکت است، تقسیم می­کند. سبد سرمایه­گذاری بزرگ نسبت ارزش دفتری به بازار، شامل سهام­هایی در گروه بیشترین ارزش دفتری به بازار است؛ درحالی­که سبد سرمایه‌گذاری کوچک نسبت ارزش دفتری به بازار، شامل سهام­هایی در گروه  کم­ترین نسبت ارزش دفتری به بازار است. عامل خطر حرکت تفاوت بین بازده سبد سرمایه­گذاری برنده و بازده سبد سرمایه­گذاری بازنده را نشان می­دهد. این پژوهش، سهام­های نمونه را به 3 گروه بر اساس بازده انباشته در بیش از سه ماه گذشته  تقسیم می­کند که  سبد سرمایه‌گذاری برنده از سهام­هایی در بیشترین گروه بازده و سبد سرمایه­گذاری بازنده از سهام­هایی در کمترین گروه بازده تشکیل شده است. روش آماری مورد استفاده در این پژوهش بر مبنای روش­های آماری رگرسیون خطی چندگانه است که در آن پس از آماده­سازی داده­های متغیرهای اصلی، رابطۀ میان متغیرهای فرضیه باهم سنجیده می­شوند. برای بررسی و تعیین رابطۀ میان دو متغیر از ضریب همبستگی استفاده شده‌است. آزمون­های آماری به­کارگرفته‌شده شامل آمار توصیفی، آزمون مانایی، آزمون ضریب لاگرانژ داده­ها و آزمون چاو است. به­منظور بررسی پایایی متغیرهای پژوهش از آزمون ریشۀ واحد از نوع لوین، لین و چو استفاده شده‌است و برای آزمون ناهمسانی واریانس نیز از آزمون ضریب لاگرانژ استفاده شده‌است.

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی این بخش در جدول 1 خلاصه شده‌است. همچنان که در جدول 1 مشاهده می­شود، میانگین بازده اضافی 68/1 است. میانگین نقدینگی شرکت فردی 17% است. میانگین ریسک نقدینگی بازار 7-% است. میانگین ریسک نقدینگی شرکت 6% است. میانگین نقدینگی بازار  10927435 است. میانگین بازده اضافی بازار 41/2 است. میانگین ریسک مربوط به اندازه 281/1 است. میانگین نسبت ارزش دفتری به بازار و حرکت به ترتیب اعداد 141/1- و 329/10 را نشان می­دهد. سایر اطلاعات شامل میانه، حداقل، حداکثر و انحراف معیار متغیرها در جدول 1 آمده‌است.

جدول (1) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

بر اساس آزمون ریشۀ واحد از نوع آزمون لوین، لین وچو، اگرمعناداری آمارۀ آزمون کمتر از 05/0 باشد، متغیرهای مستقل و وابسته در طی دورۀپژوهش پایا هستند.همان­طورکه ملاحظه می­شود، درکلیۀ متغیرهای مستقل و وابسته، سطح معناداری در آزمون ریشۀ واحد لوین، لین و چو کوچک‌تر از 05/0است که  نشان می‌دهد متغیرها، پایا هستند. این بدان معنی است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال­های مختلف ثابت بوده‌است. درنتیجه شرکت­های مورد ­بررسی، تغییرات ساختاری ندارند و استفاده از این متغیرها در مدل باعث به­وجودآمدن رگرسیون کاذب نمی­شود. نتایج حاصل از آزمون مدل نیز در جدول شمارۀ 2 خلاصه شده‌است.

جدول (2) نتایج حاصل از آزمون پایایی و مدل

هرچه معناداری متغیرها نزدیک به صفر باشد، متغیرها در سطح زیادی معنی­دار هستند؛ به­عبارت دیگر، متغیرها آثارمعنی‌داری بر متغیر وابسته دارند. ضریب تعیین نشان می­دهد متغیرهای مستقل توانسته­اند 9% تغییرات در متغیر وابسته را توضیح دهند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز همبستگی تغییرات در متغیر وابسته را بامتغیر مستقل توضیح می­دهد که مقدار آن نیز 9% است. مقدار آمارۀ fکه مقدار آن93/36 است و صفربودن معناداری آن نیز معنی­داربودن کلی رگرسیون و به عبارت دیگر، اثر معنی­دار بودن هم‌زمان همۀ متغیرها را نشان می­دهد. آمارۀ دوربین واتسون هرچه به عدد 2 نزدیک باشد، نشان­دهندۀ نبود خودهمبستگی است که این آماره در اینجا 86/1 است. باتوجه‌به نتایج ارائه‌شده در جدول فوق، برای آزمون مدل چون سطح معناداری آزمون چاو بیشتر از 05/0 است، پس داده­ها تلفیقی استو کار تمام است و نیازی به انجام آزمون هاسمن نیست. از طرفی چون احتمال آزمون LM از 05/0کمتر است، مدل، ناهمسانی واریانس دارد. پس باید به داده­ها وزن داده شود و سپس مدل تخمین زده شود. باتوجه‌به جدول شمارۀ2، ضریب نقدینگی شرکت در سطح 05/0 از نظر آماری معنادار است. باتوجه‌به ضریب نقدینگی شرکت برآوردشده که برابر 23/2- است، می­توان بیان کرد با افزایش 1% نقدینگی شرکت، بازده اضافی سهام 23/2% کاهش می­یابد. این پژوهش، ارتباطی منفی را بین نقدینگی شرکت و بازده اضافی پیش­بینی کرده است؛زیرا سرمایه­گذاران به بازده بیشتر برای سرمایه­گذاری در اوراق بهادار کمتر نقد نیاز خواهند داشت. با توجه به یافته­ها، این رابطه، منفی و قابل­توجه است که نشان می­دهد بازده اضافی اوراق بهادار با نقدینگی آن در حال کاهش است. این یافته­ها با رابطۀ منفی فرض‌شده بین بازده اضافی و نقدینگی همسواست، اما با نتایج برنن و سابرحمانیم^[15] (1996) و السورپو و رینگنوم^[16] (1993)در تضاد است؛ درنتیجه این فرضیه تأیید می­شود. باتوجه‌به جدول شمارۀ 2، ضریب نقدینگی بازار در سطح 05/0 از نظر آماری، معنادار است. با توجه به ضریب نقدینگی بازار برآورد­شده که برابر 79/4 است، می­­توان بیان کرد با افزایش 1% نقدینگی بازار، بازده اضافی سهام 79/4 % افزایش می‌یابد. این پژوهش، ارتباطی منفی بین نقدینگی بازارو بازده اضافی پیش­بینی کرده است که این یافته­ها در تضاد با رابطۀ فرض‌شده است؛ پس این فرضیه رد می‌شود. باتوجه‌به جدول شمارۀ 2، ضریب ریسک نقدینگی  شرکت در سطح 05/0 از نظر آماری، معنادار نیست. با توجه به ضریب ریسک نقدینگی شرکت برآورد­شده، که برابر 07/0- است، می­توان بیان کردبا افزایش 1% ریسک نقدینگی  شرکت، بازده اضافی سهام 07/0% کاهش می‌یابد. با توجه به اینکه سرمایه­گذاران، ریسک­گریز هستند و نوسانات نقدینگی را دوست ندارند، این پژوهش پیش­بینی می­کند بازده دارایی­ها شامل صرف قابل توجهی برای ریسک نقدینگی است و همچنین ارتباطی مثبت بین ریسک نقدینگی شرکت و بازده اضافی پیش­بینی می­کند. این برآورد، منفی است که نشان می­دهد افزایش بازده اضافی سهام، ریسک نقدینگی آن راکاهش می­دهد، اما مغایر بودن نتایج آن با نتایج چوردیا و همکاران^[17] (2001) [19]قابل‌توجه نیست. با توجه به جدول شمارۀ 2، ضریب ریسک نقدینگی بازار در سطح 05/0 از نظر آماری، معنادار نیست. با توجه به ضریب ریسک نقدینگی بازار برآوردشده که برابر 42/0- است، می‌توان بیان کرد با افزایش 1% ریسک نقدینگی بازار، بازده اضافی سهام، 42/0% کاهش می‌یابد. همان­طور که ریسک نقدینگی بازار، هرگونه ریسک نقدینگی سهام فردی را تحت­تأثیر قرار می­دهد، این پژوهش نیز انتظار رابطۀ مثبتی بین ریسک نقدینگی بازار و بازده اضافی دارد؛ بااین‌حال شواهد به­دست­آمده نشان می‌دهد رابطه، منفی است؛ اما قابل‌توجه نیست. مطابق با مطالعات قبلی برآورد عامل خطر بازار به میزان قابل توجهی مثبت است که نشان می­دهد این عامل خطر، قدرت قابل توجهی در توضیح مقطع بازده اضافی دارند.عامل خطر ارزش دفتری به بازار به­طور قابل توجهی منفی است که نشان می­دهد این عامل خطر، قدرت کافی در توضیح بازده اضافی دارد؛ درحالی­که پژوهش­های فاما و فرنچ، جنسن^[18]، جانسون و مرکر^[19](1997)، پونیتف و اسکال^[20](1988)، روزنبرگ، لاین اشتاین و رید^[21] (1985) و باقرزاده (1380) نشان­دهندۀ رابطۀ مستقیم این دو عامل بوده است. از طرفی در پژوهش­هایی چون پژوهش­های قائمی (1378) وهریس مارستون^[22](1995)، بین این دو عامل،رابطۀعکسبیان شده‌است. عامل ریسک مرتبط با اندازه، تخمین قابل‌توجهی ندارد. اینشواهد،در تضاد با نتایج فاما و فرنچ (1993) [22] قرار دارد ولی مطابق نتایج برنن و همکاران (1998)  است.آن­ها نیز وقتی حجم معاملات را به­عنوان معیار نقدینگی در مدل گنجاندند،اثراندازۀضعیف­شده­اییافتند. در نهایت، نتایج موجود در جدول 2 نشان می­دهد عامل ریسک حرکت، زمانی­که به­­طور مشترک با دیگر عوامل خطر درنظر گرفته می­شود، قدرت توضیحی برای بازده اضافی دارد. هرچند ارتباط بین نقدینگی، ریسک نقدینگی و بازده اضافی، غیرمنتظره است، نتایج، آثار قوی از نقدینگی و ریسک نقدینگی را بر بازده اضافی نشان می­دهد. به­­طورخلاصه، شواهد نشان می­دهد متغیر‌های مرتبط با نقدینگی به خودی خود و ریسک نقدینگی، در سطح فردی و همچنین در سطح کل، نقش مهمی در مقطع بازده اضافی علاوه بر آثارخوب مطالعه‌شده از بازار، اندازه، نسبت ارزش دفتری به بازار و حرکت ایفا می‌کنند.

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

بی­تردید بقا و تداوم فعالیت شرکت­ها در محیط تجاری پیچیده و رقابتی کنونی، مستلزم انجام فعالیت‌های سودآور ازجمله سرمایه­گذاری در پروژه­ها است؛ به­طوری­که شرکت­ها با درنظرگرفتن عوامل مختلف ازجمله ریسک و نرخ بازده مورد انتظار، به سرمایه­گذاری در پروژه­ها اقدام می­کنند. از لحاظ عرضۀ سرمایه، سرمایه­گذاران باید بکوشند پس‌اندازهای خود را در جایی  سرمایه­گذاری کنندکه بیشترین بازده را داشته باشد؛ اما در این راستا باید به ریسک مربوط به سرمایه­گذاری توجه کنند و در صورتی تحمل ریسک را پذیرا شوندکه از بابت آن ما بازایی عایدشان شود و این مابازا، چیزی جز بازده بیشتر سرمایه­گذاری­ها نیست. برای به­دست­آوردن بازده بیشتر نیز باید از معیارهایی برای تصمیم­گیری استفاده کرد که واقعیت­ها را بهتر بیان کند و راهنمایی برای سرمایه­گذاری و کسب بازده بیشتر باشد. باتوجه‌به یافته­ها، بین نقدینگی شرکت و بازده اضافی، رابطه‌ای منفی و قابل‌توجه وجود دارد که نشان می­دهد بازده اضافی اوراق بهادار با نقدینگی آن در حال کاهش است.این نتایج در تضاد با نتایج برنن و سابرحمانیم(1996) و السورپو و رینگنوم (1993) است. طبق پیش‌بینی مفروضات پژوهش در مورد ارتباط مثبت بین ریسک نقدینگی شرکت و بازده اضافی، نتایج مدل نشان می­دهد افزایش بازده اضافی سهام ریسک نقدینگی آن راکاهش می­دهد؛ اما مغایرت این یافته‌ها با نتایج چوردیا و همکاران (2001) [19] قابل‌توجه نیست. در این پژوهش عامل خطر ارزش دفتری به بازار به­طور قابل توجهی منفی است که نشان می­دهد این عامل خطر قدرتی در توضیح بازده اضافی دارد؛ درحالی­که پژوهش­های فاما و فرنچ، جنسن، جانسون و مرکر (1997)، پونیتف و اسکال (1988)، روزنبرگ، لاین اشتاین و رید (1985) و باقرزاده (1380) نشان­دهندۀ رابطۀ مستقیم این دو عامل بوده است. از طرفی در پژوهش­هایی چون پژوهش­های قائمی (1378) و هریس مارستون (1995) بین این دو عامل،رابطۀعکس بیان شده‌است. عامل ریسک مرتبط با اندازه، تخمین قابل­توجهی ندارد. اینشواهددر تضاد با نتایج فاما و فرنچ(1993)[22]  قرار داردولی با نتایجبرنن و همکاران (1998)  همسو است. آن­ها نیز زمانی­که حجم معاملات را به‌عنوان معیار نقدینگی در مدل گنجاندند، اثر اندازۀ ضعیف­شده­ای یافتند. نتایج پژوهش بر تصمیم­های تحلیل­گران و سرمایه‌گذاران، اثرگذار خواهد بود. آن­ها باید به این نکته توجه داشته باشند که در حالت کلی، وضعیت شرکت­ها از آنچه که در گزارش­های مالی این شرکت­ها ارائه می‌شود، مطلوب­تر است.

منابع

[1] احمدپور، احمد و نمازی، محمد.(1377). مدل پیش­بینی ریسک سیستماتیک با استفاده از اطلاعات حسابداری. نشریۀ مدرس علوم انسانی. 2(6) : 98-90.

 [2] احمدپور، احمد و عظیمیان­معز، امیرحسین.(1391). بررسی ارتباط رشد دارایی­ها با بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ پژوهشکده علوم اقتصادی(دانشگاه علامه). 46: 42-27.

 [3] باقرزاده، سعید.(1384). عوامل موثر بر بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران.تحقیقات مالی. 19:46-25.

[4] بهرام­فر، نقی و فاضلی، نقی.(1390).بررسی رابطۀ شاخص­های نقدینگی و نرخ بازده مورد انتظار. فصلنامۀ بورس اوراق بهادار. 29: 55-46.

[5] زیوداری، مهدی. (1384). بررسی رابطۀ تجربی بین حجم معاملات، بازده سهام و نوسانات بازده در بورس اوراق بهادار تهران. پایان نامۀ کارشناسی ارشد، تهران: دانشگاه تربیت مدرس.

[6] سجادی، حسین ؛ حاجی­زاده، سعید و نیک­کار، جواد.(1391). تأثیر هزینه­های نمایندگی و کیفیت گزارشگری مالی بر ریسک سرمایه­گذاری در شرکت­های بورسی. بررسی­های حسابداری و حسابرسی دانشکدۀ مدیریت دانشگاه تهران. 19(13) : 42-21.

[7] سدیدی، مهدی؛ ثقفی، علی و احمدی، شاهین. (1391). محافظه­کاری حسابداری و تأثیر کیفیت سود بر بازده دارایی­ها و بازده سهام.دانش حسابداری. 6: 53-42.

[8] سروش، ابوذر و صادقی، محسن. (1386). مدیریت ریسک اوراق بهادار اجاره(صکوک اجاره). فصلنامۀ علمی پژوهشی اقتصاد اسلامی.7(27 ): 186-157.

[9] فتحی، زادالله؛ امیر­حسینی، زهرا و احمدی­نیا، حامد.(1391). مروری بر مدل­های قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای با نگرش بر مدل­های اقتصادی نوین مبتنی بر آن. مجلۀ اقتصادی-دو ماهنامۀ بررسی مسائل و سیاست­های اقتصادی. 7و 8 :46-27.

[10] قائمی، محمدحسین و طوسی، سعید.(1384و1385). بررسی عوامل موثر بر بازده سهام عادی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پیام مدیریت. 17و18: 175-159.

[11] کاشانی­پور، محمد و مومنی یانسری، ابوالفضل. (1391). بررسی نقش عدم تقارن اطلاعاتی در تصمیمات ساختار سرمایۀ شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری. 14، : 19-4.

[12] کاردان، بهزاد؛ ساعی، محمد جواد و خلیلیان‌ موحد، سمیه.(1391). بررسی اثر عوامل ریسک بر صرف ریسک سهام عادی. دهمین همایش ملی حسابداری ایران.

[13] یحیی­زاده­فر، محمود و خرمدین، جواد.(1387). نقش عوامل نقدشوندگی و ریسک عدم نقدشوندگی بر مازاد بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران.بررسی­های حسابداری و حسابرسی.53 :119-101.

[14] یحیی­زاده­فر، محمود ؛ شمس، شهاب­الدین و لاریمی، سید جعفر.(1389). بررسی رابطۀ نقدشوندگی با بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران.تحقیقات مالی، دانشکدۀ مدیریت دانشگاه تهران12(29) :128-111.

]15[Acharya, V., & Pedersen, L. (2005), Assetpricing with liquidity risk.Journal of Financial375-410:Economics. 77

]16[Amihud, Y., &Mendelson, H. (1986).  Asset pricing and the bid-ask spread. Journal of Economics Financial.17: 223-249.

[17]Amihud, Y. (2002). Illiquidity and stockreturns: Cross-section and time – series effects.   Journal of Financial Markets:5: 31-56

[18]Black, F.,  Gensen,  M.C., &Scholes,  M.(1975). The capital asset pricingmodle: Some empirical tests, Studiesin the theory of capital markets.edited by M.C. Jense. New York: Parger Publishers.

[19]Chordia, T., Subrahmanyam, A.,  &Anshuman, V.R. (2001). Trading activity and expected stock returns. Journal of Financial Economics.59: 3-32.

]20[Datar, V., Naik, N., & Radcliffe, R. (1998).  Liquidity and asset returns: An alternative test. Journal of Financial Markets.1:203-219.

]21[Doroshenko, Iryna. (2011).  Liquidity risk and expected stock returns: Evidence from the UK.Central European University department of economic.

]22[Fama, E. F., &French, K. R. (1993).  Common risk factors in the returns on stocks and bonds.Journal of Financial Economics.33:3-56.

]23[Lee, kuan-Hui.(2011). The world price of liquidity risk. Journal of Financial Economics.99: 136–160.

] 24 [Li, Haitao., Wang, Junbo., Wu, Chunchi., & He, Yan.(2009). Are liquidity and information risks ppriced in the treasury bond marker? Journal of Finance.64: 467–503.

]25 [Nguyen, Duog.,  &Puri, Tribhuvan. (2009). Systematic liquidity, characteristic liquidity and asset pricing.Financial Economics.19: 853-868.

]26[UmutGokcen.(2014). Information revelation and expected stock returns. Journal of Financial Economics.44:4-67.

]27[Yangyang,  Chen.,  &  Leon., Zolotoy.(2013). Stock liquidity: a virtue or a vice?Firm-level evidence from stock price crash risk. Journal of Financial Economics  .87: 125–151.

]28[Yi-Mien,  L., Shwu-Jen, Y., & Min-Shen,  H.(2012).Information asymmetry and liquidity risk.International Review of Business Research Papers.8(1 ): 112 – 131.