موقعیت شما یاس دانلود دانلود بازی کامپیوتر بازی استراتژیک کامپیوتر دانلود بازی کم حجم و استراتژیک Romopolis برای کامپیوتر\nبازدید : 8,038 بار\nحجم: 18 مگا بایت\nدانلود: دانلود بازی Romopolis مستقیم | لینک کمکی\nسلام.اجازه دارم تو وبلاگم از مطالبتون با ذکر منبع استفاده کنم؟لطفا پاسخ رو تو وبلاگم بگید.ممنون\nشاید بازیش با حال باشه ی چیز خوب تر بزارید\nسلامممممممممم . عالی بود . خیلی خوشم اومد از بازیش لطفا بیشتر از اینا بزاریددددددددددددددد\nمهدی در تاریخ : 18 دی 1391\nدانلود نمیشه.احتمالا فایلش مشکل داره\nعلی در تاریخ : 19 دی 1391\nسلام.اجازه دارم تو وبلاگم از مطالبتون با ذکر منبع استفاده کنم؟لطفا پاسخ رو تو وبلاگم بگید.ممنون.\nhossein در تاریخ : 20 دی 1391\nداداش دمتگرم خیلی باحاله اگه میشه از اینا بیشتر بزارید خیلی حال میده.ممنون\nعلی در تاریخ : 22 دی 1391\nسلام.اجازه دارم تو وبلاگم از مطالبتون با ذکر منبع استفاده کنم؟\nmehdi در تاریخ : 24 دی 1391\nعالی بود مرسییییییییییییییییییییییییییییییییییییییییییی\nعالی عالی عالی خیلی خیلی عالیهههههههههههه\nمحمد نوروزی در تاریخ : 29 دی 1391\nلطفا بازی های جدید و کم حجم به نمایش بگزارید (برای تمام سنین)\nامیرحسین در تاریخ : 5 بهمن 1391\nبهتر از سایت شما تا به حال ندیدم\nhamidreza در تاریخ : 28 بهمن 1391\nbazi aliiiiiiii bod damet garm daw6\nایدا در تاریخ : 25 خرداد 1392\nمهدیه در تاریخ : 30 تیر 1392\nتاحالا بازی نکردم امیدوارم خوب باشه\nحسین در تاریخ : 14 مرداد 1392\nممنون از سایت خوبتون هم بازی های خوب با حجم کم عالی بود\nرابتیفد در تاریخ : 1 شهریور 1392\nمصطفی در تاریخ : 17 مهر 1392\nعالیه واقعا قشنگه ولی من هرچه گشتم بازی ICE AGE VILLAGE کامپیوتر ندیدم ممنون میشم بزارین\nغلام در تاریخ : 5 تیر 1393\nوقتی نصبش میکنی error میده\nبرچسب ها Romopolis Romopolis free download بازي با حجم بسيار كم بازي جديد بازی Romopolis بازی استراتزیک بازی استراتژیک کم حجم بازی استراتژیکی کم حجم بازی کم حجم برای کامپیوتر بازی های جدید کم حجم دانلود Romopolis دانلود بازي استراتژيكي دانلود بازي استراتژيكي جديد دانلود بازي استراتژيكي كم حجم دانلود بازي كم حجم دانلود بازي كم حجم جديد دانلود بازی دانلود بازی 2012 دانلود بازی Romopolis دانلود بازی استراتژیک دانلود بازی استراتژیک با لینک مستقیم دانلود بازی استراتژیک کم حجم دانلود بازی استراتژیکی دانلود بازی استراتژیکی جدید دانلود بازی استراتژیکی کم حجم دانلود بازی با حجم کم دانلود بازی پسرانه دانلود بازی جدید دانلود بازی جدید دخترانه دانلود بازی جدید کامپیوتر دانلود بازی دخترانه دانلود بازی دخترانه برای کامپیوتر دانلود بازی دخترانه جدید دانلود بازی دخترانه کامپیوتر دانلود بازی دخترانه کم حجم دانلود بازی کامپیوتر دانلود بازی کم حجم دانلود بازی کم حجم pc دانلود بازی کم حجم استراتژیک دانلود بازی کم حجم جدید دانلود بازی کم حجم دخترانه دانلود بازی کم حجم کامپیوتر دانلود بازی های 2012 دانلود رایگان بازی دخترانه دانلود مستقیم بازی Romopolis برای کامپیوتر دانلود مستقیم بازی استراتژیک دانلود مستقیم بازی کم حجم\nدانلود بازی Hill Climb Racing 2 1.46.1 – تپه نوردی 2 برای اندروید + نسخه بی نهایت


Mehri Nejad S A, Ramezan Saatchi L, Paydar S. Death Anxiety and Its Relationship with Social Support and Adherence to Religion in the Elderly. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2017; 11 (4) :494-503\nمهری‌نژاد سیدابوالقاسم، رمضان‌ساعتچی لیلی، پایدار سایه. بررسی رابطه بین حمایت اجتماعی و پایبندی به مذهب با اضطراب مرگ در سالمندان. سالمند: مجله سالمندی ایران. 1395; 11 (4) :494-503\nسیدابوالقاسم مهری‌نژاد1، لیلی رمضان‌ساعتچی2، سایه پایدار3\n1- گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه الزهرا، تهران، ایران. ، ab_mehrinejad@yahoo.com\nمتن کامل [PDF 4504 kb] (3022 دریافت)\nدریافت: 1395/3/24 | پذیرش: 1395/8/18 | انتشار: 1395/10/12


سایه خلیل زاده\nمهتاب ترکان فر\nخوار شمردن آموزش فنی و حرفه‌ای به بهانه این‌که ماهیتی فرومایه دارد، درواقع، ستیز با واقعیت‌های زندگی نوین و روی گرداندن از مجال‌هایی است که برای بهتر کردن این زندگی پیش می‌آید. توصیه یونسکو درباره آموزش فنی و حرفه‌ای این است که:آموزش فنی و حرفه‌ای باید بخش مکمل نظام آموزشی همه‌جانبه باشد، و به این سبب باید به محتوای فرهنگی آن توجه کافی بشود.» (یونسکو، ۱۹۷۳م)\nزمان ایجاد: 1399/05/04 10:16:00 دفعات نمایش: 3714 0 نظر\nزمان ایجاد: 1399/03/27 15:22:08 دفعات نمایش: 12485 0 نظر\nزمان ایجاد: 1399/03/17 11:44:38 دفعات نمایش: 10778 0 نظر\nزمان ایجاد: 1399/02/29 11:09:06 دفعات نمایش: 2332 0 نظر\nدر این مطلب قصد داریم تا روش های درست مطالعه در منزل را تشریح کنیم .یکی از شرایط اساسی مطالعه ، تمرکز حواس است . معمولاً دانش آموزان ، والدین یا معلمین از عدم تمرکز حواس شاگردان شکوه می کنند و همین امر باعث ایجاد افت تحصیلی در بین دانش آموزان شده است . مطالعه در منزل شرایط خاصی را می طلبد و ما در اینجا به شرح مختصری از این نکات خواهیم پرداخت.\nمواردی که بررسی می کنیم :\nساعات خواب و بیداری چگونه باشد ؟\nمطالعه روزانه را از چه ساعتی شروع و کی تمام کنم ؟\nچند دقیقه مطالعه و چند دقیقه استراحت ؟\nزمان ایجاد: 1399/02/14 16:24:39 دفعات نمایش: 2940 0 نظر\nزمان ایجاد: 1398/10/17 14:04:53 دفعات نمایش: 2865 0 نظر\n4ـ از خم شدن روی کتاب و دفتر خودداری کنید.\nزمان ایجاد: 1398/10/05 09:21:58 دفعات نمایش: 3332 0 نظر\nبرگزاری کارگاه های تخصصی در چهار رشته : شعر - داستان - مجری گری - نقالی و پرده خوانی با حضور اساتید مجرب استان در راستای آموزش و هدایت دانش آموزان مستعد و علاقه مند ، به همت اداره فرهنگی هنری، اردوها و فضاهای پرورشی اداره کل آموزش و پرورش استان اصفهان. ..\nتلفن تماس جهت کسب اطلاعات بیشتر :37761974\nنوشته شده توسط: کاربر سامانه زمان ایجاد: 1397/11/17 12:51:22 دفعات نمایش: 14625 0 نظر\n* ما اولیابر اساس وظیفه و تکلیفمان در مقابل حقوق فرزندانمان با امضای این میثاق نامه با یکدیگر عهد می بندیم:\n* در جهت سالم سازی محیط خانواده، مدرسه و جامعه و فراهم کردن زمینه پذیرش قلبی و درونی حیاء عفاف و حجاب با اولیا و مربیان مدرسه همکاری و تعامل داشته باشیم\n* با تأسی به آموزه های دینی به ویژه سیره عملی معصومین علیهم السلام برای عملی شدن سبک زندگی ایرانی اسلامی در خانواده تلاش کنیم.\n* با توجه به نقش فرایض دینی به ویژه نماز با بها دادن آن در جمع خانواده برای فراهم آوردن زمینه عمل آگاهانه فرزندانمان بکوشیم.\n* با افزایش آگاهی و شناخت فوائد و مزیت های پوشش اسلامی زمینه انتخاب مناسب ترین پوشش در عرصه های مختلف اجتماعی را برای فرزندانمان فراهم نماییم.\n* در جلسات برگزار شده از طرف آموزشگاه شرکت فعال داشته باشیم .\n* با توجه به گستردگی فضاهای مجازی تلاش می کنیم فرزندانمان را از پیامدهای استفاده نامطلوب از آن مصون نگاه داریم.\n* برای حل مسائل تربیتی فرزندانمان از نظرات مشاوران و متخصصان بهره بگیریم .\n* در انجام فعالیتهای پرورشی ، مالی و اداری مدرسه با توجه به توانمندی خود همکاری لازم را با مسئولین آموزشگاه داشته باشیم .\n* نسبت به حضور و خروج به موقع فرزندم در مدرسه توجه و مراقبت داشته باشم.\n* نسبت به شناسایی علایق و استعداد های فرزندانمان کوشا با شیم.\n* فرزندانمان را برای شرکت در فعالیت های فوق برنامه ترغیب نماییم.\n* در برگزاری اردوها و بازدید ها ی تفریحی و .... همکاری لازم راخواهیم داشت در صورت امکان با معرفی ظرفیت های برون سازمانی نسبت به انجام فعالیت های مدرسه مشارکت خواهیم داشت\nنوشته شده توسط: مدیر سامانه زمان ایجاد: 1395/03/24 15:39:54 دفعات نمایش: 12712 0 نظر


درمان افسردگي با علائم شبه روان پريشي دشوارتر است - سلامت - سلامت نیوز\nدرمان افسردگي با علائم شبه روان پريشي دشوارتر است\n۱۳۸۹/۰۹/۱۷ - ۱۲:۴۰ - کد خبر: 21899\nسلامت نیوز:روانپزشكان مي‌گويند: بيماران مبتلا به افسردگي كه علائم شبه روان پريشي هم دارند، مانند شنيدن صداهاي اضافي در گوش و يا تصور توطئه چيني ديگران براي آنها كمتر به درمانهاي ضدافسردگي پاسخ مثبت مي‌دهند و درمان آنها به مراتب دشوارتر است.\nبه گزارش ايسنا، اين متخصصان همچنين تاكيد كردند: اختلال دو قطبي با مقاومت بيماران افسرده در برابر درمان هيچ ارتباطي ندارد. در حالي كه برخي متخصصان به اشتباه تصور مي‌كنند كه افسردگي مقاوم به درمان نوعي اختلال دو قطبي ناشناخته است.\nبه گزارش هلت دي نيوز، اين روانپزشكان براي ارزيابي رابطه بين اختلال دو قطبي و نتايج درمان در 4041 بيمار مبتلا به افسردگي مطالعات اخير را انجام داده‌اند.\nدكتر روي پريس، متخصص بيمارستان عمومي ماساچوست و دانشكده پزشكي هاروارد در اين باره تاكيد كرد: ما متوجه شديم كه معاينه اختلال دوقطبي در بيماران روان پريش بسيار حائز اهميت است. بعلاوه مقاومت بيماران افسرده دربرابر درمان‌هاي ضد افسردگي ارتباطي با اختلال دو قطبي ندارد اما اگر علائم شبه روان پريشي در بيماران افسرده وجود داشته باشد درمان آنها به مراتب دشوارتر مي‌شود.\nاين بررسي‌ها در مجله آرشيو روانپزشكي عمومي منتشر شده است.\n2010-12-08 12:40 سلامت نیوز


بهترین مسیرهای راه نوردی در تایلند - تور ترکیه ارزان\nبه گزارش تور ترکیه ارزان، تایلند یکی از بهترین کشورهای قاره آسیا است که از پیاده‌روی در آن خسته نخواهید شد. گردشران برای بازدید از سواحل زیبا، کوهستان‌های بلند و جنگل‌های انبوه بارانی به این کشور سفر می‌کنند.\nپانگ مافا (Pang Mapha)، شمال تایلند\nاین مسیر به شکل دایره، فرصتی عالی برای زندگی با مردم روستایی کشور تایلند را به شما خواهد داد. در این منطقه می‌توانید در دو روستا اقامت نمایید. از میان مزارع کشاورزی و جنگل‌ها عبور کرده و در مورد غذاهای محلی و داروهای گیاهی بومی چیزهای زیادی فرابگیرید.\nراه نوردی در کانچانابوری\nدر این راه‌نوردی دو روزه از جنگل‌های اطراف منطقه کانچانابوری (Kanchanaburi) عبور کرده و مهمان قبیله‌ی کارن در روستای Nong Bang خواهید شد، قبیله‌ای که با زنان گردن دراز خود مشهور شده است. در این ماجراجویی کلبه‌هایی را که از جنس بامبو ساخته شده‌اند، مشاهده خواهید کرد.\nپارک ملی سری فانگ نگا (Sri Phang Nga)\nبرای حرکت در این پارک باید سختی‌های را بچشید، اما همه مسیر این گونه نخواهد بود و اقامتگاه‌های تفریحی لوکس در این پارک ملی در جزیره‌ی Khao Lak قرار دارند که امکان ماجراجویی در فرهنگ و طبیعت بکر را در اختیار شما قرار می‌دهند. این پارک بزرگترین پارک ملی تایلند بوده و برای حفاظت از جنگل‌های بارانی احداث شده، مسیری هشت کیلومتری برای راه‌نوردی با مناظری باورنکردنی دارد و به یکی از بهترین ماجراجویی‌های شما در تور لحظه آخری تایلند تبدیل خواهد شد.\nمسیر راه نوردی جزیره کو ساموی (Khao Pom)\nدر جزیره کو ساموی، مانند سایر گردشگران میتوانید در آفتاب ساحل لم داده و از مناظر ساحلی لذت ببرید. اگر می‌خواهید سفری متفاوت با بقیه داشته باشید، باید به اماکنی بروید که گردشگران کمتری آن‌جا را کشف کرده‌اند. به عنوان مثال می‌توانید به کوهستان جنگلی Khao Pom بروید.\nمسیر چیانگ رای (Chiang Rai) به چیانگ مای\nاین مسیر از بهترین مسیرهای راه‌نوردی تور لحظه آخری تایلند همراه با ورزش و تفریح است. در این مسیر در خانه‌های اهالی اقامت کرده و بومیان منطقه از شما پذیرایی خواهند کرد و شما به آسانی و از نزدیک با سبک زندگی مردم اهالی کشور تایلند، آشنا خواهید شد. سفر شما از Baan Tha Sob Van در منطقه‌ی چیانگ خام (Chiang Kham) آغاز شده و در شمال مرکز چیانگ مای به پایان خواهد رسید. در این مسیر از یک پارک جنگلی سرسبز عبور کرده و با قبایل محلی آشنا خواهید شد.\nانتشار: 7 مرداد 1396 بروزرسانی: 23 مهر 1399 گردآورنده: turkeyro.ir شناسه مطلب: 6\nبه "بهترین مسیرهای راه نوردی در تایلند" امتیاز دهید\nدیدگاه های مرتبط با "بهترین مسیرهای راه نوردی در تایلند"


باسمه تعالی. سلام استاد. این تاکیداتی که دکتر داوری و متفکران بر روی باز کردن\nآینده با توجه به تاریخ گذشته است چیست و لزوما ما چه استفاده ای از گذشته می توانیم داشته باشیم؟ تشکر\nباسمه تعالی: سلام علیکم: باید کلّ کتاب خوانده شود زیرا مکرراً به این موضوع پرداخته‌ایم. موفق باشید\nباسمه تعالی. سلام: بعد از خواندن دکتر داوری و مباحث جهانی بین دو جهان احساس غربت در مواجهه با بعضی از این به اصطلاح اهل فکرها به انسان دست می دهد انگار در وطن خویش انسان غریب است احساس حضرتعالی چیست؟ تشکر\nباسمه تعالی: سلام علیکم: تصور می‌شود با مطالعه‌ی کتاب که هنوز به منصه‌ی ظهور نیامده، جهانی گسترده مقابل انسان گشوده می‌شود و سایر انسان‌هایی که به نحوی به دنبال حقیقت‌اند، از آنِ ما خواهند شد. موفق باشید\nسلام استاد: حالتان خوب است با اندک مطالعه آثار دکتر داوری و اشارات حضرتعالی احساس می کنم که قبل از رجوع به منابع اصیل عرفانی و فلسفی خودمان و مواجه صحیح با آنها باید دکتر داوری را در مقابل خودمان داشته باشیم نظر حضرتعالی چیست؟\nباسمه تعالی: سلام علیکم: حرف خوبی است. ولی نه آن‌که آن‌چنان غرق آقای دکتر داوری شویم که از چشیدن حکمت خود کوتاه بیاییم. موفق باشید\nشهید آوینی و سپر آتنا و دکتر داوری\nسلام، وقتتون بخیر استاد\n۱. استاد بنده سخنرانی دکتر داوری در جلسه نقد و بررسی کتاب پایان تئولوژی آقای عبدالکریمی را گوش کردم منتهی متوجه نشدم دقیقا نقد ایشون به کتاب چی بود. بی زحمت این رو برام توضیح بفرمایید و اینکه اساسا اندیشه دکتر داوری با آقای عبدالکریمی چه تفاوت هایی دارد؟\n۲. آیا شما نامه دکتر داوری به همسر شهید آوینی که اخیرا نوشته شده درباره کتاب روایت جنگ در دل جنگ خوانده اید؟ اگر آری، می خواستم اونجاهایی که نظر خودشون و شهید آوینی رو درباره انقلاب و تفاوتشون رو بیان می کنند نظرتون رو بدونم. با تشکر\nباسمه تعالی: سلام علیکم: ۱. دکتر داوری مثل همیشه با ظرافت خاص خود در رابطه با پایان تئولوژی بحث تئوس را که به یک معنا خدا به حساب می‌آید، مطرح کردند و فرمودند تئوس که پایان ندارد. و سپس آقای دکتر عبدالکریمی را حواله دادند به جواب نقدی که آقای دکتر پورحسن مطرح کرده بودند. ۲. در مورد نظر آقای دکتر داوری به آن کتاب، بنده مطلب ذیل را برای رفقا نوشتم: موفق باشید\nهمان‌طور که دکتر داوری می‌فرمایند آوینی انقلاب را نه جانشین‌شدنِ یک سیاست و حکومت به جای حکومت دیگر، بلکه انقلاب در جان‌ها و آغاز عصری دیگر که در آن صفا و امید و آسایش مردم و ...به میان می آمد، می‌دانست.\nحقیقتاً دکتر داوری به خوبی تشخیص داده است که نگاه شهید آوینی به انقلاب چگونه بوده است. دکتر داوری متوجه است که آوینی با سپری که زشتی‌ها را می‌پوشاند، به ذات انقلاب نگریسته است و عملاً زشتی‌هایی که بود و خواهد به‌وجود آید را به کمک آن سپر نمی‌بیند و نمی‌خواهد ببیند. زیرا او به ذات و حقیقت انقلاب می‌نگرد که چون نوری همچنان در ظلمات جلو می‌آید و روا نیست که برای دیدنِ نور و راهی که در پیش دارد، به ظلمات نظر کند و این بدان معنا نیست که نمی‌بیند، بلکه به جهانی می‌نگرد که عصر دیگری است غیر از عصر غرب‌زدگی و فلک‌زدگیِ ما که هم میراث دیروز است و هم کج‌فهمی‌های امروز.\nجناب آقای دکتر داوری فریاد بر می‌آورند که چرا سپر آتنایِ آقای آوینی دیده نشود؟ و آوینی جواب می‌دهد: «من جایی بیرون از جهان توسعه خود را جستجو می‌کنم و امروز و فردایِ خود را به نمایش می‌گذارم. در آن‌جا که جهان توسعه‌یافتگی و توسعه‌نیافتگی هر دو بر بادند، اساسا سپری نیست، زیرا ظلماتی در صحنه نمی‌باشد.» تفاوت دقیقاً این‌جا است که ما کجا ایستاده‌ایم؟ بر مرکب نور سوار شده و در دل ظلمات به سوی حقیقت می‌شتابیم؟ و یا در زمین جهانِ فلک‌زدگی و غرب‌زدگی تلاش داریم گرفتاری‌های مردم فلک‌زده‌ی غرب‌زده را فرو بنشانیم و آن‌ها را متوجه‌ی راز فلک‌زدگیِ خود در جهان توسعه‌یافتگی بکنیم. عجیب است که این هر دو همدیگر را می‌فهمند با این‌که یکی به افقی نظر دارد که حضرت روح اللهِ او بر آن افق پای می‌فشارد و دیگری بر مشکلات تاریخیِ مردمی دل می‌سوزاند که راه حلّ امروزین آن را نجات از خرد توسعه‌نیافتگی می‌داند با دلسوزی‌هایی که متفکرانی چون هگل برای جهان جدید داشتند. همان‌طور که ما نیز نه می‌توانیم از دکتر داوری بگذریم و نه از حضرت روح الله«رضوان‌الله‌تعالی‌علیه».\nراستی! ادامه‌ی راه کدام است؟ آیا راهی که آوینی مدّ نظر دارد همان نگاهی نیست که رهبر معظم انقلاب بر آن پای می‌فشرد و دکتر داوری بدون آن‌که از آن افق چشم بردارد، به ما می‌گوید متفکرانه از اطراف خود غافل نباشید و بدانید سپر آتنا بالاخره چیزهایی را می‌پوشاند که آینده ما را در سپردن راه در این ظلمات بعضاً زمین‌گیر می‌کند. ولی آوینی فریاد بر می آورد که ای مقدسان نادان! و ای متحجرین! و ای لشکریان علی «علیه‌السلام» در کسوت خوارج! چرا مواظب نیستید، شکست معاویه نزدیک است. ولی بخواهیم و نخواهیم نمی‌توان از خوارج چشم پوشید.\nبا این همه، امروز روزی نیست که بتوان معطل این مقدسان نادان و یا غرب‌زدگانی شد که نمی‌توانند به جهانی بین دو جهان فکر کنند. آن‌ها نه داوری را می‌فهمند و نه امام خمینی را. و آوینی هم داوری را فهمید و هم حضرت روح الله «رضوان‌الله‌تعالی‌علیه» را.\nاشتباه بعضی‌ها آن است که فکر می‌کنند لازمه‌ی توجه به دغدغه‌های هگل، تأیید نظرات اوست.\nسلام: این حرف دکتر داوری در مورد هگل درست است که می‌گویند: هگل بشر را در عالمی وارد کرده است که عالم خود اگاهی بشر و خود بنیادی تام و تمام اوست و طبق این فلسفه بشر موجودی است که در تاریخ به کمال می رسد و خدا می شود. اگر درست است این حرف چگونه با مباحث یکشنبه ها جمع می شود؟\nباسمه تعالی: سلام علیکم: شاید در جواب سؤال شماره‌ی ۲۸۷۵۰ تا حدّی بتوانید نسبت به موضوع فکر کنید. بخصوص در مورد دغدغه‌های هگل، وگرنه بنا نیست که ما مؤیّد هگل باشیم. اساساً فضای تفکر او با فضای فرهنگی ما دوگانه است و اشتباه بعضی‌ها آن است که فکر می‌کنند لازمه‌ی توجه به دغدغه‌های هگل، تأیید نظرات اوست. در برخورد با فیلسوف باید ماورای درست و غلط بودنِ نگاه او به موضوعات با او همدلی کرد. موفق باشید\nبعض اساتید و بزرگواران که اتفاقا در زمینه غرب شناسی هم کار کرده اند، معتقدند غرب در علوم انسانی جدا حرفی برای گفتن ندارد و نمی‌شود بر عهد علوم انسانی غربی راه انقلاب و تمدن انقلابی_اسلامی و ساختار سازی اسلامی را ادامه داد و باید بر ویرانه های تمدن مدرن و پرچمداران تمدن غربی، تمدن شیعی را بنا کرد و ساخت. نظر حضرتعالی درباره چنین مباحث و مطالبی چیست؟\nباسمه تعالی: سلام علیکم: سخن درستی است. بحث در چگونگی آن است تا گرفتار پیشنهادهای انتزاعی نشویم. هنر آقای دکتر داوری در این‌جا است که با واقعیت‌ها در بستر تاریخیِ آن‌ها روبه‌رو می‌شود و همواره متوجه‌ی امکانات تاریخی ما می‌باشد. موفق باشید\nاز متفکری مثل آقای دکتر داوری که در عین حضور در این تاریخ و خردِ بومی که او حامل آن است، نمی‌توان گذشت\nسلام بزرگوار وقتتون بخیر:\nیه سوال داشتم: نگاه دکتر داوری و رهبر انقلاب رو نسبت به آینده کشور، سیاست و... چطور باید جمع کرد؟ من حقیقتش در یک دوگانگی فکری گیر کردم، رهبر نسبت به آینده بسیار امیدورانه صحبت می کنن اما دکتر داوری گویا ناامیدند. بالاخره از نگاه حکیمانه و آینده نگری متفکری مثل ایشان نباید غفلت کرد. درسته که هر دو بزرگوار متذکر نقص ها هستن ولی احساس می کنم افق فکری شون متفاوته، آیا نحوه تفکر این دو شخصیت به جایگاه اجتماعی شون برمی گرده؟ بنظرتون این دو نگاه رو چطور باید توصیف کرد؟ و یا اصلا نگاه من به مسئله اشتباهه؟ ببخشید من ایمیل ندارم نمیتونم از طریق سایت از استاد سوالم رو بپرسم. ممنون میشم اگه خودتون پاسخ بدین یا پیامم رو به دست استاد برسونید. ممنون میشم\nباسمه تعالی: سلام علیکم: مسلّم از متفکری مثل آقای دکتر داوری که در عین حضور در این تاریخ و خردِ بومی که او حامل آن است، نمی‌توان گذشت و اساساً تفکر به معنایِ «یا این یا آن» نیست؛ بلکه دریچه‌هایی است برای احساس حضور در بودنی که هرکس در آن استقرار دارد. اخیراً دو جلسه در رابطه با نگاه دکتر داوری همراه با دوستان بحث شده که دو جلسه‌ی آن به آدرس: «http://lobolmizan.ir/sound/1310 تحت عنوان «انقلاب اسلامی؛ طلوعی بین دو جهان» روی سایت هست. موفق باشید\nامیدوارم هر چه زودتر امکان دیدار حضوری شما و استفاده از محضرتان فراهم شود. بنده در حین مطالعه کتاب درباره غرب آقای دکتر داوری، به عبارتی که در پایان همین متن آورده ام برخوردم، به خاطرم رسید یکبار در جایی پای سخنرانی شما (با موضوع ناگزیر بودنمان از حضور در عالم خیال) مطلبی نزدیک به همین عنوان شنیدم ولی متاسفانه عین عبارات در خاطرم نیست. لطفا نظر خودتان در مورد این عبارت را بفرمایید.\nغرب در دوره یونانی و در آغاز رنسانس به حق رو کرده است، اما آنها در تعرض به حق، وقتی بعضی حجاب های قرون وسطی را برداشتند، حجاب خود را باز نشناختند و حجاب حجاب را به جای حق گرفتند و این اشتباه حجاب و محجوب بود..\nبا آرزوی توفیق و تندرستی.\nباسمه تعالی: سلام علیکم: آری! به جای عبور از فردگراییِ قرون وسطایی، و حضور در جهان گشوده و معنوی، غربِ بعد از رنسانس گرفتار جهان محدود مادی شد، ولی آن را جهانِ گشوده‌ای پنداشت که بشر به دنبال آن است و این، حجابِ حجاب است. موفق باشید\nحضرتعالی آیا بحث علم دینی رو قبول دارید و به تقسیم بندی علوم دینی و غیر دینی اعتقاد دارید و معتقدید علوم می تواند علومی در بستر تربیت و تهذیب انسان دینی و متناسب مختصات شریعت و اینکه عالم فعل خالق حکیم است، باشد ویژه علوم انسانی؟ این بحث رو تا چه میزان جدی می دانید ویژه اینکه تاکید حضرت آقا هم بر تولید منطق و مبانی متناسب با انسان سازی و نگرش حکیمانه به عالم است و در چهار سال قبل هم فرمودند که مبنای علوم انسانی و تعریف شان از انسان، غیر توحیدی و غیر الهی است و باید اندام و قواره جامعه و اندیشه اسلامی با جامعه غیر توحیدی و وحیانی متفاوت باشد؟\nدرون فرهنگ مدرن تضادهای اساسی نهفته است.\nدر پاسخ ۲۷۲۱۷ اشاره دقیقی به مخاطب قراردادن نفس اماره و اسارت خود حقیقی و عالی بشر با مکانیزم های سکولار کردید و اینکه آزادی بندگی چه میزان در مدرنیته مغفول است. به نظرم مکانیزمی که غرب مدرن و فرهنگ مدرنیته پیش گرفت، تا منهای آزادی عبودیت تمدن سازی کند و حتی منفعت طلبی بشر را مراقبت کند، این بود که خب آمدند مطابق اومانیسم، هر انسانی را بجای خدا نشاندند و انسانها خود شدند خدایگان ها و محور آنها بودند و حتی تعبیری پیچید که خدا کشته شده و مدفون شده و دیگر آن توحید و شریعت مبنا نیست. پس حالا هر کدام از انسان خداها یا همان خدایگان ها تا جایی آزادند و قدرت عمل دارند که به آزادی و محوریت دیگر خدایگان ها ضربه نزنند و این مبنا باشد. هر چند در مکانیزم آزادی اجتماعی که اقل کار انبیا و اولیا الله است، عالم مدرنیته و غرب مدرن ویژه توانست در چارچوب هایی مثلا برای انتظام امور شهری و مدیریت شهر و پارلمان موفقیت و نقاط مثبتی بدست بیاورد ولی نهایتا همان اومانیسم باعث شده رسما امروز در مقولات مهمی به چالش و تعارض بیفتند و متناقض باشند و حتی آمارهای عجیب و نادری را شاهد هستیم. امروز با آن مبنا اگر قصد اعدام شخصی را داشته باشند رسما اگر بپرسی چرا چنین می کنی و حیات او را می گیری با وجود مبنا بودن اومانیسم رسما به همان حد آزادی و احترام تا جایی که به آزادی دیگران لطمه نزند استناد می کنند و دیگر گویی راهی برای خود متصور نمی بینند و حتی مبانی شان هم اینجا درگیر چالش می گردد.\nباسمه تعالی: سلام علیکم: همین‌طور است. به همین جهت متفکران جهان معتقدند درون فرهنگ مدرن تضادهای اساسی نهفته است. از هایدگر و گادامر که بگذریم، آثار امثال شهید آوینی و مرحوم دکتر مددپور و آقای دکتر داوری این نکته را به خوبی نمایان می‌کنند. موفق باشید\nنزدیکی به فرهنگِ توسعه و از دست‌رفتنِ فرصت‌ها\nفرموده بودید در پاسخ به یکی از پرسش های قبلی ام که یادداشت انقلاب اسلامی طلوع جهانی بین دو جهان را بخوانم و اگر نکته و ابهامی هست مطرح کنم. بعنوان ارادتمند و مطالعه کننده آن یادداشت نکات و سوالی بود که خدمتتان عرض می کنم: این جمله دکتر داوری به نظرم قابل نقد و تامل و بررسی است که تا زمانی که راه و منزل دیگری در افق آینده ظاهر نشود نمی توان از راه توسعه روگرداند یعنی وقتی چشم اندازی نباشد و مردمان به راه تجدد و نظام مصرف آن بستگی پیدا کرده باشند، انصاف نیست که خرد پشتوانه سیاست و اقتصاد جدید و علم بزرگ تکنولوژیک با بی باکی تحقیر شود. خب روی هر دو محور واقعا می شود بحثهای مفصل کرد ولی به نظرم چند مسئله است. آنجا که دکتر داوری می نویسند تا رویکردی غیر از توسعه غربی نیامده نباید چشم روی آن بست و فی الحال باید معطوف به آن طرح ریخت، با ایشان همسو و هم جهت نیستم. شاید این حرف در گام اول انقلاب و آنگاه که همچنان ما می خواستیم تمدن نوین اسلامی را در قالب مباحث نظری طرح کنیم و الگویی جدید و آنچنان گفتمان سازی نشده، بسیار صحیح و متقن بود ولی الان در گام دوم و شرایط کنونی من به تلقی شخصی خودم ما توانسته ایم در خودآگاهی و ایجاد افقی در شان تمدن جهانی توحیدی هر چند نه آنچنان گسترده نشان دهیم و یک شاهد مثالش واکنش بین المللی و همنوایی جهانی در شهادت حاج قاسم سلیمانی و هم رزمانش بود. در تمدن سازی حکمت عملی مقدم به حکمت نظری است و بایستی متناسب حکمت عمل حکمت نظر را در شئون مختلف به صحنه آورد و به نظرم اینکه اکنون مدارا با توسعه و تکنیک مدرن را پیشه می گریم حتی به شیوه اکل میته صحیح نیست. الحمدلله با وجود موانع و کاستی هایی که بود و همچنان تا حدوی هست امروز ما در عرصه های ویژه علوم انسانی با پیگیری حضرت آقا در الگوی اسلامی ایرانی پیشرفت و سند چشم انداز اقتصاد مقاومتی توانسته ایم در مرحله تولید حکمت عملی و نظریه وارد شویم و اکنون راه آن است بصورت فرآیندی از ذیل توسعه و عقل متاثر توسعه گرایی بیرون شده و به جامعه توحیدی تمدن ساز بتدریج بیاندیشیم. خود امام وقتی انقلاب کردند نفرمودند که من همان اول قصد اتصال انقلاب با مدیریت ولی فقیه به حکومت حقه امام عصر (عج) را دارند، بلکه طی فرآیندی ابتدا فرمودند شاه باید برود سپس بحث رفراندوم و بعدا انتخابات خبرگان قانون و تصویب آن و سپس چینش ساختارها ذیل مدیریت کلان ولی فقیه. یعنی امام به دموکراسی و توسعه سیاسی غربی اصالت نداد و با آن مدارا نکرد و آن را اکل میته بکار نبرد بلکه بتدریج با حکمت برخاسته از متن ایمان اسلامی سعی کرد اولا فضا را به سوی تفکر در عالم دینی ببرد و اصالت عقل مدرن و غیر قدسی را کنار بزند سپس با آرامی و حادثه ساز و اتفاق محور کار نهاد سازی و تکمیل انقلاب را جلو بردند. هر چند من هم باور دارم دکتر داوری واقعا دغدغه خروج از ذیل مدرنیته بسوی تمدن برتر اسلامی را دارند و البته صبر و تانی را راهکار آن می دانند و قطعا من همنوا با ایشان هستم که ما به هر جهت با عقل مدرن و تکنیک معطوف به توسعه روبرو هستیم و حوالت تاریخی داریم و نمی شود از آن هم فرار کرد و انزوا و انفعال یا سلفی گری را برگزید، ولی با وجود حوالت تاریخی ما امکان تاریخ سازی و تغییر مناسبات را داریم و رویکرد ما نبایستی گزینش تکنیک و طرح های توسعه از دریچه و نگاه خود باشد و گزینشی یا شاید تلفیق بدین صورت کار کنیم، به نظرم همانطور که عرض شد ابتدا مسئله مستحدثه تمدن اسلامی و انقلاب را بشناسیم و عالم انسان دینی را مبنا بگذاریم سپس به نقد مدرنیته و عدم اصالت به جوهره و توسعه برخاسته از آن بپردازیم، وقتی اذهان و افکار بدون اصالت دادن به انسان ابزارساز مدرن و تمام ابعاد و روح مدرن، محوریت را عالم انسان دینی قرار داد به نظرم همانطور که فرموید چون انقلاب از جنس وجود است و تشکیک و مراتب دارد، در طول فرآیندی تدریجا اسباب و مکانیزم را حقیقتا متناسب با عقل و ادب و قلب قدسی می کند. ولی فی الحال توجه به الگوی اسلامی ایرانی پیشرفت و اقتصاد مقاومتی واقعا افق متعالی و اثر گذار و بزنگاهی برای ماست که رهبر عزیز هم به آن تاکید دارند.\nباسمه تعالی: سلام علیکم: بنده نیز در افقی که انقلاب اسلامی مقابل ما گشوده است، چیزی جز پای‌گذاردن در توسعه را می‌یابم و معتقدم هرآنچه بر حضور تاریخیِ خود تأکید کنیم و با رفعِ موانع جلو برویم، نتیجه می‌گیریم و هراندازه به توسعه نزدیک شویم، فرصت‌ها را از دست می‌دهیم. با این‌همه حرف دکتر داوری آن است که این راه، نزدیک نیست و با آرزوهای مذهبی‌های احساساتی محقق نمی‌شود. و در جواب «دبیرخانه_هم‌اندیشی_علم_دینی » می‌فرماید آنچه را که شما نزدیک می‌بینید، من دور می‌بینم. اگر عنایت داشته باشید در نوشته‌ی «انقلاب اسلامی، جهانی بین دو جهان» در جایی عرض می‌شود از این‌جا به بعد بنده با جناب آقای دکتر داوری همراهی نمی‌کنم. با این‌همه باید در مورد انقلاب اسلامی به جهانی که بین دو جهان است، فکر کرد. در ضمن آقای دکتر داوری در جواب دو پرسشی که دبیرخانه_هم‌اندیشی_علم_دینی اخیراً از ایشان کرده‌اند جوابی داده‌اند که ما را در اندیشیدن به تاریخی که در آن هستیم، کمک می‌کند. جواب‌های ایشان را اگر پیام‌رسانی در ایتا دارید بفرمایید تا برایتان ارسال کنم. موفق باشید\nرابطه ابزار ها و فرهنگی که با خود می آورد\nآیا این دیدگاه دیدگاه متقن و درستی است که برخی معتقدند ابزارها و تکنولوژی فی نفسه خنثی و بدون بار و ارزش فرهنگی است و مانند چاقویی است که می تواند در دست انسان صالح بیفتد و در مصارف خیر بکار برود و می تواند در دست انسان شرور، آلت قتاله شود لذا عناصر و ابزار امروز هم ویژه فضای مجازی و تکنولوژی امروز مهم است در دست صالحین باشد و گرنه به خودی خود یک ابزار و تکنیک، حامل و پرچمدار فرهنگی نیست و باید خود را صالح کنیم تا آن ابزار موجب فساد نشود؟\nباسمه تعالی: سلام علیکم: بحث آن مفصّل است. آقای دکتر رضا داوری دلایلی دارند که هر ابزاری در فرهنگِ خاصی به ظهور آمده و ناخودآگاه همان فرهنگ را وارد زندگی‌ها می‌کند و تنها به گفته‌ی شهید آوینی با خودآگاهی از این مطلب می‌توان از ابزارها در راستای اهداف خود استفاده کرد و آن‌ها را از آن خود کرد. کاری که شهید آوینی در «روایت فتح» با دوربین و با قاب تلویزیون انجام داد. موفق باشید\nجناب داوری اردکانی در انتهای مقدمه مفصل کتاب خردسیاسی در زمان توسعه‌نیافتگی می‌نویسد: «خرد در زمان توسعه نیافتگی علیل می‌شود زیرا این زمان _ اگر بتوان آن را زمان نامید _ برای رشد و شکوفاشدن خرد مناسب نیست و به این جهت است که تخم استعداد‌ها در زمین آن تباه می‌شود. همیشه و در همه‌جا امثال سوفوکل و سقراط و هیپوکراتس و فردوسی و بیرونی و ابن‌سینا و شکسپیر و گالیله و دکارت و ... هستند اما هر زمین و هوایی مستعد و مهیای پرورش آنها نیست. جهان توسعه نیافته باید به عقیم بودن زمانش تذکر پیدا کند.»\nمن هم در کنار همین پاراگراف چنین نوشتم: «شهدای انقلاب اسلامی و امامین امت کجای داستان قرار می گیرند؟ به نظر من سردار شهید سلیمانی بزرگ متفکر تاریخ است که هیچ کدام از این متفکرانی که دکتر نام برده جاپای اون نگذاشته و نخواهد گذاشت! و تازه این یکی از شاگردان مکتب خمینی است که خود مکتبی است!» دو سوال مهم دارم:\n۱. نظرتون بر حاشیه‌ای که بنده با فهم ناقص خود کنار مطلب دکتر نوشتم؟\n۲. به نظر شما چرا دکتر داوری بر مسئله‌ای همچون کرونا توجه جدی می‌کند و سه یادداشت می‌نویسد در حالی که آرام و بی سر و صدا از اتفاق بزرگ و تاریخی همچون شهادت حاج قاسم عبور می‌کند؟ آیا اینقدر ارزشمند نبود که در مقام تذکر و فلسفه به آن سیل عظیم مردم هم توجه می کرد؟\nحضرت استاد بنده با توجه به تجربه و مشورت مختصرخود برای ورود اساسی و پایه ای به مباحث معرفتی-فلسفی متوحه شده ام که باید برای شروع راه از منطق، وجودشناسی (هستی شناسی) و شناخت و ادراک شروع کنم. هدف و دغدغه ی اصلی بنده فلسفه حیات و انسان شناسی (نحوی مواجه با زندگی، انسان، رنج و معرفت برهانی و شهودی به خود و غیر از خود) است. از آثار جنابعالی، علامه جعفری، شهید مطهری، استاد مصباح، دکتر شهریار زرشناس، شهید آوینی و به طور پراکنده از اساتید دیگر مطالعه داشته ام. دانشجوی رشته روان شناسی و در حال تالیف کتاب هستم. و قصد دارم که به طور اجتهادی و نه صرفا مطالعه و بررسی سطحی و گذرا به موضوعات ذکر شده بپردازم. اولا نگاه و نظر بنده را در مورد روش ورود به موضوعات مورد نظر را صحیح می دانید؟ اگر نه لطفا راهنمایی بفرمایید. دوما لطف بفرمایید و منابعی را برای مطالعه و تحقیق معرفی بفرمایید. (علاقه دارم که علاوه بر اندیشمندان اسلامی به آرا اندیشمندان غربی هم نگاهی داشته باشم)\nباسمه تعالی: سلام علیکم: ۱. فکر می‌کنم سیر مطالعاتی بر روی سایت، مفید است. ۲. بد نیست سری به جزوات «فلسفه‌ی غرب» که بر روی سایت هست و کتاب «فلسفه‌ی غرب» آقای دکتر داوری بزنید. موفق باشید


ایلنا پنج شنبه ۲۷ شهریور ۱۳۹۹ - ساعت ۰:۳۸\nدر مورد وبیناری که برگزار شد با حضور آرسن ونگر باید تشکر کنم از دبیرکل فدراسیون و رییس آموزش فدراسیون که باعث برگزاری این برنامه شدند. ای کاش جوری برنامه ریزی می کردند که مربیان دعوت شده در یک سالن بزرگ کنار هم باشند تا بعد از صحبت های آقای ونگر مربیان هم بتوانند از هم استفاده کنند. خصوصا به خاطر بزرگانی که در این جلسه بودند که خیلی باعث می شد بتوانیم از حضورشان استفاده کنیم. با حضور فیزیکی و با رعایت پروتکل های بهداشتی می شد بازدهی بهتری از این وبینار گرفت.\nاین وبینار می توانست خیلی بهتر باشد از این جهت که پرسش و پاسخ های مطرح شده خوب بود ولی باید از آقای ونگر خیلی حرفه ای تر استفاده می کردیم و در حقیقت اطلاعاتی از او می گرفتیم که اطلاعات فوتبال ما و مسائلی در مورد مدیریت فوتبال خصوصا از جانب مربیان بزرگ حاضر در این جلسه خوب بود ولی می شد در مسائلی مثل شکل تمرین، پیچیدگی های تاکتیکی و... که مورد نیاز مربیان فوتبال ماست و اینکه خواسته خودمان را چطور بتوانیم در زمین پیاده کنیم و چه تمریناتی این نتایج را حاصل می کند. این موارد می شد در این جلسه مطرح شود. با توجه به نوع فوتبالی که ونگر در آرسنال ارائه می داد در مورد شکل تمرینات و بازی ها می شد اطلاعات بهتری از او گرفت ولی در کل جلسه خوبی بود.\nبرنا نیوز بیست و هفت دقیقه پیش ( ۲۵)


علوم سياسي بایگانی - فایل رایگان\nHome / علوم سياسي\nتحقیق گفتگوی ایران و آمریکا در عراق word\nمی 25, 2017 علوم سياسي 0\nتحقیق گفتگوی ایران و آمریکا در عراق word دارای 55 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد تحقیق گفتگوی ایران و آمریکا در عراق word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه و مراکز دولتی می …\nپاورپوینت حقوق اسلامی word\nآوریل 22, 2017 علوم سياسي 0\nتوجه : این فایل به صورت فایل power point (پاور پوینت) ارائه میگردد پاورپوینت حقوق اسلامی word دارای 140 اسلاید می باشد و دارای تنظیمات کامل در Power Point می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل پاور پوینت پاورپوینت حقوق اسلامی word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده …\nمقاله مسئولیت مدنی دولت word\nمارس 12, 2017 علوم سياسي 0\nمقاله مسئولیت مدنی دولت word دارای 35 صفحه می باشد و دارای تنظیمات و فهرست کامل در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد مقاله مسئولیت مدنی دولت word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه و مراکز دولتی می باشد. این پروژه …\nمقاله نگاهی به جنبه های عمومی حقوق کار با تکیه بر قانون کار جمهوری اسلامی ایران word\nمقاله نگاهی به جنبه های عمومی حقوق کار با تکیه بر قانون کار جمهوری اسلامی ایران word دارای 41 صفحه می باشد و دارای تنظیمات و فهرست کامل در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد مقاله نگاهی به جنبه های عمومی حقوق کار با …\nتحقیق فرهنگ و دموکراسی word\nفوریه 20, 2017 علوم سياسي 0\nتحقیق فرهنگ و دموکراسی word دارای 45 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد تحقیق فرهنگ و دموکراسی word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه و مراکز دولتی می باشد. این پروژه توسط مرکز مرکز …\nتحقیق رایگان جمهوری اسلامی ایران و سازمان همکاری های شانگهای word\nژانویه 22, 2017 علوم سياسي 0\nتحقیق رایگان جمهوری اسلامی ایران و سازمان همکاری های شانگهای word دارای 5 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد تحقیق رایگان جمهوری اسلامی ایران و سازمان همکاری های شانگهای word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در …\nمقاله جهانی شدن ،حقوق بشر و گفتگوی تمدن ها word\nژانویه 21, 2017 علوم سياسي 0\nمقاله جهانی شدن ،حقوق بشر و گفتگوی تمدن ها word دارای 27 صفحه می باشد و دارای تنظیمات و فهرست کامل در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد مقاله جهانی شدن ،حقوق بشر و گفتگوی تمدن ها word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده …\nمقاله نظام های سیاسی word\nدسامبر 16, 2016 علوم سياسي 0\nمقاله نظام های سیاسی word دارای 99 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد مقاله نظام های سیاسی word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه و مراکز دولتی می باشد. این پروژه توسط مرکز مرکز …\nمقاله رهایی زنان و روندهای سیاسی در خاورمیانه word\nدسامبر 12, 2016 علوم سياسي 0\nمقاله رهایی زنان و روندهای سیاسی در خاورمیانه word دارای 38 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد مقاله رهایی زنان و روندهای سیاسی در خاورمیانه word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه و مراکز …\nتحقیق سکولاریسم و کشف حجاب در ایران word\nدسامبر 1, 2016 علوم سياسي 0\nتحقیق سکولاریسم و کشف حجاب در ایران word دارای 249 صفحه می باشد و دارای تنظیمات و فهرست کامل در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد تحقیق سکولاریسم و کشف حجاب در ایران word کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه و …


برچسب ها › هاتگرام| خبرنامه دانشجویان ایران\nگوگل استور هاتگرام و تلگرام طلایی را حذف کرد؛\nچه بلایی سر هاتگرام و طلاگرام آمده است\nگزارشی متفاوت درباره پشت پرده‌های ظهور و سپس مسدود شدن دو پیام‌رسان جایگزین تلگرام که خبر 20:30 آن را منتشر کرده است.\nکاربران هاتگرام و تلگرام طلایی از شب گذشته با ناپدید شدن این اپلیکیشن روبرو شده‌اند؛\nبه هر حال این دو اپلیکیشن محبوب ایرانی ها مسدود شده است و شاید خیلی ها دنبال نصب مجدد آن باشند. 1- برای این کار ابتدا با فیلترشکن و یا با استفاده از تلگرام وب وارد کانال تگرام طلایی شوید. 2 بعد از آن آخرین نسخه تلگرام طلایی را دانلود کنید. 3- و در انتها با قطع بودن...\nعدم ابلاغ امر حاکمیتی برای بستن اینستاگرام\nجداسازی تلگرام طلایی و هاتگرام تا آخر آذر\nراه‌اندازی هاتگرام و طلاگرام از سوی یک دستگاه امنیتی\nعضو فراکسیون ولایی مجلس: «درآمد حاصل از فروش پهنای باند و اخذ هزینه از اپراتور و کاربر، بی‌حساب و کتاب و بسیار چشمگیر است و بحث هاتگرام و طلاگرام، خالی از منافع مادی برای دولت نیست.»\nفایل‌های اندرویدی خود را با فایل منیجرها مدیریت نمایید\nشاید برای شما هم پیش آمده باشد که بخواهید یک کانال یا گروه را بدون عضو شدن در آن بررسی نمایید ، هاتگرام این امکان را برای شما فراهم می کند. دانلود هاتگرام و نصب آن به شما کمک می کند تلگرام را با امکانات بسیار بیشتری بر روی تلفن هوشمند خود داشته باشید.


1400/07/28 در ساعت 11:55:00\nبا نابزی همراه باشید تا با انواع گیاهان آکواریومی آشنا بشید.\nگیاهان آکواریومی از نظر زیست شناسی به سه گروه شناور، غوطه ور و ریشه در خاک تقسیم می شوند.\nگیاهان آبزی شناور در آب\nاهمیت زیستی گیاهان آکواریومی در این است که غذای خودشان را از مواد محلول در آب جذب می کنند. برگ های آن ها معمولا لطیف و نازک است. بسیاری از انواع این گیاهان به سرعت تکثیر می یابند ، این گیاهان به نور شدید و زیادی احتیاج دارند و مواد حاصل از فعل و انفعلالت حیاتی را به راحتی از ریشه جذب می کنند. در صورتی که زیاد شوند تابش نور به داخل آکواریوم را مختل می کنند ، ماهیان خانواده لابیرنت داران از برگ های این گیاه جهت لانه سازی استفاده می کنند که تخم ها در حباب زیر برگ ها نگه داشته می شوند. از آن جمله می توان به ریکسیا ، کاهوی آبی و سالوینیا اشاره کرد.\nگیاهان آبزی غوطه ور در آب\nگیاهان آکواریومی از نظر جذب مواد آلی و غیر آلی در آب بسیار اهمیت دارند. عمل جذب مواد از طریق سطح زیرین برگ انجام می شود. ریشه بدون انشعاب نازک فقط جهت محکم نمودن گیاه است. برگ های آن ها نازک و قرینه هم دیگرند. این گیاهان نور خورشید را گرفته و آب را تصفیه می کنند. اودوا، کامبومبا، هیگروفیلا، از این دسته هستند.\nگیاهان ریشه در خاک\nاین گیاهان از نظر تزئین اهمیت زیادی دارند. بعضی از آن ها مانند کریپتون ها منحصرا از ریشه تغذیه می کنند و به خاک احتیاج دارند اما ساژیتاریا و والیسنریا از راه ریشه و برگ تغذیه می کنند. در آکواریوم ها نیاز به مراقبت بیشتری دارند. والیسنریا، ساژیتاریا از این نوع هستند.\nدر مطالب بعدی نابزی قصد دارد به‌صورت تخصصی‌تر هر یک از این گیاهان را به شما معرفی کند.


تعداد مشاهده مقاله 3,869,376\nتعداد دریافت فایل اصل مقاله 3,182,331\nعلی زاده, صدیقه, صفوی, سیّدعلی. (1348). سمیت اسپیروتترامات، اسپیرومسیفن، تیامتوکسام + لامبدا سای هالوترین و آزادیراختین روی شته مومی کلمBrevicoryne brassicae (Hem.: Aphididae). نشریه علمی فیزیولوژی و بیوتکنولوژی آبزیان, 9(1), 37-49. doi: 10.22124/iprj.1970.3430\nصدیقه علی زاده; سیّدعلی صفوی. "سمیت اسپیروتترامات، اسپیرومسیفن، تیامتوکسام + لامبدا سای هالوترین و آزادیراختین روی شته مومی کلمBrevicoryne brassicae (Hem.: Aphididae)". نشریه علمی فیزیولوژی و بیوتکنولوژی آبزیان, 9, 1, 1348, 37-49. doi: 10.22124/iprj.1970.3430\nعلی زاده, صدیقه, صفوی, سیّدعلی. (1348). 'سمیت اسپیروتترامات، اسپیرومسیفن، تیامتوکسام + لامبدا سای هالوترین و آزادیراختین روی شته مومی کلمBrevicoryne brassicae (Hem.: Aphididae)', نشریه علمی فیزیولوژی و بیوتکنولوژی آبزیان, 9(1), pp. 37-49. doi: 10.22124/iprj.1970.3430\nعلی زاده, صدیقه, صفوی, سیّدعلی. سمیت اسپیروتترامات، اسپیرومسیفن، تیامتوکسام + لامبدا سای هالوترین و آزادیراختین روی شته مومی کلمBrevicoryne brassicae (Hem.: Aphididae). نشریه علمی فیزیولوژی و بیوتکنولوژی آبزیان, 1348; 9(1): 37-49. doi: 10.22124/iprj.1970.3430\nمقاله 5، دوره 9، شماره 1، بهار 1398، صفحه 37-49\t اصل مقاله (3.61 MB)\nشناسه دیجیتال (DOI): 10.22124/iprj.1970.3430\nصدیقه علی زاده؛ سیّدعلی صفوی*\nBrevicoryne brassicae؛ حشره کش های شیمیایی؛ آزادیراختین؛ روش تماسی؛ روش تماسی- سیستمیک


ساختار پویای همبستگی؛ ریسک و بازده سهام\nدولو, مریم, خسروی, مرضیه. (1398). ساختار پویای همبستگی؛ ریسک و بازده سهام. مدیریت دارایی و تأمین مالی, 7(3), 1-26. doi: 10.22108/amf.2017.104204.1120\nمریم دولو; مرضیه خسروی. "ساختار پویای همبستگی؛ ریسک و بازده سهام". مدیریت دارایی و تأمین مالی, 7, 3, 1398, 1-26. doi: 10.22108/amf.2017.104204.1120\nدولو, مریم, خسروی, مرضیه. (1398). 'ساختار پویای همبستگی؛ ریسک و بازده سهام', مدیریت دارایی و تأمین مالی, 7(3), pp. 1-26. doi: 10.22108/amf.2017.104204.1120\nدولو, مریم, خسروی, مرضیه. ساختار پویای همبستگی؛ ریسک و بازده سهام. مدیریت دارایی و تأمین مالی, 1398; 7(3): 1-26. doi: 10.22108/amf.2017.104204.1120\nمقاله 1، دوره 7، شماره 3 - شماره پیاپی 26، پاییز 1398، صفحه 1-26\t اصل مقاله (1.23 MB)\nشناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2017.104204.1120\nمریم دولو 1؛ مرضیه خسروی2\n1استادیار، گروه مدیریت مالی و حسابداری، دانشکدۀ مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران\n2کارشناس‌ارشد، گروه مدیریت مالی و حسابداری، دانشکدۀ مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران\nهدف: پویایی کوواریانس بازده دارایی‌ها همواره یکی از حوزه‌های چالش‌برانگیز مالی بوده است. الگو‌های مالی رفتار کوواریانس را در طی زمان تحلیل می‌کنند؛ اما الگو‌های اقتصادسنجی تنها رفتار واریانس را در گذر زمان بررسی می‌کنند. نخستین الگویی که رفتار کوواریانس را در طی زمان تحلیل می‌کند، الگوی گارچ چندمتغیره است که به‌دلیل نیاز به تخمین پارامتر زیاد، بسیار از آن انتقاد شده است. هدف این پژوهش، بررسی تأثیر ساختار پویای همبستگی بازده سهام بر ریسک سیستماتیک، غیرسیستماتیک و بازده سهام است.\nروش: به همین منظور نمونه‌ای متشکل از 148 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اورق بهادار تهران طی سال‌های 1393-1382 بررسی و برای آزمون روابط ذکرشده از الگوی گارچ استفاده شده است.\nنتایج: براساس نتایج به‌دست‌آمده، سهامی که در گذشته با عوامل فراگیر بازار (مومنتوم، بازار، اندازه، ارزش) همبستگی بالایی دا‌شته است، ریسک سیستماتیک، غیرسیستماتیک و بازده پایین‌تری دارد. احتمال مشاهدۀ رابطۀ معنادار همبستگی و ریسک غیرسیستماتیک سهام با گردش پایین‌تر (شاخص شفافیت اطلاعاتی) دور از انتظار نیست؛ اما این ارتباط برای شرکت‌های کوچک‌تر تصور نمی‌شود.\nپویایی همبستگی؛ ریسک اوراق بهادار؛ ریسک همبستگی؛ عوامل فراگیر بازار\nDynamic Correlation Structure; Securities Risk and Return\nMaryam Davallou1؛ marzieh khosravi2\n1Assistant Professor of Financial Management, School of Management and Accounting, Shahid Beheshti University, Tehran, Iran\n2MSc of Financial Management, Shahid Beheshti University, Tehran, Iran\nObjective: Modelling dynamic nature of covariance of assets return almost always is a challenging area of finance. Econometrics models just pay attention to variance behavior longitudinally, however, core of numerous finance models need the analysis of the total covariance structure of returns.\nMethod: Among the first models that analyze covariance behavior are multivariate GARCH models which were criticized for the need to estimate a large number of parameters. This paper is aimed to investigate the effect of stock return dynamic correlation structure on systematic risk, idiosyncratic risk and average stock return. To this end, a sample of 148 listed companies in Tehran Stock Exchange is examined during 2003 to 2014. GARCH framework is used for testing this claim.\nResults: According to the results, securities that were highly correlated with market wide risk factors in the past are likely to have low systematic risk, idiosyncratic risk and average return at present. It can be expected there is significant relationship between idiosyncrstic risk and correlation for lower turnover stock (information transparency proxy) although there is no relationship for smaller firms.\nDynamic correlation, Securities risk, Correlation risk, Market risk factors\nسال‌هاست که در ادبیات مالی بر پویایی (تغییر) ساختار همبستگی بازده اوراق بهادار تأکید شده است (آنگ و بکائرت، 2002؛ آنگ و چن، 2002؛ برترو و میر، 1990؛ کالبرگ و پاسکوآریلو، 2008؛ کینگ و وادهوآنی، 1990؛ کوچ و کوچ 1991؛ لی، لین و یانگ، 2011). نخستین الگو‌هایی که بر تغییرات طی زمان واریانس بازده سهام تأکید کردند، الگوی آرچ (انگل، 1982) و نسخۀ تعمیم‌یافته آن یعنی الگوی گارچ (بولرسو، 1986) است. طبق این دو الگو، واریانس بازده سهام در طول زمان تغییر می‌کند و توسط مقادیر گذشتۀ خود و مجذور جزء اخلال گذشته تعیین می‌شود. رفتار مذکور را می‌توان با ورود تصادفی اطلاعات توضیح داد که سبب وابستگی زمانی واریانس بازده می‌شود؛ اما بسیاری از الگو‌های اصلی مالی ازجمله الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM) و الگوی قیمت‌گذاری آربیتراژ (APT)، بر تحلیل کوواریانس بازده مبتنی است؛ در حالی که الگو‌های آرچ/گارچ تنها رفتار واریانس را در نظر می‌گیرند.\nبرای رفع این مشکل، نسخه‌های متعددی از الگو‌های گارچ چندمتغیره ارائه شده است؛ اما مشکل عمدۀ بیشتر این الگو‌ها، نیاز به برآورد تعداد زیادی پارامتر است. کاهش تعداد پارامترها ممکن است به روش‌های مختلفی صورت گیرد؛ روش‌هایی مانند اعمال محدودیت‌های معین در الگو شامل فرض انباشتگی کوواریانس‌ها، استفاده از شروط گشتاوری اضافی در تابع درست‌نمایی شرطی مرتبۀ اول یا تحمیل ساختار عاملی بازده در چهارچوب آرچ عاملی. الگو‌های آرچ عاملی با اقبال ویژه‌ای روبه‌رو شد؛ زیرا طبق الگو‌های اصلی قیمت‌گذاری دارایی نظیر الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای و الگوی قیمت‌گذاری آربیتراژ، بازده اوراق بهادار تابع خطی عوامل ریسک است. اگر ساختار کوواریانس بازده در واقعیت تابع الگو‌های از پیش تصریح‌شدۀ مذکور نباشد، مزیت کاهش تعداد پارامتر این الگو‌ها به هزینۀ خطای تصریح احتمالی تمام می‌شود. مهم‌ترین نگرانی، آن است که همبستگی سهام در دوران رکود اقتصادی، بالاتر و در شرایط رونق، پایین‌تر است. این یافتۀ تجربی نشان می‌دهد ریسک نسبی بازده در حال تغییر است و این امر به‌طور کامل در الگو‌های فعلی گارچ منظور نمی‌شود؛ به همین دلیل، وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) برای احتساب ساختار پویای همبستگی بازده از رویکردی متفاوت با آرچ/گارچ استفاده کرده‌اند؛ بدین صورت که ابتدا همبستگی بازده سهام را با عوامل ریسک فراگیر محاسبه و سپس از آن به‌منزلۀ نهادۀ ورودی الگوی گارچ استفاده کرده‌اند. مزیت رویکرد مذکور آن است که همبستگی بازده سهام و عوامل ریسک فراگیر قادر است به‌طور آزادانه و بدون هیچ محدودیتی تغییر کند. به این ترتیب، خطای تصریح ساختار کوواریانس کاهش می‌یابد. مزیت اخیر ممکن است به هزینۀ خطای تخمین تمام شود؛ زیرا کوواریانس‌ها باید برآورد شود. برای بیرون‌رفتن از این مسئله، از برآورد غلتان استفاده می‌شود تا نسبت به بزرگی اندازۀ نمونه اطمینان حاصل شود. شواهد ارائه‌شده توسط پژوهشگرانی نظیر آنگ و بکائرت (2002) و آنگ و چن (2002) نشان می‌دهد همبستگی بازده اوراق بهادار در طول زمان متغیر است؛ به‌طوری که در شرایط رونق، کاهش و در دوران رکود افزایش می‌یابد. تغییر همبستگی بازده در طول زمان سبب می‌شود سرمایه‌گذاران به‌ویژه در شرایط رکود قادر به حذف ریسک غیرسیستماتیک نباشند. در این صورت، ریسک غیرسیستماتیک قیمت‌گذاری می‌شود.\nسهامی که همبستگی بالایی با بازار (عوامل فراگیر ریسک) دارد، به احتمال بیشتری از شوک‌های همبستگی سایر اوراق بهادار اثر گرفته است و ریسک سیستماتیک و غیرسیستماتیک بالاتری دارد. بر این اساس، انتظار می‌رود تغییرات همبستگی قادر باشد بر بازده مقطعی سهام تأثیر بگذارد. احتمال وجود رابطۀ معنادار ریسک همبستگی و ریسک سهام در شرکت‌هایی بالاتر است که شفافیت اطلاعاتی پایین‌تری دارند. شفافیت اطلاعاتی پایین‌تر سبب تأخیر انعکاس اطلاعات جدید در قیمت سهام می‌شود. ازطرف دیگر، موجب می‌شود اثر شوک‌های ناشی از تغییر همبستگی برای مدت طولانی‌تری تداوم یابد؛ زیرا هنوز اطلاعات جدید در قیمت سهام منعکس نشده است و به‌دنبال آن همبستگی تاریخی (بازده با عوامل ریسک) حاوی اطلاعات جدید نخواهد بود. درنتیجه تأثیر تغییر همبستگی تاریخی بازده (با عوامل فراگیر ریسک) بر سهام با شفافیت اطلاعاتی پایین‌تر، طولانی‌تر است (وازلوبنیا و مشچریاکف، 2014).\nبر این اساس، هدف پژوهش حاضر بررسی رابطۀ تغییرات همبستگی بازده سهام با ریسک سیستماتیک، غیرسیستماتیک، میانگین بازده و پرداختن به این مسئله است که آیا اثر همبستگی سهام با عوامل فراگیر قادر به توضیح رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و میانگین بازده سهام است یا خیر؛ بنابراین، سؤالات پژوهش بدین شرح است: آیا رابطۀ همبستگی تاریخی بازده با ریسک سهام و میانگین بازده به‌لحاظ آماری معنا‌دار است؟ آیا در صورت وجودنداشتن شفافیت اطلاعاتی، رابطۀ مذکور برقرار است؟ آیا ساختار پویای همبستگی قادر است رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و بازده سهام را تبیین کند؟\nبه‌علاوه، به‌جای همبستگی زوجی اوراق بهادار از همبستگی اوراق بهادار انفرادی با عوامل ریسک فراگیر استفاده شده است؛ زیرا ریسک سیستماتیک که برای سرمایه‌گذاران مربوط‌تر است، براساس این کوواریانس‌ها تعریف می‌شود.\nبالغ بر 60 سال پیش، وقتی مارکوویتز (1952) با طرح نظریۀ جدید سبد برای نخستین بار راهکار تعیین سبد بهینه را ارائه کرد، تحقق دو فرض متضاد ریسک‌گریزی و سیری‌ناپذیری را با معرفی مفهوم تنوع‌بخشی امکان‌پذیر دانست. کارکرد اصلی تنوع‌بخشی زمانی حاصل می‌شود که به همبستگی بین بازده دارایی‌ها توجه شود. سرمایه‌گذاران عقلایی هنگام تشکیل سبد در پی دارایی‌هایی هستند که همبستگی پایین‌تری داشته باشند تا بدین طریق، حداکثر منافع تنوع‌بخشی حاصل شود. نکتۀ مهم آن است که از دیدگاه سرمایه‌گذاران، تنوع‌بخشی تنها در بازارهای نزولی مطلوب است؛ زیرا همبستگی بالاتر در شرایط صعودی سبب افزایش قیمت دارایی‌ها و رشد ارزش سبد می‌شود. این در حالی است که شواهد تجربی موجود، عکس این موضوع را تأیید می‌کند و نشان می‌دهد همبستگی سهام در بازارهای نزولی نسبت به بازارهای صعودی بالاتر است. این بدان مفهوم است که در بازار نزولی همۀ دارایی‌های سبد با افت ارزش روبه‌رو می‌شود؛ در حالی که همبستگی پایین‌تر حاکم بر بازارهای صعودی به مفهوم آن است که بازده دارایی‌های سبد به‌صورت همزمان افزایش نمی‌یابد (اندرسن و هانسن، 2010). شواهد ارائه‌شده توسط برخی پژوهش‌های تجربی نظیر گوئتزمن، لی و رونهورست (2005) نشان می‌دهد همبستگی در گذر زمان دستخوش تغییر شده است و این امر سبب تغییر منافع حاصل از تنوع‌بخشی می‌شود. به گمان لانجین و سولنیک (2001) و آنگ و بکائرت (2002) همبستگی بازده دارایی‌ها در شرایط بحران مالی افزایش می‌یابد. افزایش همبستگی بازده دارایی‌ها سبب کاهش منافع تنوع‌بخشی برای سرمایه‌گذاران و افزایش نوسان‌پذیری بازار می‌شود. اگر فرصت‌های تنوع‌بخشی در شرایطی کاهش یابند که بازار به‌شدت به آنها نیاز دارد، سرمایه‌گذاران درصدد مصون‌سازی در برابر این شرایط برمی‌آیند. اگر همبستگی بازده دارایی‌ها عامل ریسک سیستماتیک باشد، سرمایه‌گذاران تمایل دارند بابت اوراق بهاداری که در شرایط همبستگی بالا متضمن پرداخت‌های بالاتری است، صرف ریسک بپردازند (کریشنان، پتکوا و ریچکن، 2009). به عقیدۀ آنگ، چن و زینگ (2006) نگرش سرمایه‌گذاران نسبت به سود و زیان با یکدیگر متفاوت است. در نتیجه، وجود همبستگی بالاتر دارایی‌ها در بازار نزولی به مفهوم آن است که سرمایه‌گذاران بابت اینگونه دارایی‌ها پاداش بالاتری مطالبه می‌کنند؛ بنابراین، بازده موردانتظار دارایی‌های مذکور بالاتر از بازده موردانتظار برآوردشده طبق الگو‌هایی نظیر الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای است. به همین دلیل، پژوهشگرانی مانند آنگ و همکاران (2006) یا هانگ ، تو و ژوآ (2007) کاربرد الگوهای قیمت‌گذاری سنتی را در صورت وجود عدم تقارن همبستگی به چالش کشیدند (اندرسن و هانسن، 2010).\nبولرسلو، انگل و وولدریچ (1988) با بررسی ثبات ماتریس کوواریانس شرطی در طول زمان شواهدی ارائه می‌کنند که نشان می‌دهد کوواریانس شرطی در طول زمان ثابت نبوده است و یکی از عوامل تعیین‌کنندۀ صرف ریسک سهام است. لانجین و سولنیک (2001) با استفاده از نظریۀ ارزش آستانه‌ای، ساختار همبستگی بازارهای سهام بین‌المللی را در دوره‌های رونق و رکود بررسی کردند. آنها با استفاده از داده‌های پنج بازار سهام شامل ایالات متحده، بریتانیا، فرانسه، آلمان و ژاپن به شواهدی دست یافتند که نشان‌دهندۀ افزایش همبستگی بازده سهام در شرایط رکود و کاهش آن در شرایط رونق است. هانگ و همکاران (2007) ازطریق آزمون عدم‌تقارن همبستگی بازده سهام نشان می‌دهند تغییرات مشترک بازده در شرایط رکود بیش از دوران رونق است. کریشنان و همکاران (2009) ادعا می‌کنند سرمایه‌گذاران بابت سهامی که با افزایش همبستگی، عملکرد بالاتری دارد، صرف ریسک بالاتری پرداخت می‌کنند. آنها در بررسی قیمت‌گذاری همبستگی بازده دارایی‌ها دریافتند همبستگی مذکور توسط سرمایه‌گذاران به‌صورت صرف ریسک منفی در نظر گرفته می‌شود. این یافته نشان‌دهندۀ ترجیح سرمایه‌گذاران به سرمایه‌گذاری در سهامی است که با افزایش همبستگی و کاهش مزایای تنوع‌بخشی روبه‌روست.\nدریسن، مانهوت و ویلکو (2009) اثر شوک‌های همبستگی بازار سهام را بر بازده اختیار معامله بررسی کردند و نشان دادند ریسک همبستگی دارا‌یی‌هایی که در زمان افزایش همبستگی عملکرد مناسبی دارد، سبب ایجاد بازده منفی می‌شود؛ زیرا افزایش همبستگی بازار سبب کاهش تنوع‌بخشی می‌شود. بالی و انگل (2010) با استفاده از الگوی همبستگی پویای شرطی انگل (2002) الگوی قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای شرطی مرتون (1973) را آزمون کردند. آنها در پی آزمون توان توضیحی بازده موردانتظار سهام توسط کوواریانس شرطی، شواهدی مبنی بر وجود رابطۀ مثبت و معنا‌دار بین متغیرهای اخیر یافتند. تا زمانی که فرصت‌های سرمایه‌گذاری تصادفی باشد، سرمایه‌گذاران برای مصون‌سازی تغییرات نامطلوب مجموعه فرصت‌های ممکن، سرمایه‌گذاری‌های خود را تعدیل می‌کنند. نتایج به‌دست‌آمده ضمن تأیید قیمت‌گذاری کوواریانس بازده سهام با عامل ارزش، نشان می‌دهد کوواریانس بازده سهام با عوامل مومنتوم و اندازه قیمت‌گذاری نمی‌شود. شواهد تجربی بسیاری نشان‌دهندۀ تغییرات طی زمان ریسک در بازارهای مالی است. از آنجا که تغییر نوسانات بازار منعکس‌کنندۀ تغییر همبستگی و متوسط نوسانات سهام انفرادی است، در صورت قیمت‌گذاری ریسک کل بازار می‌توان استدلال کرد نوسانات سهام و ریسک همبستگی قیمت‌گذاری می‌شود. بوراسچی، کوسووسکی و تروجانی (2011) قیمت‌گذاری ریسک همبستگی را در صندوق‌های پوشش ریسک بررسی کردند. آنها با استفاده از رویکرد فاما و مک‌بث (1973)، الگوی هشت‌عاملی تعمیم‌یافتۀ فونگ - هسیه را با افزودن ریسک همبستگی آزمودند و نشان دادند صرف ریسک همبستگی، منفی و از نظر آماری معنا‌دار است. وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) رابطۀ بین تغییرات همبستگی با ریسک و میانگین بازده سهام را بررسی کردند. آنها اثر معنا‌دار تغییر همبستگی را بر ریسک سیستماتیک و غیرسیستماتیک حدود یک‌سوم سهام بازار تأیید کردند. رابطۀ اخیر به‌طور معمول مثبت است؛ یعنی سهامی که همبستگی بالایی با عوامل ریسک بازار داشته باشد، ریسک آتی بالاتری دارد. بازده سهام به‌طور مستقیم از همبستگی تاریخی تأثیر نمی‌گیرد و به‌طور غیرمستقیم ازطریق ریسک سهام متأثر می‌شود. بارونیک، کوسندا و واچا (2016) با استفاده از رویکرد موجک و سری زمانی، همبستگی پویای بین طلا، نفت و سهام را برسی کردند. آنها نشان دادند یکی از ویژگی‌های غالب دورۀ بررسی‌شده، تغییر همبستگی است؛ اما پس از بحران سال 2008 همبستگی بین هر سه دارایی افزایش یافته است. اوزتک و اوکال (2017) برای پی‌بردن به ماهیت پویای همبستگی، به الگو‌سازی تغییرات طی زمان همبستگی در بازار سهام و کالا پرداختند. آنها در جستجوی روند افزایشی همبستگی و اثر نوسانات و اخبار بازار در ساختار همبستگی بودند. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد نوسانات بالای بازار در طول بحران‌های مالی، منبع اصلی همبستگی بالای این دو بازار است.\nباقرزاده و سالم (2015) نشان دادند دارایی‌هایی که با تلاطم شرطی بازار همبستگی بالایی دارد، بازده موردانتظار پایین‌تری دارد. راعی، فرهادی و شیروانی (2012) نشان دادند بتاها و کوواریانس‌ها در طول زمان متغیر است. رابطۀ درگذر زمان غیرمستقیمی نیز بین بازده و ریسک وجود دارد که معناداری آماری بالایی دارد؛ بنابراین، کوواریانس شرطی (بتای شرطی) قادر است بازده موردانتظار سهام را پیش‌بینی کند؛ اما الگوی قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای در گذر زمان برقرار نیست. امیری، همایونی‌فر، کریم‌زاده و فلاحی (2015) همبستگی متغیر با زمان بین نفت، سکه و نرخ ارز را بررسی کردند. آنها با استفاده از داده‌های ماهانۀ قیمت نفت، سکه و نرخ ارز، همبستگی متغیر با زمان دارایی‌های مذکور را با استفاده از روش همبستگی شرطی پویای گارچ (DCC-GARCH) بررسی کردند. نتایج به‌دست‌آمده نشان داد همبستگی شرطی بین دارایی‌ها در طی زمان، متغیر است و بحران مالی جهانی سبب تغییرات چشمگیری در پویایی همبستگی بین دارایی‌های مدنظر شده است. پاکیزه (2011) در بررسی رابطۀ بازده سهام و تلاطم مبتنی بر الگو‌های آرچ و گارچ در بورس اوراق بهادار تهران و برخی بازارهای بین‌المللی شواهدی ارائه کرد که برخلاف CAPM نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ معکوس بین بازده و تلاطم است.\nنمونۀ آماری پژوهش شامل همۀ شرکت‌های جامعه است که زیان‌ده نباشند، جزء شرکت‌های مالی و سرمایه‌گذاری، بانک‌ها، بیمه‌ها و شرکت‌های هلدینگ نباشند و داده‌های مورد نیاز آنها در دسترس باشد.\nبر این اساس، متوسط تعداد شرکت‌های نمونه به 148 رسید. دورۀ زمانی پژوهش سال‌های 1382 تا 1393 است. داده‌های موردنیاز پژوهش شامل نرخ بازده بدون ریسک، بازده بازار، بازده سهام، ارزش بازار سهام، تعداد سهام معامله‌شده، ارزش دفتری سهام، ارزش کل دارایی‌ها، ارزش کل بدهی‌ها، سود هر سهم، تعداد سهام جاری، درصد مالکیت نهادی و ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است که 5 دادۀ اول از سایت رسمی شرکت مدیریت فناوری بورس تهران و سایر داده‌ها از سایت کدال استخراج شده است. ذکر این نکته ضروری است که برای رفع تبعات ناشی از مشاهدات دورافتاده، داده‌ها در سطوح 1 و 99 درصد به کف و سقف نزدیک شده است.\nپژوهش‌هایی نظیر کالبرگ و پاسکوآریلو (2008) و لی و همکاران (2011) نشان‌دهندۀ تغییر همبستگی بازده در گذر زمان است. الگوی گارچ چندمتغیره به‌منزلۀ اولین الگوی ارائه‌شده برای احتساب تغییر رابطه بین دارایی‌ها، مستلزم برآورد تعداد زیادی پارامتر است. رفع این مشکل از طریق اعمال محدودیت بر تعداد پارامترها، سبب بروز خطای تصریح می‌شود؛ در حالی که الگوهای مالی برای احتساب رابطۀ بین دارایی‌ها از تحلیل کوواریانس بازده استفاده می‌کنند، الگو‌های آرچ و گارچ تنها تغییرات طی زمان واریانس بازده را منظور می‌کنند. به همین دلیل، از روش متفاوتی برای ملحوظ‌کردن ساختار پویای همبستگی بازده استفاده می‌شود. بدین مفهوم که از همبستگی بازده سهام با عوامل فراگیر ریسک به‌منزلۀ نهادۀ ورودی الگوی گارچ استفاده و رابطۀ پویایی همبستگی با ریسک و میانگین بازده سهام بررسی می‌شود. همانند وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) و فاما و فرنچ (2004) برای مشاهدۀ تغییرات همبستگی و تأثیر آن بر ریسک و بازده در طول زمان، دورۀ زمانی پژوهش (1393 تا 1385) به سه دورۀ فرعی 3 ساله 1387-1385، 1390-1388، 1393-1391 تقسیم می‌شود و آزمون‌های مرتبط به‌تفکیک هر یک از دوره‌های فرعی و کل دورۀ زمانی انجام می‌شود.\nتأثیر همبستگی بر ریسک سیستماتیک، غیرسیستماتیک، میانگین بازده و رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک - بازده هدف این مقاله بررسی تأثیر همبستگی تاریخی سهام انفرادی با عوامل ریسک فراگیر بر ریسک غیرسیستماتیک، ریسک سیستماتیک و میانگین بازده سهام است. ازطرف دیگر، به‌دنبال پاسخ به این سؤال است که آیا اثر همبستگی تاریخی بر ریسک غیرسیستماتیک قادر به توضیح رابطۀ معماگونۀ ریسک غیرسیستماتیک و بازده سهام است یا خیر. آزمون موارد فوق در چهارچوب الگوی گارچ انجام می‌شود؛ زیرا امکان برآورد ریسک سیستماتیک/غیرسیستماتیک و رابطۀ بین همبستگی تاریخی و هر یک از انواع ریسک را در الگویی واحد فراهم می‌کند.\nاثر همبستگی تاریخی بر ریسک غیرسیستماتیک: اثر همبستگی تاریخی بر ریسک غیرسیستماتیک در چهارچوب الگوی قیمت‌گذاری (1) با پسماند GARCH(1,1) آزمون می‌شود.\nکه در آن بازده اضافی سهام i در زمان t، بازده عامل بازار، عامل اندازه،\nعامل ارزش فاما و فرنچ، عامل مومنتوم کارهارت (1997)، واریانس پسماند که ریسک غیرسیستماتیک سهام i در دورۀ t است و\nهمبستگی بازده سهام i با عامل بازار طی 3 سال گذشته است. به کمک الگوی (1) می‌توان اثر همبستگی تاریخی بازده سهام با عامل بازار را بر ریسک غیر‌سیستماتیک (که با اندازه‌گیری می‌شود) آزمود. انتظار می‌رود سهامی که همبستگی بیشتری با بازار داشته است، ریسک غیرسیستماتیک بالاتری داشته باشد؛ زیرا با شدت بیشتری از شوک سایر اوراق بهادار بازار تأثیر می‌گیرد. برای آزمون قوت نتایج، در الگوی (2) علاوه بر اثر همبستگی بازده سهام با ریسک بازار، همبستگی بازده با سایر عوامل فراگیر ریسک نیز بر ریسک غیر‌سیستماتیک در نظر گرفته می‌شود.\nکه در آن ، ، اثر همبستگی بازده سهام به ترتیب با عامل اندازه، ارزش و مومنتوم را بر ریسک غیر‌سیستماتیک می‌سنجند. همبستگی‌های اخیر برای سرمایه‌گذاران اهمیت زیادی دارد؛ زیرا اندازه، ارزش و مومنتوم به‌منزلۀ عوامل اصلی تعیین ریسک سیستماتیک پذیرفته شده است.\nپژوهش‌هایی نظیر آمیهود و مندلسون (1986)، آمیهود (2002)، پاستور و استمبا (2003) و آچاریا و پدرسن (2005) تأثیر نقدشوندگی بر بازده سهام را تأیید می‌کنند؛ بنابراین، برای آزمون قوت نتایج نسبت به اثرات احتمالی تغییر نقدشوندگی، ریسک غیرسیستماتیک براساس پسماند الگوی پنج‌عاملی تعدیل‌شده با نقدشوندگی محاسبه می‌شود و اثر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک دوباره با استفاده از الگوی (3) آزمون می‌شود.\nپس از برازش هر یک از الگو‌های (1)، (2) و (3)، براساس تحلیل فراوانی ضرایب معنادار همبستگی\n(با عوامل فراگیر)، دربارۀ رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و همبستگی تاریخی قضاوت می‌شود. معنا‌داری اقتصادی اثر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک در هر یک از الگو‌های مذکور، مانند وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:\nکه در آن ضریب همبستگی (در هر یک از الگو‌های (1) تا (3))، همبستگی بازده با عوامل فراگیر (ارزش، مومنتوم، اندازه، بازار) و N تعداد شرکت‌هایی است که بین ریسک غیرسیستماتیک و همبستگی آنها رابطۀ معناداری برقرار است. این معیار، متوسط تغییرات ریسک سهام ناشی از همبستگی تاریخی را می‌سنجد و با واریانس بازده مقایسه می‌کند.\nاثر همبستگی بر ریسک سیستماتیک: می‌توان استدلال کرد سهامی که در گذشته با عوامل ریسک فراگیر همبسته بوده است، به‌احتمال زیادتری از شوک‌های همبستگی تأثیر می‌گیرد؛ زیرا بیش از سایر سهام با بازار همبسته است؛ بنابراین، باید ریسک سیستماتیک بالاتری داشته باشد. برای بررسی اثر پویایی همبستگی با عامل ریسک بازار ( ) بر ریسک سیستماتیک، الگوی (4) در چهارچوب الگوی گارچ برازش می‌شود.\nدر این الگو، ریسک عامل بازار همراه با همبستگی تاریخی دستخوش تغییر می‌شود؛ بنابراین، اثر همبستگی (بازده سهام با عامل ریسک بازار) بر ریسک سیستماتیک را نشان می‌دهد.\nتا زمانی که ریسک سیستماتیک در گذر زمان تغییر کند، در صورت نادیده‌انگاشتن تغییر مذکور مسئلۀ ناهمسانی واریانس بروز می‌کند. در الگوی گارچ، مشکل ناهمسانی واریانس شرطی لحاظ می‌شود. ذیل الگوی گارچ، واریانس خطا می‌تواند طی زمان تغییر کند؛ بنابراین، نگرانی اخیر برطرف می‌شود.\nدر آزمون قوت براساس الگوی (5)، علاوه بر اثر همبستگی تاریخی بازده سهام بر ریسک بازار، اثرات همبستگی بازده سهام بر سایر عوامل ریسک شامل اندازه، ارزش و مومنتوم بر ریسک سیستماتیک نیز منظور می‌شود.\nسؤالی که در الگوی (5) آزمون می‌شود این است که آیا همبستگی تاریخی با بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم قادر است بتای بازار (ریسک سیستماتیک) سهام را تغییر دهد یا خیر. در صورت همبستگی بالای سهام با عوامل ریسک اصلی، انتظار می‌رود سهام مذکور ریسک سیستماتیک بالایی داشته باشد.\nبرای آزمون قوت نتایج نسبت به درنظرگرفتن نقدشوندگی به‌منزلۀ عامل ریسک فراگیر، الگوی (6) برازش می‌شود.\nدر الگوی (6) امکان کنترل تغییر ریسک نقدشوندگی فراهم می‌شود.\nرابطۀ ریسک سیستماتیک و همبستگی تاریخی براساس تحلیل فراوانی ضرایب حساسیت معنا‌دار بررسی می‌شود. معناداری اقتصادی اثر براساس رابطۀ زیر محاسبه می‌شود:\nکه در آن ضریب عامل ریسک بازار در الگو‌های (4)، (5) و (6)، عامل ریسک بازار، همبستگی بازده با عامل ریسک بازار و N تعداد شرکت‌هایی است که رابطۀ ریسک سیستماتیک و همبستگی تاریخی آنها ازنظر آماری معنادار است. معنا‌داری اقتصادی محاسبه‌شده با دامنۀ بتاهای سهام نمونه مقایسه می‌شود.\nکه در آن اثر همبستگی تاریخی (بازده سهام با عامل بازار) بر میانگین بازده سهام است. انتظار می‌رود وابستگی تاریخی بیشتر با بازار، بر بازده جاری سهام تأثیر بگذارد؛ بدین مفهوم که معنادار باشد؛ سپس از طریق الگوی (8) ثبات نتایج این آزمون نسبت به همبستگی تاریخی بازده سهام با عوامل اندازه، ارزش و مومنتوم بررسی می‌شود.\nآنچه در الگوی (8) آزمون می‌شود این است که آیا ریسک همبستگی با بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم قیمت‌گذاری می‌شود یا خیر. برای بررسی ثبات نتایج نسبت به تغییرات نقدشوندگی، الگوی (9) برازش می‌شود.\nضریب موردتوجه در الگوی بالا همانند الگوی (7) است؛ با این تفاوت که در معادلۀ میانگین الگوی (9) عامل نقدشوندگی لحاظ شده است. معنا‌داری اقتصادی اثر بر مبنای رابطۀ زیر محاسبه می‌شود. این معیار متوسط تغییرات بازده سهام ناشی از اثر همبستگی تاریخی را می‌سنجد و با واریانس و میانگین بازده کل سهام نمونه مقایسه می‌کند.\n= معنا‌داری اقتصادی\nکه ضریب اثر همبستگی بر بازده\n(از رگرسیون‌های (7)، (8) و (9))، همبستگی بازده با عوامل فراگیر (مومنتوم، اندازه، ارزش و بازار) و\nN تعداد شرکت‌های دارای رابطۀ معنادار بین بازده سهام و همبستگی است.\nاثر همبستگی تاریخی بر رابطۀ بازده - ریسک غیرسیستماتیک: شواهد تجربی مربوط به رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و بازده، متناقض است. می‌توان استدلال کرد که ابهام رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک - بازده ناشی از نادیده‌انگاشتن تأثیر پویایی همبستگی بر رابطۀ اخیر است؛ به سخن دیگر، اثر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک قادر به توضیح رابطۀ مبهم بازده و ریسک مذکور است. برای این منظور، ابتدا رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و بازده ازطریق الگوی (10) بررسی می‌شود. در الگوی میانگین تحلیل مذکور از رویکرد گارچ استفاده می‌شود تا اثر ریسک غیرسیستماتیک به‌صورت مستقیم بر بازده سهام سنجیده شود. این اثر توسط ضریب حساسیت اندازه‌گیری می‌شود. اثر همبستگی در الگوی (10) منظور نمی‌شود.\nبررسی اثر همبستگی تاریخی بر رابطۀ بازده - ریسک غیرسیستماتیک از طریق برازش الگوی (11) محقق می‌شود؛ به عبارت دقیق‌تر، به این پرسش پاسخ داده می‌شود که آیا افزودن همبستگی تاریخی (بازده سهام با عامل بازار) به الگوی (11)، احتمال مشاهدۀ رابطۀ معنا‌دار ریسک غیرسیستماتیک و میانگین بازده (معناداری ) را کاهش می‌دهد یا خیر.\nبا مقایسۀ الگو‌های (10) و (11) می‌توان اثر همبستگی را بر رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک - بازده مشخص کرد. برای آزمون ثبات نتایج نسبت به سایر عوامل ریسک فراگیر شامل ارزش، اندازه و مومنتوم، الگوی (12) برازش می‌شود.\nنتایج الگوی (12) باید با الگوی بدون اثر همبستگی (الگوی 10) مقایسه شود تا مشخص شود آیا احتساب همبستگی با سایر عوامل ریسک فراگیر می‌تواند بر رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک - بازده تأثیر بگذارد یا خیر. برای آزمون قوت یافته‌ها نسبت به تغییر نقدشوندگی، الگوی (13) بدون اثر همبستگی برآورد می‌شود.\nاحتساب همزمان اثر نقدشوندگی و همبستگی ازطریق الگوی (14) انجام می‌شود:\nبا مقایسۀ الگو‌های (14) و (13) با الگو‌های (11) و (10) می‌توان قوت نتایج حاصل از اثر همبستگی را بر رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک - بازده آزمون کرد.\nاز جمله مشکلات بازار‌های توسعه‌نیافته نظیر بورس اوراق بهادار تهران، وجود مسئلۀ «معاملات غیرهمزمان» است. حذف شرکت‌هایی که تعداد معاملات آ‌نها از حد معینی پایین‌تر باشد، از جمله راهکارهایی است که تأثیر این مسئله را کاهش می‌دهد. این رویه به پیروی از هوآنگ، لیو، ری و ژانگ (2010) در نظر گرفته شده است. از آنجا که الگوی معینی برای تعیین حداقل تعداد مشاهدات دورۀ تخمین وجود ندارد، سه محدودیت الزام حداقل 24، 28 و 32 مشاهدۀ ماهانۀ غیرصفر طی دورۀ تخمین3 ساله برای برازش همۀ رگرسیون‌ها به‌استثنای الگوی پاستور و استمبا (2003) اعمال می‌شود.\nاثر وجودنداشتن شفافیت اطلاعاتی بر رابطۀ همبستگی تاریخی و ریسک سهام: برخی شواهد تجربی نشان می‌دهد اثر همبستگی تاریخی بر ریسک شرکت‌های دارای شفافیت اطلاعاتی پایین‌تر، به‌لحاظ آماری معنادار است. طولانی‌شدن انعکاس اطلاعات جدید در قیمت سهام شرکت‌های با شفافیت اطلاعاتی پایین‌تر، موجب می‌شود اثر شوک‌های همبستگی بر ریسک سهام طولانی‌تر شود. از آنجا که از اندازه و گردش سهام در بیشتر موارد به‌منزلۀ معیار شفافیت اطلاعاتی استفاده می‌شود، انتظار می‌رود اثر همبستگی تاریخی بر ریسک سهام شرکت‌هایی بالاتر باشد که گردش سهام آنها پایین‌تر و اندازۀ آنها کوچک‌تر است. به گمان کائو، سیمین و ژائو (2008) می‌توان ریسک بالای سهام را ناشی از فرصت‌های رشد (که با نسبت B/M اندازه‌گیری می‌شود) دانست؛ زیرا مدیران تمایل دارند از این فرصت‌ها برای افزایش ارزش شرکت استفاده کنند. به عقیدۀ براون و کاپادیا (2007) و دنیس و استریکلند (2004) اهرم مالی ازطریق افزایش احتمال ورشکستگی سبب افزایش ریسک می‌شود. وی و ژانگ (2006) چنین استدلال می‌کنند که سود هر سهم بر ریسک سهام اثر می‌گذارد؛ زیرا سود عامل تعیین‌کنندۀ بازده سهام شرکت است. مالکیل و ژو (2003) نشان می‌دهند سرمایه‌گذاران نهادی می‌توانند سبب افزایش ریسک سهام شوند. با توجه به تأیید رابطۀ ویژگی‌های شرکتی یادشده با ریسک سهام، می‌توان استدلال کرد که ویژگی‌های مذکور قادرند بر رابطۀ همبستگی و ریسک تأثیر بگذارند؛ بنابراین، اثر برخی ویژگی‌های شرکتی مؤثر بر ریسک نظیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری (B/M)، اهرم مالی، سود هر سهم و سرمایه‌گذاران نهادی کنترل می‌شود. این متغیرها در اصل به ریسک فعلی و گذشتۀ شرکت مرتبط است که به‌نوبۀ خود بخشی از همبستگی بررسی‌شده است. بنابراین، ویژگی‌های شرکتی ممکن است سبب رابطۀ بین همبستگی و ریسک شود؛ پس باید اثرات آن کنترل شود.\nبرای بررسی اثر تغییرات همبستگی بر ریسک سهام با شفافیت اطلاعاتی پایین‌تر، باید تأثیر شفافیت اطلاعاتی بر رابطۀ همبستگی با ریسک بررسی شود. برای انجام این مهم، از رگرسیون لجستیکی استفاده می‌شود که متغیر وابستۀ آن براساس علامت و معناداری رابطۀ همبستگی با ریسک غیرسیستماتیک/ سیستماتیک تعیین می‌شود؛ بدین روش که در صورت مثبت‌بودن و معناداری اثر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک (ضریب حاصل از برازش الگوی گارچ)، متغیر وابسته برابر یک و در غیر این صورت، برابر صفر است. دربارۀ ریسک سیستماتیک نیز به همین شیوه عمل می‌شود. متغیر‌های مستقل رگرسیون لجستیک شامل گردش سهام و اندازه به‌منزلۀ شاخص‌های شفافیت اطلاعاتی شرکت است. اهرم مالی، سود هر سهم، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری و درصد مالکیت اشخاص حقوقی به‌منزلۀ متغیرهای کنترل لحاظ می‌شوند. ضرایب حاصل از رگرسیون‌های لجستیک نشان‌دهندۀ اثر هر یک از ویژگی‌های شرکت به‌ویژه شفافیت اطلاعاتی بر احتمال مشاهدۀ رابطۀ مثبت و معنا‌دار بین همبستگی (بازده سهام با عوامل فراگیر) است و ریسک را اندازه‌گیری می‌کند. بدین مفهوم که هر یک از ویژگیهای شرکت به چه میزان در بروز رابطۀ مثبت و معنادار بین ریسک سهام و همبستگی، اثرگذار است. علاوه بر این، برای بررسی اثر شفافیت اطلاعاتی بر شدت رابطۀ همبستگی تاریخی با ریسک سهام از رگرسیون توبیت استفاده می‌شود. این رگرسیون شباهت بسیاری به رگرسیون لجستیک دارد؛ با این تفاوت که به‌جای استفاده از یک عدد گسسته به هنگام مثبت و معناداری ضریب مدنظر در الگوی گارچ، از اعداد پیوستۀ مرتبط استفاده میکند؛ اما در غیر این صورت، از همان عدد گسسته (0) به‌منزلۀ متغیر وابسته استفاده می‌کند. در الگوی لجستیک، تنها مثبت و معناداری ضریب الگوی گارچ اهمیت دارد؛ اما در الگوی توبیت علاوه بر مثبت و معناداری، مقدار ضریب نیز مهم است.\nاثر همبستگی (بازده سهام با عامل بازار) بر ریسک غیرسیستماتیک در الگوی (1) بررسی شد. برای بررسی اثر شفافیت اطلاعاتی بر رابطۀ همبستگی و ریسک غیرسیستماتیک، از ضریب برآوردی متغیر همبستگی در الگوی مذکور به‌منزلۀ متغیر وابسته استفاده شده است و با احتساب ویژگی‌های شرکت به‌منزلۀ متغیر مستقل، رگرسیون لجستیک (3-1) برازش می‌شود تا اثر هر یک از ویژگی‌های شرکت در مشاهدۀ رابطۀ مثبت و معنادار بین ریسک غیرسیستماتیک و همبستگی سنجیده شود. متغیر وابستۀ رگرسیون لجستیک در صورت مثبت و معنا‌داری ضریب حاصل از الگوی گارچ (1) برابر یک و در غیر این صورت برابر صفر است.\nکه متغیر وابستۀ باینری است که تأثیر همبستگی (بازده سهام با عامل بازار) بر ریسک غیرسیستماتیک را می‌سنجد، نسبت مالکیت اشخاص حقوقی، اندازۀ شرکت، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری، اهرم مالی، سود هرسهم و گردش سهام است. الگوی (1-1) با استفاده از رگرسیون لجستیک و الگوی (2-1) با استفاده از رگرسیون توبیت برازش می‌شود. در الگوی (3-1) نیز معیار اندازۀ شرکت، ارزش دفتری کل دارایی‌هاست. در الگوی\n(4-1) تنها تأثیر ناشی از شفافیت اطلاعاتی بدون احتساب متغیرهای کنترل بررسی می‌شود. بدین طریق، می‌توان اثر هر یک از ویژگی‌های شرکتی و شفافیت اطلاعاتی را بر رابطۀ همبستگی با ریسک غیرسیستماتیک بررسی کرد. همین رویه برای الگوهای (2) تا (6) نیز تکرار می‌شود. بدین مفهوم که برای بررسی اثر شفافیت اطلاعاتی بر رابطۀ همبستگی با ریسک سیستماتیک از رگرسیون لجستیک استفاده می‌شود که متغیر وابستۀ آن براساس مثبت و معناداری ضریب همبستگی در الگوی گارچ تعریف می‌شود.\nدر آزمون‌های مربوط به کل دوره برای کنترل اثر مربوط به زیردوره‌ها بر معادلۀ رگرسیونی (میانگین و واریانس) از متغیر مجازی استفاده شده است. بدین صورت که اگر سهام در زیردورۀ اول باشد: و اگر سهام در زیردورۀ دوم باشد: و در نهایت اگر سهام در زیر دورۀ سوم باشد: است. متغیرهای پژوهش حاضر به‌شرح جدول (1) محاسبه و اندازه‌گیری می‌شود.\nجدول (1) نحوۀ اندازه‌گیری متغیرها\nبازده اضافی سهام ( )\nبازده سهام به‌صورت لگاریتم نسبت قیمت تعدیل‌شده بابت سود نقدی و افزایش سرمایه در زمان t و t-1 محاسبه می‌شود و برای به‌دست‌آوردن بازده اضافی، نرخ بدون ریسک از آن کسر می‌شود.\nبازده بدون ریسک ( )\nنرخ سود اوراق مشارکت بانک مرکزی به‌منزلۀ نرخ بازده بدون ریسک در نظر گرفته شده است.\nبراساس لگاریتم طبیعی نسبت شاخص قیمت در زمان t به شاخص t-1 محاسبه می‌شود.\nعامل بازار ( )\nبازده اضافی بازار که از مابه‌التفاوت نرخ بازده بدون ریسک و بازده بازار حاصل می‌شود.\nعامل اندازه (SMB)\nعامل ارزش (HML)\nبراساس فاما و فرنچ (1993) و از مابه‌التفاوت بازده سبد سهام ارزشی و سبد سهام رشدی به دست می‌آید.\nعامل مومنتوم (UMD)\nبر مبنای تفاضل بازده سبد سهام برنده و سبد سهام بازنده محاسبه می‌شود.\nبراساس واریانس پسماند ( ) حاصل از الگوی کارهات (1997) محاسبه می‌شود.\nضریب همبستگی بازده اضافی\nسهام و عوامل فراگیر ریسک\nبراساس لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام در پایان دوره محاسبه می‌شود.\nاز حاصل تقسیم ارزش بازار سهام بر ارزش دفتری شرکت محاسبه می‌شود.\nحاصل تقسیم کل بدهی‌ها بر مجموع دارایی‌هاست.\nسود هر سهم ( )\nعبارت از سود خالص تقسیم بر تعداد سهام جاری شرکت است.\nاز حاصل تقسیم تعداد سهام معامله‌شده بر تعداد سهام جاری شرکت به دست می‌آید.\nنسبت مالکیت حقوقی‌ها\nبرای محاسبۀ نقدشوندگی از الگوی پاستور و استمبا (2003) استفاده می‌شود. این معیار حاصل تجمیع نقدشوندگی کل سهام موجود در بازار است. برای محاسبۀ تغییرات نقدشوندگی بازار در هر ماه، نخست نقدشوندگی ماهانۀ هر سهم ( ) با برازش الگوی (15) در چهارچوب رگرسیون سری زمانی حاصل می‌شود.\nکه مابه‌التفاوت بازده سهام و بازده بازار، بازده سهام در روز ماه ، بازده بازار در روز ماه ، علامت بازده اضافی سهام در روز ماه ، حجم ریالی مبادله سهام در روز ماه و نقدشوندگی سهام در ماه است. ذکر این نکته ضروری است که الگوی (15) برای سهامی برازش می‌شود که در هر ماه دست‌کم 15 مشاهدۀ غیرصفر داشته باشد. برای اندازه‌گیری نقدشوندگی بازار در ماه ، از میانگین موزون نقدشوندگی سهام در ماه ( ) استفاده می‌شود. عامل وزن‌دهی شامل که برابر مجموع حجم معاملۀ کل سهام مشمول ماه در آخرین روز معاملاتی آنها در ماه و برابر مجموع حجم معاملۀ کل سهام مشمول در فروردین اولین سال دوره‌های 3ساله است؛ بنابراین، نقدشوندگی ماهانۀ بازار براساس الگوی (16) محاسبه می‌شود.\nکه نقدشوندگی سهام در ماه (حاصل از رابطۀ (17))، تعداد شرکت‌های مشمول ماه و نقدشوندگی بازار در ماه است.\nمیانگین ارزش دارایی‌های سهام نمونه برابر با\n4380 میلیون ریال است که با اعمال محدودیت سختگیرانۀ دست‌کم 32 مشاهده، به 4930 میلیون ریال رسیده است؛ به این ترتیب، شرکت‌های بزرگ‌تری را شامل می‌شود. ارزش حقوق صاحبان سهام نیز با روندی مشابه از 3640 میلیون ریال (محدودیت 24 ماه) به\n4220 میلیون ریال افزایش می‌یابد (محدودیت 32 ماه). به‌طور متوسط حدود 57 درصد دارایی‌های شرکت‌های نمونه از محل بدهی تأمین مالی شده است که در پایین‌ترین حالت، به حدود 12 و در بالاترین حد ممکن، به حدود 94 درصد می‌رسد. متوسط نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری نمونه برابر 15/2 است. گردش سهام همزمان با افزایش محدودیت الزام حداقل مشاهده از 232/0 به 26/0 افزایش می‌یابد. میانگین مالکیت حقوقی شرکت‌های نمونه حدود 72 درصد است.\nدر بررسی اثر پویایی همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک، با توجه به اینکه الگوها برای هر یک از سهام نمونه طی دوره‌های تخمین 3ساله برازش شده است، نتایج به‌دست‌آمده به‌صورت درصد سهامی گزارش می‌شود که رابطۀ بررسی‌شده دست‌کم در سطح خطای 5 درصد ازنظر آماری معنادار است. نتایج حاصل از بررسی اثر پویایی همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک در جدول (2) ملاحظه‌می‌شود.\nجدول (2) نتایج حاصل از بررسی اثر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک\nمتغیرها/ فواصل زمانی\nالزام دست‌کم 24 مشاهده\nالزام دست‌کم 28 مشاهده\nالزام دست‌کم 32 مشاهده\nجدول (2) نشان‌دهندۀ درصدی از سهام نمونه است که اثر همبستگی تاریخی بر ریسک غیرسیستماتیک آن دست‌کم در سطح خطای 5 درصد به‌لحاظ آماری معنادار است. هر ردیف، نتایج حاصل از آزمون رابطۀ اخیر در یکی از دوره‌های تخمین 3ساله را نشان می‌دهد. ردیف آخر هر قسمت بیان‌کنندۀ رگرسیون‌های برازش‌شده طی کل دورۀ زمانی بررسی‌شده است. الگو‌های (1) تا (3) براساس شمارۀ الگوی موردنظر در بخش روش‌شناسی مشخص شده است. ستون درصد سهام حائز اثر معنادار همبستگی با عامل بازار بر ریسک غیرسیستماتیک است، بدون آنکه برای اثرگذاری منظور شود. طبق نتایج منعکس در\nالگوی (1) جدول (2) در صورت اعمال محدودیت الزام دست‌کم 24 مشاهده، بین 26 تا 59 درصد سهام نمونه متضمن اثر معنا‌دار همبستگی با عامل بازار بر ریسک غیرسیستماتیک است. در بیشتر موارد، علامت رابطۀ مذکور منفی است؛ به‌طوری که در همۀ دوره‌ها و در همۀ الگو‌های (1)، (2) و (3) اثر معکوس همبستگی با عوامل فراگیر بر ریسک غیرسیستماتیک غلبه می‌کند؛ بنابراین، سهامی که در گذشته همبستگی بالایی با عامل بازار داشته باشد، احتمالاً ریسک غیرسیستماتیک پایین‌تری دارد. برای ارزیابی معناداری اقتصادی اثر مذکور، از میانگین قدرمطلق حاصل‌ضرب ضریب برآوردی همبستگی تاریخی و همبستگی تاریخی استفاده می‌شود. استفاده از قدرمطلق ناشی از آن است که به میانگین اندازۀ اثر، صرف نظر از علامت آن توجه می‌شود. این معیار نشان‌دهندۀ میانگین تغییر ریسک سهام ناشی از اثر همبستگی تاریخی است. اثر مدنظر حدود 01/0 است که حدود 4/47 درصد واریانس بازده ماهانۀ سهام (12/2 درصد) است؛ بنابراین، اثر یادشده به‌لحاظ اقتصادی معنادار است. در الگوی (2) علاوه بر همبستگی تاریخی با عامل بازار، همبستگی با عوامل اندازه، ارزش و مومنتوم نیز لحاظ شده است. با احتساب محدودیت دست‌کم 24 مشاهده و طبق نتایج منعکس زیر الگوی (2) جدول (2)، مشخص می‌شود همبستگی با سایر عوامل ریسک به اندازۀ عامل بازار برای ریسک غیرسیستماتیک سهام اهمیت دارد. در این صورت، نسبت سهام دارای رابطۀ معنادار بین ریسک غیرسیستماتیک و همبستگی با عامل بازار بین 33 تا 51 درصد است و اثر همبستگی با عامل اندازه بین 33 تا 52 درصد، همبستگی با عامل ارزش بین 28 تا 57 درصد و تأثیر همبستگی با مومنتوم در 43 تا 56 درصد سهام نمونه بر ریسک غیرسیستماتیک معنادار است. اثر همبستگی با عامل مومنتوم بر ریسک غیرسیستماتیک مهم‌تر از سایر عوامل است؛ زیرا فراوانی معناداری اثر مذکور بیش از سایر عوامل ریسک است. ریسک ناشی از تغییر همبستگی با عامل بازار برابر با 015/0، با عامل اندازه 0078/0، با عامل ارزش 0105/0 و با عامل مومنتوم برابر با 0154/0 است. این تغییرات برای عامل بازار 7/70 درصد، برای عامل اندازه 36 درصد، برای عامل ارزش 49 درصد و برای عامل مومنتوم 72 درصد واریانس بازده سهام است؛ بنابراین، اثر همبستگی تاریخی با سایر عوامل فراگیر بر ریسک غیرسیستماتیک به‌لحاظ اقتصادی نیز معنادار است. احتساب همبستگی با سایر عوامل ریسک سبب افزایش معناداری اقتصادی می‌شود. به‌طور کلی، به نظر می‌رسد همبستگی با مومنتوم مهم‌ترین عامل تعیین‌کنندۀ ریسک غیرسیستماتیک باشد و عوامل بازار، ارزش و اندازه در اولویت‌های بعدی قرار گیرد. ستون آخر محدودیت دست‌کم 24 مشاهدۀ جدول (2) حاوی آزمون قوت نتایج نسبت به اثر عامل نقدشوندگی است؛ به سخن دیگر، نتایج الگویی است که در آن علاوه بر بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم اثر نقد‌شوندگی نیز در نظر گرفته شده است. در الگوی مذکور، معناداری اثر همبستگی تاریخی با عامل بازار برای حدود 68 درصد سهام نمونه برقرار است. متوسط تغییر ریسک سهام ناشی از این همبستگی حدود 0181/0 است که حدود 85 درصد واریانس بازده سهام است و معناداری اقتصادی اثر همبستگی را با عامل بازار بر ریسک غیرسیستماتیک تأیید می‌کند. مقایسۀ نتایج الگو‌های (1)، (2) و (3) نشان می‌دهد شمار شرکت‌های دارای اثر معنادار همبستگی با عامل بازار بر ریسک غیرسیستماتیک در صورت احتساب نقدشوندگی افزایش می‌یابد و معناداری اقتصادی آن به‌طرز چشمگیری افزون می‌شود. با تشدید محدودیت الزام حداقل مشاهده از 24 به 32، معناداری اثر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک کاهش می‌یابد. یافتۀ اخیر تأییدکنندۀ اثر قوی‌تر همبستگی بر ریسک غیرسیستماتیک شرکت‌هایی است که وقفه‌های معاملاتی بیشتری دارند.\nنتایج حاصل از آزمون اثر همبستگی تاریخی بر ریسک سیستماتیک در جدول (3) ملاحظه می‌شود.\nجدول (3) نتایج حاصل از بررسی اثر همبستگی تاریخی بر ریسک سیستماتیک\nساختار جدول (3) همانند جدول (2) است. الگو‌های آزمون‌شده در جدول اخیر نیز براساس شمارۀ معادلات مرتبط در بخش روش‌شناسی مشخص شده است. درصد سهام متضمن اثر معنادار همبستگی تاریخی بر ریسک سیستماتیک پایین‌تر از اثر آن بر ریسک غیرسیستماتیک است. بدین مفهوم که احتمال تغییر ریسک سیستماتیک در واکنش به شوک‌های تاریخی ساختار همبستگی بازده، در مقایسه با ریسک غیرسیستماتیک پایین‌تر است. چنانکه تنها همبستگی عامل بازار در الگوی گارچ منظور شود (الگوی 4)، حدود 12 تا 22 درصد سهام، رابطۀ معنا‌داری بین همبستگی تاریخی و ریسک سیستماتیک تجربه می‌کند. معناداری اقتصادی رابطۀ مذکور معادل 713/0 است. با توجه به اینکه بتای سهام نمونه به‌طور عمده در دامنۀ 02/1 تا 733/0- قرار می‌گیرد، می‌توان ادعا کرد اثر همبستگی تاریخی بر ریسک سیستماتیک ازلحاظ اقتصادی چشمگیر است. با احتساب سایر عوامل اصلی ریسک نظیر ارزش، اندازه و مومنتوم در الگوی (5)، درصد سهام دارای رابطۀ معنا‌دار بین همبستگی و ریسک سیستماتیک با افزایش ناچیزی به 15 تا 27 می‌رسد. معنا‌داری اقتصادی این اثر برابر با 98/0 و بالاتر از الگوی (4) است. تأثیر همبستگی تاریخی با عامل اندازه بر بتای 14 تا 25 درصد سهام نمونه دارای اثر اقتصادی معادل 401/0 است. اثر همبستگی بازده با عوامل ارزش و مومنتوم بر بتا به ترتیب در 18 تا 25 درصد و 18 تا 23 درصد سهام نمونه به‌لحاظ آماری معنادار است. اثر اقتصادی آنها به ترتیب برابر 645/0 و 824/0 است که با توجه به دامنۀ بتای سهام، هر دو ضریب ازنظر اقتصادی معنادار است. در ستون آخر محدودیت الزام دست‌کم 24 مشاهدۀ جدول (3) نتایج حاصل از احتساب عامل نقد‌شوندگی ملاحظه می‌شود. درصد سهام دارای رابطۀ معنا‌دار بین همبستگی تاریخی (با عامل بازار) و ریسک سیستماتیک بین 6 تا 18 درصد نمونه (پایین‌تر از الگوی 4) و متوسط معنا‌داری اقتصادی آن 87/0- است؛ بنابراین، اگرچه نتایج اصلی در صورت احتساب نقدشوندگی مانند قبل برقرار است، ضریب مدنظر ازلحاظ اقتصادی معنادار نیست. نسبت‌های مذکور در دوره‌های فرعی دستخوش تغییر شده و بین عوامل ریسک، همبسته است. کاهش معاملات غیرهمزمان شرکت‌های نمونه (با افزایش محدودیت دست‌کم 24 مشاهده به 32)، سبب کاهش معناداری اثر همبستگی بر ریسک سیستماتیک می‌شود. اثر معاملات غیرهمزمان بر ریسک غیرسیستماتیک، قوی‌تر از ریسک سیستماتیک است. طبق نتایج منعکس‌شده در جدول (3) در صورت اعمال محدودیت‌ها در همۀ محدودیت‌ها و در بیشتر زیردوره‌ها، علامت رابطۀ مذکور منفی است؛ به‌طوری که برای نمونه اثر همبستگی با عامل بازار بر ریسک سیستماتیک 5/16 درصد سهام نمونه طی دورۀ زمانی 1385 تا 1393، منفی است و تنها 7/2 درصد سهام، اثر مثبت دارد؛ بنابراین، سهامی که در گذشته همبستگی بالایی با عامل بازار داشته است، احتمالاً ریسک سیستماتیک پایین‌تری دارد.\nنتایج حاصل از بررسی تأثیر مستقیم همبستگی تاریخی با عوامل فراگیر بر بازده سهام در جدول (4) ملاحظه می‌شود.\nجدول (4) نتایج حاصل از بررسی همبستگی بر میانگین بازده\nنتایج حاصل از برازش الگو‌های (7) تا (9) که با توجه به شمارۀ معادلات مرتبط در بخش روش‌شناسی شماره‌گذاری شده است، مبنی بر آزمون تأثیر همبستگی بر بازده سهام در جدول (4) ملاحظه می‌شود. در صورت اعمال محدودیت الزام دست‌کم 24 مشاهده و منظورکردن همبستگی با عامل بازار، فراوانی سهام دارای رابطۀ معنا‌دار همبستگی تاریخی با میانگین بازده، بین 8 تا 22 درصد است. اثر اقتصادی رابطۀ مذکور حدود 435/0 است که در مقایسه با انحراف معیار بازده (145/0) و میانگین بازده (9/0) ازنظر اقتصادی چشمگیر است. چنانکه همبستگی با عوامل بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم در نظر گرفته شود، درصد سهام دارای رابطۀ معنا‌دار بین همبستگی تاریخی با عامل بازار و میانگین بازده به 19 تا 23 درصد، برای همبستگی با عامل اندازه به 15 تا 20 درصد، برای همبستگی با عامل ارزش به 20 تا 25 درصد و برای همبستگی با عامل مومنتوم به 14 تا 21 درصد می‌رسد. اثر اقتصادی همبستگی‌ها به ترتیب برای عامل بازار 725/0، برای عامل اندازه 36/0، برای عامل ارزش 478/0 و برای عامل مومنتوم معادل 362/0 است که نشان‌دهندۀ معنا‌داری این ضرایب ازلحاظ اقتصادی است. برای رسیدن به اطمینان از قوت نتایج، اثر نقدشوندگی در الگوی (8) منظور می‌شود. در این صورت، اثر همبستگی تاریخی با عامل بازار بر میانگین بازده 10 تا 20 درصد سهام نمونه ازنظر آماری معنادار است. اثر اقتصادی رابطۀ اخیر برابر با 353/0 است که معنا‌دار است. همبستگی بازده با عوامل فراگیر بر حدود 20 درصد از بازده سهام موجود در بازار تأثیر می‌گذارد. بدین ترتیب، می‌توان از تغییرات همبستگی تاریخی با عوامل فراگیر ارزش، اندازه، مومنتوم و بازار برای پیش‌بینی میانگین بازده سهام استفاده کرد. همان طور که از نتایج منعکس‌شده در جدول (4) مشخص است، در بیشتر موارد رابطۀ مذکور منفی است؛ بنابراین، سهامی که در گذشته همبستگی بالایی با عوامل فراگیر داشته است، احتمالاً بازده پایین‌تری دارد.\nنتایج حاصل از آزمون تأثیر همبستگی بر رابطۀ بازده - ریسک غیرسیستماتیک در جدول (5) ملاحظه می‌شود.\nجدول (5) نتایج حاصل از بررسی تأثیر همبستگی بر رابطۀ بازده - ریسک غیرسیستماتیک\nجدول (5) شامل نتایج حاصل از برازش الگو‌های (10) تا (13) است که با توجه به شمارۀ معادلات مرتبط در بخش روش‌شناسی شماره‌گذاری شده است و بر آزمون تأثیر همبستگی بر رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و بازده سهام در چهارچوب الگوی گارچ مبتنی است. ستون اول جدول (5) (الگوی (10)) نشان‌دهندۀ درصد سهامی است که متضمن رابطۀ معنا‌دار بین ریسک غیرسیستماتیک و بازده سهام است. در دو ستون بعدی، همبستگی تاریخی با عامل بازار (الگوی 11)، عوامل مومنتوم، ارزش، اندازه و بازار (الگوی 12) منظور شده است. الگوی (13) همان الگوی (10) به علاوۀ عامل نقدشوندگی است. لحاظ‌کردن عامل نقدشوندگی در الگوی (11) نیز در قالب الگوی (14) نمایان می‌شود. اگر همبستگی تاریخی قادر به تبیین رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک و بازده سهام باشد، باید در صورت لحاظ‌کردن همبستگی با عوامل فراگیر در الگو‌ها، نسبت سهام دارای رابطۀ معنادار بین ریسک و بازده کاهش یابد؛ برای مثال، درصد سهام دارای رابطۀ معنادار ریسک غیرسیستماتیک و بازده زیر الگوی (8) باید پایین‌تر از الگو‌های (11) و (12) باشد. الگو‌های (13) و (14) نشان‌دهندۀ تحلیل قوت نتایج نسبت به نقدشوندگی است. تصریح معادلۀ الگوی (13) همانند الگوی (10) است؛ با این تفاوت که ریسک نقدشوندگی در معادلۀ میانگین الگوی (13) لحاظ شده است. الگوی (14) ماحصل افزودن نقدشوندگی به الگوی (11) است. در صورت قوت نتایج نسبت به ریسک نقدشوندگی، تفاوت بین الگو‌های (13) و (14) باید مشابه تفاوت الگو‌های (10) و (11) باشد. درصد سهام متضمن رابطۀ معنا‌دار بین ریسک غیرسیستماتیک و میانگین بازده در صورت احتساب همبستگی تاریخی با عامل بازار کاهش می‌یابد؛ اما تفاوت آن اندک است (به نتایج الگوهای 10 و 11 توجه فرمایید). با ملحوظ‌کردن همبستگی تاریخی با عوامل بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم (الگوی 12)، احتمال معنا‌داری رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک - بازده در کل دورۀ زمانی کاهش می‌یابد. در الگوی (14) افزودن همبستگی تاریخی با عامل بازار موجب شده است درصد سهام متضمن رابطۀ معنادار ریسک غیرسیستماتیک و بازده طی دوره‌های فرعی، (نسبت به الگوی 13) کاهش و طی کل دورۀ زمانی افزایش یابد؛ بنابراین، نمی‌توان ادعا کرد همبستگی تاریخی با عوامل ریسک فراگیر مسبب رابطۀ میانگین بازده و ریسک غیرسیستماتیک است؛ اما در برخی الگوها می‌توان اثر همبستگی را تأیید کرد.\nنتایج حاصل از بررسی ویژگی‌های شرکتی بر رابطۀ بین تغییرات همبستگی تاریخی با ریسک سهامبرای محدودیت الزام دست‌کم 24 مشاهده در جدول (6) خلاصه شده است.\nجدول (6) بررسی اثر ویژگی‌های شرکت بر رابطۀ همبستگی با ریسک‌های غیرسیستماتیک و سیستماتیک\nارزش بازار/ ارزش دفتری\n(الف) اثر ویژگی‌های شرکتی بر رابطۀ همبستگی - ریسک غیرسیستماتیک\n(ب) اثر ویژگی‌های شرکتی بر رابطۀ همبستگی - ریسک سیستماتیک\n* معنا‌داری در سطح 10% ** معنا‌داری در سطح 5% ***معنا‌داری در سطح 1%\nالگوهای منعکس در جدول (6) برحسب شمارۀ ذکرشده در بخش روش‌شناسی ارائه شده است. با این توضیح که الگوهای 1-1 و 4-1 با استفاده از رگرسیون لجستیک و الگوهای 2-1 و 2-4 با استفاده از رگرسیون توبیت برازش می‌شود. الگوی 3-1 و 3-4 نیز معیار اندازۀ شرکت و ارزش دفتری کل دارایی‌هاست. در الگوی 4-1 و 4-4 تنها تأثیر ناشی از شفافیت اطلاعاتی بدون احتساب متغیرهای کنترل بررسی می‌شود. الگو‌های اخیر آزمون قوتی است که بابت هم‌خطی احتمالی متغیرهای اصلی (اندازه و گردش سهام) با سایر متغیرهای کنترل انجام می‌شود. نتایج به‌دست‌آمده نشان می‌دهد رابطۀ به‌شدت معنادار مشخصی بین اندازۀ شرکت و گردش سهام به‌منزلۀ شاخص‌های شفافیت اطلاعاتی و احتمال مشاهدۀ رابطۀ ریسک غیرسیستماتیک-همبستگی شمردنی نیست؛ البته احتمال مشاهدۀ رابطۀ معنادار همبستگی و ریسک غیرسیستماتیک سهام با گردش پایین‌تر دور از انتظار نیست. رابطۀ اخیر از سایر ویژگی‌های شرکتی تأثیر نمی‌گیرد. طبق نتایج منعکس در بخش «ب» جدول (6) متغیر گردش سهام و اندازه به‌منزلۀ شاخص‌های شفافیت اطلاعاتی شرکت‌ها در بیشتر الگوها هیچ‌گونه معنا‌داری آماری ندارد؛ بنابراین، عدم شفافیت اطلاعاتی شرکت قادر نیست احتمال اثر معنا‌دار همبستگی تاریخی بر ریسک سیستماتیک را تعیین کند.\nنتایج پژوهش نشان می‌دهد همبستگی تاریخی بازده با عوامل ریسک فراگیر نظیر مومنتوم، اندازه، ارزش و بازار قادر است بر ریسک غیرسیستماتیک، سیستماتیک و بازده سهام تأثیر بگذارد. شواهد به‌دست‌آمده نشان‌دهندۀ رابطۀ معکوس همبستگی تاریخی با ریسک غیرسیستماتیک، سیستماتیک و بازده سهام است و یافتۀ وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) را به چالش می‌کشد. آنها نشان دادند ریسک غیرسیستماتیک و سیستماتیک یک‌سوم سهام موجود در بازار از همبستگی تاریخی با عوامل فراگیر تأثیر می‌گیرد و این رابطه به‌طور معمول، مثبت است؛ یعنی سهامی که در گذشته با عوامل ریسک بازار همبستگی بالایی داشت، ریسک بالاتری دارد و میانگین بازده سهام به‌طور مستقیم از همبستگی تاریخی تأثیر نمی‌گیرد. باید توجه داشت ریسک سیستماتیک و غیرسیستماتیک به‌طور معمول، از منظر الگو‌های قیمت‌گذاری دارایی سنجیده می‌شود. بدیهی است در این صورت، اعتبار الگوی قیمت‌گذاری به‌طور تلویحی پذیرفته می‌شود و سنجه‌های ریسک در چهارچوب آن تعیین می‌شود. بحث اعتبار الگو‌های قیمت‌گذاری یکی از چالش‌های دانش مالی است و نمی‌توان ادعا کرد بازده دارایی و عوامل تبیین‌کنندۀ آن به‌طور صحیح در این الگو‌ها لحاظ شده است. این مسئله به‌ویژه در بازارهای در حال توسعه‌ای نظیر ایران صدق می‌کند. نکتۀ دیگری که دربارۀ ریسک غیرسیستماتیک مطرح است، جایگاه تنوع‌بخشی در سبد سرمایه‌گذاران بورس اوراق بهادار تهران است. طبق آمار شرکت سپرده‌گذاری مرکزی، سبد حدود 67 درصد سرمایه‌گذاران طی سال‌های 1378 تا 1389 تنها شامل یک سهم بوده است. حال آنکه تنها حدود 5 درصد سرمایه‌گذاران سبدی متشکل از 4 سهم یا بیشتر دارند. این امر می‌تواند جایگاه متفاوتی برای قیمت‌گذاری ریسک مذکور ایجاد کند و مستلزم پژوهش‌های بیشتری است. براساس نتایج ارائه‌شده و در تأیید وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) نمی‌توان ادعا کرد همبستگی‌های تاریخی با عوامل فراگیر به روشن‌شدن رابطۀ میانگین بازده و ریسک غیرسیستماتیک کمک می‌کند. شواهدی مبنی بر وجود ارتباط بین همبستگی تاریخی شرکت‌های با شفافیت اطلاعاتی پایین‌تر و ریسک غیرسیستماتیک یافت نشد. رابطۀ بین همبستگی تاریخی بازده با عوامل فراگیر و ریسک غیرسیستماتیک شرکت‌های با گردش سهام پایین‌تر ازنظر آماری معنا‌دار است؛ به عبارت دیگر، همبستگی تاریخی بر ریسک غیرسیستماتیک اینگونه شرکت‌ها اثر قوی‌تری دارد. یافته‌های به‌دست‌آمده نشان داد احتمال مشاهدۀ رابطۀ معنادار همبستگی و ریسک غیرسیستماتیک سهام با گردش پایین‌تر دور از انتظار نیست؛ اما این ارتباط برای شرکت‌های کوچک‌تر متصور نیست؛ در حالی که وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) نشان دادند بین همبستگی تاریخی و ریسک غیرسیستماتیک شرکت‌های کوچک‌تر رابطۀ معنا‌داری برقرار است. نتایج به‌دست‌آمده دربارۀ رابطۀ همبستگی تاریخی و ریسک سیستماتیک، یافته‌های وازلوبنیا و مشچریاکف (2014) را به چالش می‌کشد؛ زیرا آنها نشان دادند رابطۀ همبستگی تاریخی و ریسک سیستماتیک شرکت‌های بزرگ‌تر با گردش سهام پایین‌تر به‌لحاظ آماری معنا‌دار است. این امر ممکن است ناشی از این واقعیت باشد که اندازۀ شرکت شاخص مناسبی برای شفافیت اطلاعاتی نباشد. این مسئله می‌تواند در پژوهش‌های بعدی به‌طور دقیق‌تری بررسی شود. نتایج این پژوهش دربارۀ تأثیر همبستگی تاریخی بر میانگین بازده تأییدکنندۀ نتایج بالی و انگل (2010) و کریشنان و همکاران (2009) است و نشان می‌دهد همبستگی تاریخی به‌صورت منفی قیمت‌گذاری شده است. لزوم بهینه‌سازی سبد برای همۀ فعالان بازار به‌ویژه سرمایه‌گذاران نهادی اهمیت زیادی دارد. تحلیل ایستای سبد بدون درنظرگرفتن تغییرات همبستگی در طی زمان می‌تواند سرمایه‌گذاران را در معرض خطر قرار دهد. تغییرات همبستگی بازده دارایی‌ها بدون بررسی لزوم تجدید ساختار سبد سبب می‌شود ریسک سبد دستخوش تغییر شود و موازنۀ بازده - ریسک از حالت تعادل خارج شود. این امر ممکن است در شرایط افت بازار، زیان‌های زیادی به سرمایه‌گذاران تحمیل کند؛ بنابراین، توصیه می‌شود جایگاه پویایی ساختار همبستگی در بهینه‌سازی سبد مدنظر قرار گیرد.\n. تغییر همبستگی بازده اوراق بهادار در گذر زمان سبب بروز «ریسک همبستگی» می‌شود.\n. Ang & Bekaert\n. Bertero & Mayer\n. Kallberg & Pasquariello\n. King & Wadhwani\n. Lee, Lin & Yang\n. Autoregressive Conditional Heteroskedasticity (ARCH)\n. Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity (GARCH)\n. Factor ARCH Framework\n. Vozlyublennaia & Meshcheryakov\n. Dynamic Correlation Structure of Returns\n. به‌جای همبستگی زوجی سهام، بر همبستگی سهام با عوامل ریسک بازار تأکید می‌شود؛ زیرا این کوواریانس ازنظر سرمایه‌گذاران برای تعریف ریسک سیستماتیک مربوط‌تر است.\n. Andersen & Hansen\n. Goetzmann, Li & Rauwenhorst\n. Longin & Solnik\n. Krishnan, Petkova & Ritchken\n. Hong, Tu & Zhou\n. Driessen, Maenhout & Vilkov\n. Buraschi, Kosowski & Trojani\n. Fama & MacBeth\n. Barunik, Koˇcenda, & V´acha\n. Özteka & Öcal\n. حذف شرکت‌های زیان‌ده به تبعیت از فاما و فرنچ (1993) برای محاسبۀ عوامل اندازه (SMB) و ارزش (HML) ضروری است.\n. در بخشی از این پژوهش از متغیرهای بنیادین شرکت‌ها مانند اهرم مالی استفاده می‌شود. با توجه به تفاوت چشمگیر ساختار سرمایۀ شرکت‌های واسطه‌گری مالی و تفاوت چشمگیر نسبت‌های اهرمی این قبیل شرکت‌ها با شرکت‌های تولیدی، در صورت لحاظ‌کردن این شرکت‌ها در نمونه، مشاهدات آنها نسبت به سایر داده‌ها دورافتاده می‌شد و نتایج حاصل از رگرسیون را مخدوش می‌کرد؛ به همین دلیل شرکت‌های واسطه‌گری مالی از نمونه حذف شد.\n. تعداد شرکت‌های نمونه در صورت اعمال محدودیت 24 به‌طور متوسط برابر 172، با اعمال محدودیت 28 برابر 151 و با احتساب محدودیت 32 معادل 121 شرکت است.\n. همبستگی تاریخی بازده سهام با ریسک بازار مهم‌ترین عامل ریسک سیستماتیک است؛ بنابراین، تأثیر آن بر ریسک غیرسیستماتیک به‌صورت مجزا در نظر گرفته می‌شود.\n. Pastor & Stambaugh\n. Acharya & Pedersen\n. از آنجا که نقدشوندگی بازار به اندازۀ عوامل ریسک بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم تغییر نمی‌کند، اثر همبستگی با نقدشوندگی در الگوی گارچ، ناچیز است و به همین دلیل لحاظ نمی‌شود.\n. دلیل استفاده از قدرمطلق آن است که متوسط مقدار اثر، صرف نظر از جهت ارزیابی شود.\n. برای قضاوت دربارۀ اثر همبستگی تاریخی بر میانگین بازده سهام از تحلیل فراوانی ضرایب معنادار استفاده می‌شود.\n. Huang, Liu, Rhee & Zhang\n. Cao, simin & Zhao\n. Brown &Kapadia\n. Dennis & Strickland\n. Wei & Zhang\n. Malkiel & Xu\n. براندت، براو، گراهام و کومار (2010) نشان می‌دهند نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری بالاتر ممکن است نشان‌دهندۀ قیمت پایین‌تر بازار باشد. در این صورت سهام برای سفته‌بازان جذاب‌تر می‌شود و این امر سبب ریسک بالاتر می‌شود. این امر به مفهوم رابطۀ مثبت نسبت ارزش ارزش بازار به ارزش دفتری و ریسک غیرسیستماتیک است. مالکیت نهادی نشان‌دهندۀ میزان افشای اطلاعات و در نتیجه ریسک انتخاب نامناسب است؛ به‌طوری که هرچه میزان مالکیت نهادی بالاتر باشد، اطلاعات بیشتری منتشر می‌شود و ریسک انتخاب نامناسب کاهش می‌یابد. مالکان نهادی دسترسی بیشتری به اطلاعات دارند؛ بنابراین، هرچه سهم مالکیت نهادی بالاتر باشد، اطلاعات بهتر و بیشتر در قیمت سهم منعکس می‌شود و این امر سبب کاهش نوسانات سهم می‌شود. مالکیل و ژو (2003) نشان می‌دهند رشد سود موردانتظار هر سهم، نوسانات غیرسیستماتیک را افزایش می‌دهد. به بیان کائو و ژو (2010) پروژه‌های ریسکی‌تر ظرفیت سودآوری بالاتری دارد؛ بنابراین، مشاهدۀ رابطۀ مثبت سودآوری و ریسک غیرسیستماتیک بعید نیست. به همین دلیل، متغیرهای مذکور ممکن است بر احتمال مشاهدۀ ارتباط معنا‌دار بین همبستگی تاریخی و ریسک مؤثر واقع شود؛ بنابراین، اثر آن کنترل می‌شود.\n. افزایش مالکیت حقوقی سبب کاهش ریسک غیرسیستماتیک می‌شود؛ زیرا مالکان حقوقی به‌دلیل صرفۀ مقیاس، تخصص و دسترسی بیشتر به اطلاعات، سبب شفافیت اطلاعاتی و نزدیک‌شدن قیمت‌ها به ارزش ذاتی می‌شوند و بدین نحو، سبب می‌شوند نوسانات سهام کاهش یابد.\n. بدین مفهوم که اگر ریسک اوراق بهادار به‌دلیل اثر همبستگی تاریخی بازده با عامل بازار، اندازه، ارزش و مومنتوم 1 درصد تغییر کند، واریانس بازده سهام برای عامل بازار 7/70 درصد، برای عامل اندازه 36 درصد، برای عامل ارزش\n49 درصد و برای عامل مومنتوم 72 درصد تغییر می‌کند.\n. فرضیه‌های الگو‌های مالی کلاسیک مبنی بر تنوع‌بخشی کامل سبد و حذف کامل ریسک غیرسیستماتیک است؛ درنتیجه بازده سهام از ریسک غیرسیستماتیک تأثیر نمی‌گیرد؛ اما اگر نتوان سبد را به علت موانع بازار متنوع کرد، ریسک غیرسیستماتیک بر قیمت تعادلی دارایی تأثیر می‌گذارد. نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش‌ها در این زمینه متضاد است. برخی پژوهشگران معتقدند بین ریسک غیرسیستماتیک و بازده رابطه وجود ندارد، برخی عقیده دارند رابطۀ بین ریسک غیرسیستماتیک و بازده، مستقیم است و برخی رابطۀ این دو متغیر را معکوس می‌دانند.\n1- باقرزاده، ح. سالم، ع. (1394). رابطۀ بین‌دوره‌ای ریسک و بازده با استفاده از همبستگی‌های شرطی پویا و تغییرات زمانی بتا، فصل نامه مالی دانشگاه تهران، (1)17: 20-1.\n2- راعی، ر.؛ فرهادی، ر. و شیروانی، ا. (1390). رابطه در گذر زمان بین بازده و ریسک. شواهدی از الگوی قیمت گذاری دارایی سرمایه ای در گذر زمان،(ICAPM). چشم انداز مدیریت و حسابداری، 2، 140-125\n3-پاکیزه، ک. (1389). تاطم و بازده بازار: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران و بورس های بین الملل، فصل نامه تحقیقات مدل سازی اقتصادی، (2)1،20-1.\n4-امیری، ش.؛ همایون‌فر، م.؛ کریم‌زاده، م. و فلاحی؛ م. (1394). بررسی همبستگی پویا بین دارایی‌های عمده در ایران با استفاده از روش DCC-GARCH ، پژوهش‌های رشد و توسعه پایدار (پژوهش‌های اقتصادی). (2)15، 201-183.\n Acharya, V., & Pedersen, L. (2005). Asset pricing with liquidity risk. Journal of Financial Economics, 77 (2), 375–410. Doi: 10.1016.\n Amihud, Y. (2002). Illiquidity and stock returns: Cross-section and time-series effects. Journal of Financial Markets, 5, 31–56. Doi=10.1.1.145.9505&rep=rep1& type=pdf.\n Amihud, Y., & Mendelson, H. (1986). Asset pricing and the bid–ask spread. Journal of Financial Economics, 17, 223–249. Doi.org/10.1016/0304-405X (86)90065-6.\n Amiri, S., Homayounifar, M., Karimzadeh, M., & Falahi, M. A. (2015). Examination of dynamic correlation between major assets in Iran by DCC-GARCH approach. Quarterly Journal of Economic Research, 15 (2), 183-201. (in persian).\n Andresen, T., & Hansen, P. R. (2010). Asymmetric Sorrelation of Stock Portfolios Evidence from the Danish Market. (Master Thesis), Copenhagen Business School.\n Ang, A., & Bekaert, G. (2002). International asset allocation with regime shifts. Review of Financial Studies, 15, 1137-1187. https://Doi.org/10.1093/rfs/15.4.1137.\n Ang, A., & Chen, J. (2002). Asymmetric correlations of equity portfolios. Journal of Financial Economics, 63, 443–494. https://Doi.org/10.1016/S0304-405X(02)00068-5.\n Ang, A., Chen, J., & Xing, Y. (2006). Downside risk. Review of Financial Studies, 19, 1191-1239. DOI: 10.4236/jmf.2018. 81011.\n Bagherzadeh, H., & Salem, A. (2015). The intertemporal relationship between risk and return with dynamic conditional correlation and time-varying beta. The Journal of Financial Research, 17 (1), 1-20. (in persian).\n Bali, T. G., & Engle, R. (2010). The intertemporal capital asset pricing model with dynamic conditional correlations. Journal of Monetary Economics, 57 (4), 377-390. Doi: 10.1016/j.jmoneco.2010.03. 002.\n Barunik, J., Koˇcenda, E., & V´acha, L. (2016). Gold, oil and stocks: Dynamic correlations. International Review of Economics & Finance, 42, 186-201.\n Bertero, E., & Mayer, C. (1990). Structure and performance: Global interdependence of stock markets around the crash of October. European Economic Review, 34 (6), 1155-1180. https://Doi.org/10.1016/0014-2921(90)90073-8.\n Bollerslev, T. (1986). Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity. Journal of Econometrics, 31 (3), 307–327. https://Doi.org/10.1016/0304-4076(86) 90063-1.\n Bollerslev, T., Engle, R. F., & Wooldridge, J. M. (1988). A capital asset pricing model with time-varying covariances. Journal of Political Economy, 96 (1), 116–131. Doi:10.1086/261527.\n Brandt, M. W., Brav, A., Graham, J. R., & Kumar, A. (2010). The idiosyncratic volatility puzzle: Time trend or speculative episode? Review of Financial Studies, 23, 863-899.\n Brown, G., & Kapadia, N. (2007). Firm-Specific risk and equity market development. Journal of Financial Economics, 84, 358-388. https://Doi.org/10.1016/j.jfineco.2006. 03.003.\n Buraschi, A., Kosowski, R., & Trojani, F. (2011). When there is no place to hide: Correlation risk and the cross-section of hedge fund returns, (Working paper). Available at:http://efa2011.efa-online.org/fisher.osu.edu/blogs/efa2011/files/APE_9_3.pdf. https://Doi.org/10,1111/ j.1540-6261,.2009,.01533.x.\n Cao, C., Simin, T., & Zhao, J. (2008). Can growth options explain the trend in idiosyncratic risk? Review of Financial Studies, 21 (6), 2599–2633. https://Doi.org/10.1093/rfs/hhl039.\n Cao, X., & Xu, Y. (2010). Long-run idiosyncratic volatilities and cross-sectional stock returns. University of Texas at Dallas. (Working Paper). Available at: https://ssrn.com/abstract=1569945 or http://dx.Doi.org/10.2139/ssrn.1569945.\n Carhart, M. M. (1997). On persistence in mutual fund performance. Journal of Finance, 52, 57–82.\n Dennis, P., & Strickland, D. (2004). The determinants of idiosyncratic volatility. (Working paper). Available at: http://media.terry.uga.edu/documents/finance/strickland.pdf. Doi/abs/10.1111/j.1540-6261. 2009.01467.x.\n Driessen, J., Maenhout, P. J., & Vilkov, G. (2009). The price of correlation risk: Evidence from equity options. The Journal of Finance, 64 (3), 1377–1406.\n Engle, R. (1982). Autoregressive conditional heteroscedasticity with estimates of the variance of United Kingdom inflation. Econometrica, 50 (4), 987–1007. DOI: 10.2307/1912773.\n Engle, R. F. (2002). Dynamic conditional correlation: A simple class of multivariate generalized autoregressive conditional heteroskedasticity models. Journal of Business and Economic Statistics, 20, 339–350.Doi/abs/10.1198/0735001022886 18487.\n Fama, E. F., & French, K. R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of Financial Economics, 33, 3–56. Doi=10.1.1.139.5892&rep=rep1&type=pdf.\n Fama, E. F., & French, K. R. (2004). New lists: Fundamentals and survival rates. Journal of Financial Economics, 73 (2), 229-269. https://Doi.org/10.1016/j.jfineco. 2003.04.001.\n Fama, E., & MacBeth, J. (1973). Risk, return and equilibrium: Empirical tests. Journal of Political Economy, 81, 607-636. Doi/abs/10.1086/260061.\n Goetzmann, W., Li, L., & Rouwenhorst, G. (2005). Long term global market correlations. Journal of Business, 78, 1-38. DOI: 10.1086/426518.\n Hong, Y., Tu, J., & Zhou, G. (2007). Asymmetries in stock returns: Statistical tests and economic evaluation. Review of Financial Studies, 20 (5), 1547–1581. DOI: 10.1093/rfs/hhl037.\n Huang, W., Liu, Q., Rhee, S., & Zhang, L. (2010). Return reversal, idiosyncratic risk and expected returns. The Review of Financial Studies, 23 (1), 147-168.\n Kallberg, J., & Pasquariello, P. (2008). Time-series and cross-sectional excess comovement in stock indexes. Journal of Empirical Finance, 15, 481–502. https://Doi.org/10.1016/j.jempfin.2007.06.002.\n King, M., & Wadhwani, S. (1990). Transmission of volatility between stock markets. Review of Financial Studies, 3, 5-33. http://dx.Doi.org/10.,1093/rfs/3,1,5.\n Koch, P. D. & Koch, T. W. (1991). Evolution in dynamic linkages across national stock indexes. Journal of International Money and Finance, 10, 231-251. https://Doi.org/10.1016/0261-5606(91)90037.\n Krishnan, C., Petkova, R., & Ritchken, P. (2009). Correlation risk. Journal of Empirical Finance, 16, 353–367.\n Lee, S. C., Lin, C. T., & Yang, C. K. (2011). The asymmetric behavior and procyclical impact of asset correlations. Journal of Banking & Finance, 35, 2559–2568. http://dx.Doi.org/10.1016/j.jbankfin. 2011.02.014.\n Longin, F., & Solnik, B. (2001). Correlation structure of international equity markets during extremely volatile periods. Journal of Finance, 56, 649-676. DOI: 10.1111/0022-1082.00340.\n Malkiel, B. G., & Xu, Y. (2003). Investigating the behavior of idiosyncratic volatility. Journal of Business, 76, 613-644. DOI: 10.1086/377033.\n Markowitz, H. (1952). Portfolio Selection. The Journal of Finance, 7 (1), 77-91. DOI: 10.4236/am.2012.330210.\n Merton, R. C. (1973). An intertemporal asset pricing model. Econometrica, 41, 867-887. https://Doi.org/10.1016/0304-405X(79)90016-3.\n Oztek, M., & Ocal, N. (2017). Financial crises and the nature of correlation between commodity and stock markets. International Review of Economics & Finance, 48,56-68.\n Pakizeh, K. (2011). Volatility and Return (Empirical Evidence from Tehran and International Stock Exchanges). Journal of Economic Modeling Research, 1 (2), 1-20. (in persian).\n Pastor, L., & Stambaugh, R. (2003). Liquidity risk and expected stock returns. Journal of Political Economy, 111 (3), 642–685. http://dx.Doi.org/10.1086/374184.\n Raei, R., Farhadi, R., & Shirvani, A. (2012). Relation of return and risk in pass of time: Evidence from Intertemporal Capital Asset Pricing Model. Journal of Financial Management Perspective, 2, 125-140. (in persian).\n Vozlyublennaia, N., & Meshcheryakov, A. (2014). Dynamic correlation structure and security risk. Journal of Economics and Business, 73, 48-64. http://dx.Doi.org/10.1016/j.jeconbus.2014. 01. 003.\n Wei, S., & Zhang, C. (2006). Why did individual stocks become more volatile? Journal of Business, 79 (1), 259–292. DOI: 10.1086/497411.


قیمت و خرید اکشن فیگور شبگرد NightWing سری بتمن هاش با طراحی بسیار شیک - دالیدل\nاکشن فیگور شبگرد NightWing سری بتمن هاش\nاکشن فیگور شبگرد نایت وینگ Nigth Wing با ارتفاع 16 سانتی متر از فیلم سینمایی انیمیشن بتمن هاش\nشناسه محصول: 7083 دسته: اکشن فیگور و مدل, بالای شش سال, شخصیت کارتونی, عروسک پسرانه برچسب: اسباب بازی قهرمانان مارول, اکشن فیگور اسباب بازی لگو بتمن هاش\nمشخصات اکشن فیگور شبگرد NightWing\nاکشن فیگور شبگرد NightWing که در اینجا مشاهده می کنید، براساس شخصیت های انیمیشن بتمن هاش ساخته شده است. این اکشن فیگور دارای ۱۶ سانتی متر ارتفاع می باشد. اکشن فیگور شبگرد نایت وینگ سری بتمن هاش از ناحیه گردن، کتف، آرنج، کمر و زانو قابلیت حرکت دارد.