پویایی‌های رابطۀ متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 گروه اقتصادسنجی دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران، تهران، ایران.

2 گروه مدیریت دانشکده مدیریت دانشگاه تهران، تهران، ایران.

3 گروه اقتصاد مالی دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران و پژوهشگر پژوهشکدۀ پولی و بانکی بانک مرکزی، تهران، ایران.

چکیده

مطالعات گسترده‌ای رابطۀ بین نوسان‌های بازار سهام و متغیرهای کلان را بررسی کرده‌اند. در این پژوهش برای پیشبرد مطالعات این حوزه از الگوی اقتصادسنجی VARX-DCC-GARCH استفاده شده است. از مزیت‌های به‌کارگیری این الگو به این موارد می‌توان اشاره کرد: بررسی اثرگذاری نوسان‌های متغیرها در سطح میانگین و واریانس(نوسان‌پذیری) در قالب یک الگو، درنظرگرفتن متغیر قیمت نفت به‌عنوان یک متغیر برونزای اثرگذار بر روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت و متغیر در طول زمان درنظرگرفتن همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرها. برای برآورد الگو از داده‌های ماهانۀ 1392-1381 برای اقتصاد ایران و بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. براساس نتایج این الگو، متغیرهای نرخ ارز، تورم و قیمت نفت هر سه اثری مثبت در بلندمدت بر شاخص سهام دارند و نرخ ارز اثر بیشتری دارد. همچنین شوک‌های کوتاه‌مدت قیمت نفت، اثر بیشتری بر شاخص سهام دارد. همچنین بررسی همبستگی بین نوسان‌پذیری‌ها نشان می‌دهد نوسان‌پذیری نرخ ارز، اثری مثبت بر نوسان‌پذیری شاخص سهام دارد. این همبستگی در سال‌های 1387 تا 1392 تشدید شده است. همچنین نوسان‌پذیری تورم، همبستگی مثبت ضعیفی با نوسان‌های شاخص سهام دارد و نوسان‌پذیری قیمت نفت با نوسان‌پذیری بازار سهام همبستگی ندارد.     
 

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Dynamics of the Relation between Macroeconomic Variables and Stock Market Index

نویسندگان [English]

  • Hossein Abbasinejad 1
  • Shapour Mohammadi 2
  • Sajad Ebrahimi 3
1 Econometrics Dept., Faculty of Economics University of Tehran, Tehran, Iran
2 Management Dept., Faculty of Management, University of Tehran, Tehran, Iran.
3 Financial Economics Dept., Faculty of Economics, University of Tehran and Researcher of Central Bank's Monetary and Banking Research Institute, Tehran, Iran.
چکیده [English]

The relation between macroeconomic variables and stock market index has been vastly investigated in previous studies. To contribute to the literature, this study employs the VARX-DCC-GARCH econometric model. The advantages of using this new model are the consideration of variable change effectiveness in different moment levels (mean and variance of changes), inclusion of oil price as an exogenous variable that has short-run and long-run effects in this model, and the consideration of time series correlation between volatility of the variables. This model is estimated for the period of 1381 to 1391 by using Iran economic and the Tehran Stock Exchange monthly data. Results show that exchange rate, inflation and oil price have a positive effect on stock index in the long run, and the exchange rate has the strongest effect. Also in the short run horizon, oil price shocks have stronger effect on the stock index. Estimated time-varying correlations between variables volatility show that exchange rate volatility has a positive effect on stock market volatility. This correlation is reinforced during 1387 to 1391. In addition, inflation volatility has weak positive correlation with stock index volatility, while oil price volatility does not show any significant effect on stock index volatiliry.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Volatility
  • macroeconomic variables
  • stock market index
  • Exchange rate
  • Inflation
  • oil price

پویایی‌های رابطۀ متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام

 

حسین عباسی‌نژاد1، شاپور محمدی2، سجاد ابراهیمی3*

1- استاد گروه اقتصادسنجی دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران، تهران، ایران.

habasi@ut.ac.ir

2- دانشیار گروه مدیریت دانشکده مدیریت دانشگاه تهران، تهران، ایران.

shmohammadi@gmail.com

3- دکترای اقتصاد گروه اقتصاد مالی دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران و پژوهشگر پژوهشکدۀ پولی و بانکی بانک مرکزی، تهران، ایران.

ebrahimi_s@ut.ac.ir

 

چکیده

مطالعات گسترده‌ای رابطۀ بین نوسان‌های بازار سهام و متغیرهای کلان را بررسی کرده‌اند. در این پژوهش برای پیشبرد مطالعات این حوزه از الگوی اقتصادسنجی VARX-DCC-GARCH استفاده شده است. از مزیت‌های به‌کارگیری این الگو به این موارد می‌توان اشاره کرد: بررسی اثرگذاری نوسان‌های متغیرها در سطح میانگین و واریانس(نوسان‌پذیری) در قالب یک الگو، درنظرگرفتن متغیر قیمت نفت به‌عنوان یک متغیر برونزای اثرگذار بر روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت و متغیر در طول زمان درنظرگرفتن همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرها. برای برآورد الگو از داده‌های ماهانۀ 1392-1381 برای اقتصاد ایران و بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. براساس نتایج این الگو، متغیرهای نرخ ارز، تورم و قیمت نفت هر سه اثری مثبت در بلندمدت بر شاخص سهام دارند و نرخ ارز اثر بیشتری دارد. همچنین شوک‌های کوتاه‌مدت قیمت نفت، اثر بیشتری بر شاخص سهام دارد. همچنین بررسی همبستگی بین نوسان‌پذیری‌ها نشان می‌دهد نوسان‌پذیری نرخ ارز، اثری مثبت بر نوسان‌پذیری شاخص سهام دارد. این همبستگی در سال‌های 1387 تا 1392 تشدید شده است. همچنین نوسان‌پذیری تورم، همبستگی مثبت ضعیفی با نوسان‌های شاخص سهام دارد و نوسان‌پذیری قیمت نفت با نوسان‌پذیری بازار سهام همبستگی ندارد.     

 

واژه‌های کلیدی: نوسان‌پذیری، متغیرهای کلان، شاخص کل بازار سهام، نرخ ارز، تورم و قیمت نفت.

 


 

 

مقدمه

بازار سهام یکی از بازارهای مالی مهم در هر کشور است که نقش تجهیز و تخصیص منابع مالی در اقتصاد را بر عهده دارد. با توجه به این وظیفۀ بازار سهام، رصد وضعیت و نوسان‌های بورس اوراق بهادار از منظر سه گروه اهمیت دارد. اولین گروهی که وضعیت بورس اوراق بهادار و سهام را دنبال می‌کنند، افراد دارای منابع مالی یا به عبارت دیگر پس‌اندازکنندگان در جامعه هستند که می‌خواهند سبد دارایی خود را تشکیل دهند و ازاین‌رو تمامی بازار‌های مالی و دارایی را برای تشکیل سبد دارایی مناسب رصد می‌کنند. گروه دیگر که وضعیت بازار سهام و نوسان‌هایش برای آن‌ها مهم است، بنگاه‌های اقتصادی و شرکت‌ها یا همان متقاضیان منابع مالی هستند. رونق و رکود بازار سهام بر ‌نحوۀ دستیابی شرکت‌ها به منابع مالی و در نتیجه عملکرد شرکت‌ها اثرگذار خواهد بود. گروه سومی که نوسان‌ها و وضعیت بازار سهام را پیگیری می‌کنند، سیاست‌گذاران و مسئولان اقتصادی هستند. طبیعی است که بازار سهام بخش زیادی از منابع مالی کشور را تخصیص می‌دهد و نحوۀ تخصیص منابع مالی بر عملکرد بخش حقیقی اقتصاد، اثرگذاری مستقیمی دارد؛ بنابراین نوسان‌های بازار سهام برای بیشترکارگزاران اقتصادی اهمیت زیادی دارد. ازاین‌رو در مطالعات تجربی و نظری، ماهیت تغییرات و نوسان‌های بازار سهام و عوامل تغییردهندۀ شاخص‌های قیمتی بازار سهام بررسی می‌شود. برای بررسی عوامل مؤثر بر قیمت و بازده بازار سهام، الگو‌های قیمت‌گذاری ارائه شده است که باید نحوۀ اثرگذاری عوامل مختلف بر قیمت سهام و در نتیجه نوسان‌های کل بازار را از مجرا و کانال این الگو‌ها بررسی کرد. اهمیت قیمت‌گذاری دارایی‌های مالی باعث پیدایش نظریه­ها و الگو­های گوناگون در نیم قرن اخیر شده است[1]. یکی از مهم‌ترین نتایج مطالعات نظری و تجربی دربارۀ عوامل اثرگذار بر بازار سهام و قیمت دارایی‌ها این بود که ریسک نظام‌مند بازار سهام به یک عامل بستگی ندارد و عوامل متعددی می‌تواند بر محیط بازار اثرگذار باشد [۱۸]. ازاین‌رو نقش متغیرهای کلان اقتصادی در الگوهای قیمت‌گذاری دارایی‌ها و نوسان قیمت سهام اهمیت پیدا کرد.

با توجه به نظریه‌های قیمت‌گذاری اشاره‌شده، تغییرات و نوسان‌های متغیرهای کلان، اثر مستقیمی بر قیمت و بازده سهام شرکت‌ها و شاخص قیمتی کل بازار سهام دارد. به‌طور کلی اثر تغییرات متغیرهای کلان بر شاخص‌های قیمتی بازار سهام را  در دو نوع رابطه می‌توان بررسی کرد. اولین رابطه بین متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام در سطح میانگین است؛ به عبارت دیگر در این رابطه تغییر در روند متغیرهای کلان باعث تغییر در رشد و روند شاخص کل بازار سهام می‌شود. دومین رابطه بین متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام در سطح گشتاور مرتبۀ دوم (واریانس) آن‌ها است. گشتاور مرتبۀ دوم متغیرها نشان‌دهندۀ نوسان‌پذیری متغیرها هستند. ازاین‌رو در این رابطه فارغ از میزان تغییر میانگین متغیرها، نوسان‌پذیری (یا تلاطم و نا‌اطمینانی) در متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام بررسی می‌شود. الگویی بهتر می‌تواند روابط بین متغیرهای کلان و بازار سهام را بهتر تبیین کند و دید کاملی به رابطۀ این متغیرها بدهد که هر دو نوع رابطه را دربربگیرد. در این مطالعه برای بررسی رابطه بین متغیرهای کلان با قیمت سهام از الگوی VARX-DCC-GARCH استفاده شده است. به‌کارگیری این الگو برای این رابطه چهار مزیت دارد. اول اینکه رابطۀ بین متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام در هر دو نوع (گشتاور مرتبۀ اول و دوم) بررسی می‌شود. دوم اینکه، این الگو با توجه به خصوصیات متغیرهای کلان، روابط بین متغیرها با استفاده از روش هم‌جمعی در دوره‌های زمانی بلندمدت و کوتاه‌مدت نیز بررسی می‌شود. سوم اینکه متغیر قیمت نفت را به‌عنوان متغیری برونزا وارد روابط کوتاه‌مدت، بلندمدت و روابط نوسان‌پذیری می‌کند و چهارم اینکه رابطه و همبستگی بین نوسان‌پذیری را به‌طور پویا و متغیر در زمان در نظر می‌گیرد. در قسمت بعدی ابتدا مبانی نظری موضوع بررسی می‌شود؛ سپس در قسمت سوم  مطالعات داخلی و خارجی در این زمینه مرور می‌شود. در قسمت چهارم روش اقتصادسنجی استفاده‌شده، تشریح می‌شود. در قسمت پنجم نیز نتایج برآورد و تفسیر آن درانتها نیز نتیجه‌گیری ارائه می‌شود.

 

مبانی نظری

پس از آنکه مارکویتز[2](1952) نظریۀ سبد دارایی مدرن را ارائه کرد که براساس روش میانگین واریانس مرز کارا و ترکیب‌های بهینه دارایی‌ها در سبد سرمایه‌گذاری را مشخص می‌کرد، شارپ[3](1964) با استفاده از این روش نظریۀ قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای[4] (CAPM) را ارائه کرد. در این الگو، قیمت یک دارایی سرمایه‌ای مانند سهام، به‌میزان ریسک آن دارایی یا سهام مرتبط‌شده و میزان ریسک هم به‌میزان تأثیرپذیری نسبت به ریسک نظام‌مند (ریسک بازار) ارتباط دارد. ازاین‌رو در الگوی قیمت‌گذاری فقط یک عامل یعنی ریسک بازار، اثر معنی‌داری بر قیمت و بازده سهام دارد. ریسک بازار در این الگو عامل برونزا در نظر گرفته شده است. با توجه به مطالعات تجربی صورت‌گرفته و انتقادات وارد بر الگوی CAPM و مفروضات الگو، استفان راس [۲۳] نظریۀ قیمت‌گذاری آربیتراژ[5] (APT) را مطرح کرد که برخی از فرضیه‌های الگویCAPM  که به آن‌ها انتقاد وارد شده بود، در این الگو وجود نداشت. در ﻧﻈﺮﻳﺔ ﻗﻴﻤﺖﮔﺬاری آرﺑﻴﺘﺮاژ ﻧﻴﺰ ﻣﺸﺎﺑﻪ الگوی ﻗﻴﻤﺖﮔﺬاری داراﻳﻲ ﺳﺮﻣﺎﻳﻪای، ﺑﺎزده ﻣﻮرد اﻧﺘﻈﺎر داراﻳﻲ ﻣﺘﻨﺎﺳﺐ ﺑﺎ رﻳﺴﻚ داراﻳﻲ اﺳﺖ، ﺑﺎ اﻳﻦ ﺗﻔﺎوت ﻛﻪ در اﻳﻦ ﻧﻈﺮﻳﻪ، ﻋﺎﻣﻞ رﻳﺴﻚ ﻓﻘﻂ ﻋﺎﻣﻞ ﺑﺎزار ﻧﻴﺴﺖ و ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﺘﻌﺪدی ﺑﺮ ﺑﺎزده داراﻳﻲ ﻣﺆﺛﺮ هستند. پایه و مبنای الگوی قیمت‌گذاری آربیتراژ «قانون قیمت واحد» است. به عبارتی دو دارایی که ریسک و بازده مشابهی دارند، با قیمت‌های متفاوتی نمی‌توانند معامله شوند. قیمت‌گذاری نادرست بسرعت از بین می‌رود و آربیتراژ سرانجام تعادل را در بازار بین ریسک و بازده ایجاد می‌کند.

براساس این الگوی قیمت‌گذاری، قیمت دارایی یا سهام به بخش پیش‌بینی‌شدنی عوامل[6] متعدد بستگی دارد. منظور از عوامل در این الگو شامل مواردی می‌شود که نظام‌مند باشند و تغییرات آن بر کل بازار اثرگذار باشد. در مطالعات مختلف از عوامل مختلف در قالب الگوی APT استفاده شده است. این عوامل به‌طور عمده از متغیرهای اقتصاد کلان است. به‌عنوان برخی از عواملی که بیشتر در این الگوها استفاده می‌شود، می‌توان ازتورم، پاداش ریسک، ساختار زمانی نرخ بهره، تولید صنعتی و رشد حجم پول نام برد. البته در مطالعات مختلف برای کشورهای مختلف مانند ون رنزبرگ [۳۴] در آفریقای جنوبی، گرونولد و فراسر [۲۱] در استرالیا و انتونیو و همکاران [۷] در انگلستان و سادروسکی [۳۱]در امریکا با توجه به شرایط آن کشورها، متغیرهای دیگری بجز متغیرهای ذکرشده مانند قیمت نفت، قیمت طلا و نرخ ارز را نیز در الگوی APT  وارد کردند. ازاین‌رو با توجه به این الگو می‌توان گفت تغییرات و نوسان‌های پیش‌بینی‌نشده در قیمت سهام که نشان‌دهندۀ ریسک این سهام است با بخش تغییرات پیش‌بینی‌نشدنی این عوامل که به‌طور عمده متغیرهای کلان هستند، بستگی پیدا خواهد کرد؛ بنابراین با توجه به الگوی APT می‌توان گفت تغییرات پیش‌بینی‌شدنی و پیش‌بینی‌ناشدنی متغیرهای اقتصاد کلان که ذکر شد، می‌تواند باعث تغییر در قیمت سهام شرکت‌ها و درنتیجه ایجاد نوسان‌ها در شاخص کل بازار سهام شود. همچنین با توجه به این الگو می‌توان گفت که تغییرات و نوسان‌های پیش‌بینی‌نشده در قیمت سهام که نشان‌دهندۀ ریسک این سهام می‌شود با بخش تغییرات پیش‌بینی‌ناشدنی این عوامل که به‌طور عمده متغیرهای کلان هستند، بستگی پیدا خواهد کرد. ازاین‌رو خواه نوسان‌ها و خواه نوسان‌پذیری[7] متغیرهای کلان می‌تواند باعث ایجاد نوسان در شاخص قیمتی بازار سهام شود. این استنباط یعنی اثرگذاری نوسان‌های متغیرهای کلان بر بازار سهام  با توجه به یکی دیگر از الگو‌های ارزش‌گذاری دارایی‌ نیز می‌تواند تأیید می‌شود. یکی از منطقی‌ترین و ساده‌ترین روش ارزش‌گذاری سهام و دارایی‌ها استفاده از روش تنزیل جریان نقدی آیندۀ دارایی است که گوردن[8] (1956) معرفی کرد. این الگو در بازار سهام و برای ارزش‌گذاری سهام در قالب الگوی تنزیل سود نقدی DDM[9] مطرح می‌شود. در این الگو، قیمت سهام به ارزش حال جریان درآمدی بازمی‌گردد که در آینده به وجود می‌آورد؛ به عبارت دیگر ارزش یک سهام، جریان تنزیل‌شدۀ سودهای نقدی آیندۀ آن سهام است. ازاین‌رو هر متغیری که بر شرایط سهام در آینده اثرگذار باشد به‌طور طبیعی بر سود آینده و درنتیجه بر قیمت سهام اثرگذار خواهد بود. یک‌سری از متغیرها که بر وضعیت عملکرد و سودآوری حال و آیندۀ شرکت‌ها اثرگذار است، متغیرهای اقتصاد کلان است؛ درنتیجه متغیرهای اقتصاد کلان از عوامل اثرگذار بر ارزش و قیمت سهام است. همچنین واریانس شرطی قیمت سهام به واریانس شرطی جریان نقدی آیندۀ مورد انتظار و نرخ تنزیل بستگی دارد. ازآنجا که ارزش سهام شرکت به شرایط اقتصادی بستگی دارد، منطقی است که تغییر در سطح نوسان‌پذیری متغیرهای اقتصادکلان می‌تواند باعث تغییر در نوسان‌ها و نوسان‌پذیری سهام می‌شود.

درمجموع با توجه به الگو‌های قیمت‌گذاری دارایی، این نتیجه حاصل می‌شود که متغیرهای کلان می‌توانند اثر معنی‌داری بر قیمت سهام و شاخص قیمتی بازار سهام داشته باشد. همچنین نوسان‌پذیری متغیرهای کلان نیز می‌تواند بر نوسان‌های بازار سهام اثرگذار باشد؛ اما مطالعات مختلف بر اثرگذاری برخی متغیرهای کلان و نوسان‌پذیری آن‌ها تأکید بیشتری کرده‌اند. ازاین‌رو در زیر رابطۀ متغیرهای نرخ ارز، تورم و قیمت نفت به‌عنوان متغیرهای کلان با بازده بورس اوراق بهادار بررسی شده است.

 

- رابطۀ‌ نرخ ارز و شاخص قیمتی بازار سهام

رابطۀ بین نرخ ارز و قیمت سهام به‌طور جامع در مطالعات مختلف بررسی شده است. اثرگذاری نرخ ارز بر قیمت سهام نیز از چندین منظر بررسی شده است. دورنبوش و فیشر [۱۴] بر اثرگذاری نرخ ارز بر قیمت سهام با اثرگذاری نرخ ارز بر رقابت‌پذیری و تراز تجاری اشاره دارد. افزایش نرخ ارز (تقویت پول ملی داخلی) به‌معنی افزایش هزینۀ صادرات و کاهش هزینۀ واردات است و این تغییرات بر سودآوری شرکت‌هایی که واردات مواد اولیه و یا صادارت محصول دارند، اثرگذار خواهد بود؛ بنابراین قیمت سهام که ارزش فعلی جریان نقدی آیندۀ شرکت است نیز تحت تأثیر قرار می‌گیرد. پبلیس و ویلسون [۲۷] و بیلسون و همکاران [۱۰] با توجه به همین ساز و کار اثرگذاری، اثر تقویت نرخ ارز داخلی بر قیمت را مثبت ارزیابی کردند.

یکی دیگر از کانال‌های اثرگذاری نرخ ارز بر قیمت سهام در اقتصاد ایران، ساز و کار بازار دارایی‌ها است؛ بدین صورت که ارز خارجی به‌عنوان دارایی سرمایه‌ای محسوب می‌شود. افزایش تقاضا برای ارز به‌معنی کاهش تقاضا برای سهام خواهد بود؛ بنابراین بازار ارز و بازار سهام، دو بازار جانشین یکدیگر در جذب پس‌انداز‌های جامعه خواهد بود. ازاین‌رو رونق در بازار ارز به‌معنی کاهش قیمت سهام خواهد بود.

 

- رابطۀ قیمت نفت و شاخص قیمتی بازار سهام

با توجه به اثر قیمت نفت بر رشد اقتصادی و وضعیت تولیدی کشور،  طبیعی است که انتظار داشته باشیم قیمت نفت بر بازده بازار سهام اثرگذار باشد. مطالعات مختلفی اثر نوسان‌های قیمت نفت را بر بازده بازار سهام در کشورهای مختلف و با الگو‌های مختلف بررسی کردند. درمجموع با توجه به نتایجی که از این الگو‌ها به دست آمده است، مطالعات در این رابطه را به چهار گروه اصلی می‌توان تقسیم شود:

گروه اول شامل مقالاتی می‌شود[10] که از وجود رابطۀ منفی معنی‌داری بین بازده نفت و بازده بازار سهام حمایت می‌کنند. استدلال این گروه بر این است که چون نفت یک نهادۀ مهم در تولید محسوب می شود، افزایش قیمت نفت باعث افزایش هزینۀ انرژی برای شرکت‌های تولیدی می‌شود که همین امر سود شرکت‌های بورس اوراق بهادار و قیمت آن‌ها را کاهش می‌دهد.

گروه دوم مدارکی ارائه می‌دهند [11]که ثابت می‌کند رابطه‌ای مثبت بین بازده نفت و بازده بازار سهام وجود دارد. براساس این مطالعات افزایش در قیمت نفت باعث افزایش سودآوری شرکت‌های وابسته به نفت می‌شود. افزایش سود و قیمت سهام این شرکت‌ها می‌تواند باعث افزایش شاخص کل بازار سهام و افزایش بازده بازار سهام شود.

گروه سوم[12] وجود رابطه بین قیمت نفت و بازده بازار سهام را تأیید می‌کند؛ ولی با توجه به مثبت یا منفی‌بودن رابطه تغییر می‌کند. کیلیان و پارک [۲۵] با استفاده از الگوی VAR و داده‌های مربوط به 13 کشور اروپایی و امریکای برای دورۀ 1986 تا 2005 به این نتیجه رسیدند که پاسخ بازار سهام به شوک‌های نفتی بستگی به این دارد که کشور صادرکنندۀ خالص نفت یا واردکنندۀ نفت باشد. براساس یافته‌‌های این پژوهش، بازده بازار سهام در کشورهایی مانند نروژ که صادرکنندۀ خالص نفت هستند، رابطه‌ای مثبت با قیمت نفت دارند و رابطۀ بازده بازار سهام و قیمت نفت در کشورهای واردکنندۀ نفت، رابطۀ منفی است.

گروه چهارم مطالعات هم اثبات می‌کنند که هیچ رابطۀ معنی‌داری بین قیمت نفت و بازده نفت وجود ندارد[13].

 

- رابطۀ تورم و شاخص قیمتی بازار سهام

نرخ تورم یکی از متغیرهایی است که از راه‌های زیر می‌تواند بر قیمت و بازده سهام اثرگذار باشد:

- اثرگذاری تورم بر قیمت سهام از مجاری اثرگذاری بر نرخ تنزیل: همان‌طور که اشاره شد قیمت سهام با ارزش فعلی جریان‌های آیندۀ سهام محاسبه می‌شود. افزایش تورم باعث افزایش نرخ تنزیل و کاهش ارزش فعلی جریان‌های آیندۀ سهام می‌شود و ازاین‌رو اثر منفی بر قیمت سهام دارد.

- اثرگذاری تورم بر ارزش اسمی دارایی‌های شرکت‌ها: افزایش تورم باعث افزایش قیمت دارایی‌های شرکت‌ها می‌شود و طبیعی است که قیمت سهام این شرکت‌ها که نشان‌دهندۀ تملک سهمی از آن دارایی‌ها است نیز افزایش یابد؛ بنابراین کانال اثرگذاری افزایش تورم، اثر مثبتی بر قیمت سهام دارد. این اثر مثبت را با اثر مثبت تورم بر سود اسمی شرکت‌ها نیز تبیین کرد.

- اثرگذاری تورم بر تقاضا برای سهام: افزایش تورم به‌معنی کاهش قدرت خرید افراد جامعه است؛ به عبارت دیگر در شرایط تورمی حاد از سطح پس‌انداز افراد جامعه کاسته می‌شود و درنتیجه تقاضا برای سهام نیزکاهش می‌یابد که می‌تواند اثر معکوس و معناداری بر قیمت سهام داشته باشد.

نکتۀ مهم دیگری که دربارۀ رابطه بین تورم و قیمت سهام وجود دارد، تفکیک بین تغییرات پیش‌بینی‌شدۀ تورم و تغییرات پیش‌بینی‌نشدۀ تورم است. تغییرات پیش‌بینی‌شد‌ۀ تورم را سرمایه‌گذاران و فعالان بازار سهام در قیمت سهام دخالت می‌دهند و این نوع تغییر در تورم نمی‌تواند باعث ایجاد نوسان‌پذیری در قیمتهای سهام شود؛ اما تغییرات پیش‌بینی‌نشده در تورم باعث ایجاد نوسان‌پذیری و نوسان‌پذیری در بازار سهام می‌شود. 

 

پیشینۀ پژوهش

مطالعات گسترده‌ای در زمینۀ اثر متغیرهای کلان بر قیمت و بازده سهام انجام شده است. گروهی از مطالعات، رابطۀ متغیرهای کلان و شاخص قیمتی سهام را براساس الگو‌های VAR بررسی کردند؛ اما برخی دیگر روابط بین متغیرها را براساس نوسان‌پذیری آن‌ها مطالعه کرده‌اند. ازاین‌رو مطالعات تجربی در این حوزه به دو زیر بخش اشاره‌شده تقسیم می‌شود. مطالعات گسترده‌ای به رابطه بین متغیرهای کلان و شاخص قیمتی بازار سهام پرداختند. کریستوفرگان و همکاران [۱۱] آثار متقابل شاخص سهام نیوزلند و یک مجموعۀ هفت‌گانه از متغیرهای کلان اقتصادی شامل نرخ تورم، نرخ ارز، تولید ناخالص داخلی، عرضۀ پول، نرخ بهرۀ بلندمدت، نرخ بهرۀ کوتاه­مدت و قیمت خرده‌فروشی نفت محلی[14] را بررسی کردند. نتایج مطالعه، رابطۀ بلندمدت را نشان می‌دهد. همچنین براساس این نتایج، شاخص قیمت سهام نیوزلند علیت گرنجری برای تغییرات در متغیرهای اقتصادی نیست که به دلیل کوچک بودن بازار سهام نیوزلند در مقایسه با بازارهای سهام کشورهای توسعه یافته است. جرده و ساتم [۲۰] در این خصوص  بازده سهام متغیرهای اقتصاد کلان در بازار نروژ را با استفاده از الگوی خود رگرسیون برداری بررسی علّی کردند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که تغییرات نرخ بهرۀ واقعی بر تورم و بازده سهام تأثیر دارد و بازار سهام به تغییرات قیمت نفت واکنش نشان می‌دهد. آن‌ها بیان کردند که رابطه بین نرخ بهره و بازار سهام معکوس است. مطالعات گسترده‌ای در این حوزه انجام شده است که  به ابراهیم و موسی [۲۳]، پیلینکیوس و بوگیوس لاسکاس [۲۹]، کیلیان و پارک [۲۵]، آروری و راولت [۸]، ماقیره و الکانداری [۲۶] و والتی [۳۵] می‌توان اشاره کرد که با استفاده از روش‌های مختلف اقتصادسنجی و با استفاده از آمار کشورهای مختلف به این نتیجه رسیدند که بین متغیرهای کلان و بازده بازار سهام رابطۀ معنی‌داری وجود دارد. در حوزۀ رابطه متغیرهای کلان بر شاخص سهام مطالعات داخلی نیز انجام شده است. مصطفی کریم زاده [۴] رابطۀ بلندمدت شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران را با متغیرهای کلان پولی بررسی کرد و برای رسیدن به این هدف از داده­های ماهانۀ سال‌های 1369 تا 1381 برای متغیرهای شاخص قیمت سهام بورس، نقدینگی، نرخ ارز، و نرخ سود واقعی بانکی استفاده کرد. نتیجۀ برآورد نشان داد که یک بردار هم‌جمعی بین شاخص قیمت سهام بورس و متغیرهای کلان پولی وجود دارد. رابطۀ بلندمدت برآوردشده، تأثیر مثبت معنی‌دار نقدینگی و تأثیر منفی معنادار نرخ ارز و نرخ سود واقعی بانکی را بر شاخص قیمت سهام بورس نشان می­دهد. همچنین پیرایی و شهسوار [۱] با استفاده از داده‌های فصلی، اثر متغیرهای کلان بر بازار سرمایۀ ایران را در قالب الگوی VAR هم‌انباشته بررسی کردند. نتایج این مطالعه نشان می‌دهد که ارتباط شاخص قیمت سهام با تولید ناخالص داخلی و سطح عمومی قیمت‌ها به‌صورت مستقیم است و قیمت سهام، ارتباط معکوس با حجم پول و نرخ ارز دارد. ضریب خطای تعدیل الگو نیز نشان می‌دهد در هر دوره، 15 درصد از بی‌تعادل موجود برطرف ‌شده است که نشان‌دهندۀ سرعت تعدیل بالا است. موسایی و همکاران [۶] نیز با استفاده از الگوی ARDL اثر متغیرهای حجم پول، تولید ناخالص داخلی و نرخ ارز را بر شاخص کل قیمت سهام بررسی کردند. براساس نتایج این الگو، حجم پول بیشترین تأثیر را بر تغییرات قیمت سهام دارد. آثار نرخ ارز و تولید ناخالص داخلی بر بازار سهام قطعی نیست.

گروه دیگری از مطالعات این حوزه، اثر نوسان‌پذیری متغیرهای کلان و بازار سهام را بررسی کردند. شوارت [۳۲] یکی از مطالعات پایه‌ای را در این زمینه انجام داد و به سه نتیجه رسید: اول اینکه رابطۀ مثبتی بین نوسان‌پذیری اقتصاد کلان و نوسان‌پذیری بازار سهام وجود دارد و جهت این علیت از طرف بازار سهام به متغیرهای اقتصاد کلان قوی‌تر است. دوم اینکه نااطمینانی بازار سهام در دورۀ رکود نسبت به رونق بالاتر است. سوم اینکه سطح نوسان‌پذیری اقتصاد کلان کمتر از نیمی ‌از نوسان‌های بازار سهام را می‌تواند توضیح می‌دهد. بلتراتیا و مورانا [۹]نیزنشان دادند که رابطه‌ای دوگانه بین شاخص S&P500 و نوسان‌پذیری متغیر اقتصاد کلان وجود دارد. آن‌ها مطرح کردند که تغییرات گسسته در سیاست پولی بر نوسان‌پذیری نرخ بهره و رشد پول اثر می‌گذارد و به نظر می‌رسد که این تغییرات، بهترین گزینه برای توضیح تغییرات ناگهانی در نوسان‌های بازار سهام است. به‌علاوه اگرچه نوسان‌پذیری بازار سهام بر نوسان‌پذیری اقتصاد کلان اثرگذار است؛ جهت علیت از طرف نوسان‌پذیری اقتصاد کلان بر نوسان‌پذیری بازار سهام قوی‌تر است. مطالعات مشابهی در این حوزه انجام شده است که  به کوتلر، پوتربا و سامرز [۱۲]، دیبولد و یلماز  [۱۳]،گراوا و سریواستاوا [۱۹]،‌کارویی [۲۴] و سوبایر و سالیو [۳۳] می‌توان اشاره کرد. براساس نتایج این مطالعات، رابطۀ بین نوسان‌پذیری متغیرهای کلان و شاخص بورس اوراق بهادار تأیید شده است. رابطۀ بین نوسان‌پذیری متغیرهای کلان و شاخص بورس اوراق بهادار در مطالعات داخلی نیز بررسی شد. بر این ‌اساس صمدی و همکاران [۳] با استفاده از داده‌های ماهیانۀ 1997 تا 2006 و به‌کارگیری الگوی GARCH شاخص قیمت جهانی طلا و نفت بر شاخص قیمت بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کرده‌اند. براساس نتایج، قیمت نفت بر بازده بازار سهام ایران اثر منفی دارد. همچنین حیدری و بشیری [۲] رابطۀ بین نرخ ارز و قیمت سهام را در قالب الگوی GARCH چندمتغیره بررسی کردند. درمجموع مطالعات تجربی که در این دو قسمت ارائه شد، نمونه‌ای از کارهای انجام‌شده در این حوزه است؛ اما با توجه به مطالعاتی که در این حوزه (یعنی رابطۀ متغیرهای کلان و شاخص قیمت سهام) انجام شده است، می‌توان گفت رابطۀ بین متغیرهای کلان و بازار سهام با استفاده از ابزار‌های آماری متناسب می‌تواند بهتر تبیین شود؛ به عبارت دیگر توجه به نحوۀ الگوسازی این رابطه و استفاده از ابزارهای متناسب، دید جامع و صحیحی از روابط بین متغیرهای کلان  شاخص بازار سهام می‌تواند ارائه دهد. مهم‌ترین تمایز مطالعۀ حاضر با مطالعات داخلی و خارجی انجام‌شده در این حوزه، به‌کاربردن الگوی اقتصادسنجی متناسب با موضوع و اقتصاد ایران است. الگوی اقتصادسنجی به‌گونه‌ای درنظر گرفته شده است که نکات مهم  این موضوع را پوشش ‌دهد که در مطالعات مشابه کمتر در نظر گرفته شده است. در این مطالعه رابطۀ بین متغیرهای کلان و بازار سهام با درنظرگرفتن نکات زیر بررسی شده است (که وجه تمایز این مطالعه نسبت به سایر مطالعات است):

- روابط در سطح دو گشتاور مرتبۀ اول (میانگین) و مرتبۀ دوم (واریانس) و در بازه زمانی بلندمدت و کوتاه‌مدت بررسی شده است.

- قیمت نفت به‌عنوان یک متغیر اثرگذار وارد الگو شده است و ضمن درنظرگرفتن ماهیت برونزای این متغیر، اثر آن در تمام روابط، کوتاه‌مدت و بلندمدت و در سطح نوسان‌پذیری دیده شده است.

- روابط بین نوسان‌پذیری متغیرهای الگو به‌طور متغیر در طول زمان در نظر گرفته شده است.

 

روش پژوهش

همان‌طور که اشاره شد برای بررسی دقیق روابط متقابل بین متغیرهای کلان و شاخص بازار سهام لازم است علاوه بر بررسی روابط بین خود متغیرها، روابط بین نوسان‌پذیری و نااطمینانی این متغیرها با یکدیگر نیز بررسی شود. درواقع بررسی رابطه بین این متغیرها باید به دو پرسش، پاسخ بدهد: اول اینکه تغییرات در متغیرهای کلان چه تأثیری بر شاخص بورس دارد و اثر متقابل آن چیست؟ دوم اینکه افزایش نوسان‌ها و نوسان‌پذیری در متغیرهای کلان و بازار سهام به چه صورتی می‌تواند بر یکدیگر اثرگذار باشد؟

برای پاسخ به این دو پرسش، الگویی در نظر گرفته می‌شود که شامل دو بخش است. در بخش اول الگو، VARX هم‌انباشته[15] درنظر گرفته شده است که به کمک این بخش از الگوی رابطۀ بلندمدت و کوتاه‌مدت متغیرها الگوسازی می‌شود؛ سپس برای بررسی رابطۀ نوسان‌پذیری متغیرها، از باقیمانده‌های الگوی بخش اول (VARX) استفاده می‌شود و بخش دوم الگو یعنی الگوی پویای DCC- GARCH درنظر گرفته می‌شود. در این قسمت، این دو بخش از الگو به‌طور جداگانه تشریح می‌شوند. علاوه بر این علت انتخاب الگوی VARX به جای الگوی VAR، درنظرگرفتن متغیر قیمت نفت به‌عنوان متغیر برونزایی است که در تمام روابط بلندمدت، کوتاه‌مدت و نوسان‌پذیری اثر می‌گذارد. همچنین برای لحاظ‌کردن متغیربودن در طول زمان همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرها، از الگوی DCC-GARCH برای برآورد رابطه بین نوسان‌پذیری‌ها استفاده شده است.

در انتخاب متغیرهای اقتصاد کلان، مطالعات تجربی این موضوع، ماهیت اقتصاد ایران و کمبود اطلاعات در نظر گرفته شده است، به‌گونه‌ای که از تورم و نرخ ارز در بسیاری از مطالعات استفاده شده است. قیمت نفت نیز با توجه به ساختار اقتصاد نفتی ایران در نظر گرفته شده است.

در ادامه توضیحی دربارۀ الگوی  VARX برای برآورد روابط بلندمدت و کوتاه‌مدت متغیرها آمده است:

برای بررسی تعامل و روابط بین متغیرها، از الگو‌های خودرگرسیون‌ برداری VAR استفاده می‌شود. در این الگو، سیستم معادلاتی وجود دارد که متغیرها هم‌زمان هم به‌عنوان متغیر وابسته هستند و از سایر متغیرهای الگو تأثیر می‌پذیرند و هم به‌عنوان متغیر مستقل بر سایر متغیرها اثر می‌گذارند. در صورتی که متغیرهای واردشده، نامانا باشند با روش هم‌انباشتگی[16] و الگوی تصحیح خطای برداری (VECM) روابط کوتاه‌مدت از روابط بلندمدت می‌تواند جدا شده و برآورد شود.

در برخی شرایط در معادلات الگوی VAR متغیری وارد می‌شود که علاوه بر اینکه مانند سایر متغیرهای درونزا، نامانا است، ماهیت برونزا دارد و براساس فرایندی برونزا نسبت به متغیرهای درونزای الگو تعیین می‌شود. در این حالت الگوی VAR را الگوی VARX یا VAR جزئی[17] می‌گویند که پسران، شین و اسمیت [۲۸] و هوربو و همکاران [۲۲] معرفی و برآورد کردند. با توجه به اینکه متغیر قیمت نفت برای الگوی استفاده‌شده، متغیر برونزا به حساب می‌آید و همچنین متغیر قیمت نفت یک متغیر نامانا با یک ریشۀ واحد است و به‌عنوان متغیر می‌تواند وارد روابط بلندمدت شود، از الگوی VARX هم‌انباشته استفاده می‌شود.

اگر                          بردار متغیرهای I(1) درونزای سیستم در دورۀ t و  بردار متغیرهای I(1) و برونزای سیستم در دورۀ مذکور باشند، در این صورت الگو به این صورت بیان می‌شود:

(1)

           

(2)

   

 

که در آن فرض می‌شود  است. معادلۀ (1) الگوی شرطی[18] است که رفتار متغیرهای درونزا را مشخص می‌کند؛ اما برای تبیین رفتار متغیر برونزا باید از معادلاتی استفاده کرد که رفتار متغیرهای برونزا را توضیح می‌دهند. در اینجا معادلۀ (2) الگوی خودرگرسیون AR است که بدین‌منظور تعریف شده‌اند که الگوی نهایی[19] نامیده می‌شوند (نگاه کنید به هاربو و همکاران، 1998). این دو گروه معادلات با یکدیگر الگوی خودرگرسیون برداری جزئی را به وجود می‌آورند. در الگوی فوق  و  به‌ترتیب، ضرایب بلندمدت و ماتریس ضرایب تعدیل هستند و r تعداد روابط بلندمدت الگو را نمایش می‌دهد [۵].

برآورد رابطه بین نوسان‌پذیری متغیرها در قسمت زیر تشریح می‌شود:

یکی از الگوهای بررسی رابطۀ نوسان‌پذیری بین متغیرها، الگوی چندمتغیرۀ GARCH است. الگو‌های GARCH چندمتغیره در قالب‌ الگوهای مختلفیCCC، BEKK و VEC ارائه شده است. الگوی همبستگی شرطی پویا[20] GARCH یاDCC-GARCH که اولین بار در مطالعات انگل و شپارد [۱۵] و انگل [۱۷] مطرح شد، همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرها را در قالب پویا و متغیر در زمان بررسی می‌کند. معادلۀ واریانس یک الگوی GARCH چندمتغیره در حالت کلی به‌صورت زیر است:

(3)

                                                                               

 

که در آن  ماتریس T×n است که n تعداد متغیرهای الگو و T دورۀ سری زمانی متغیرها را نشان می‌دهد. جزء خطای باقیمانده از معادله میانگین متغیرهای الگو است (در این پژوهش جملات باقیمانده از برآورد معادلات (1) و (2) است) که میانگین آن صفر و ماتریس واریانس و کواریانس شرطی آن Ht  است.  هم بردار خطای  iid است. الگوهای GARCH چندمتغیره درواقع نحوۀ تصریح Ht  است. یک گروه از این الگوها، Ht را در قالب واریانس شرطی و همبستگی شرطی الگوسازی می‌کنند که الگوی DCC- GARCH از جملۀ آن‌ها است. بر طبق این الگو:

(4)

                                                      

 

که در آن  انحراف معیار شرطی جملات اخلال معادلات میانگین یا همان نوسان‌پذیری است،  ماتریس همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرهای مختلف است. اگر ماتریس همبستگی مستقل از زمان باشد یعنی  باشد، در این صورت الگوی CCC-GARCH یا الگوی GARCH با همبستگی شرطی ثابت به دست می‌آید. زمانی که ماتریس همبستگی وابسته به زمان باشد، الگویDCC-GARCH  خواهد بود.

در این الگو داریم:

                                                   (5)

 

از آنجایی که  ماتریس همبستگی است،  آن را به‌صورت ماتریس متقارن زیر می‌توان نشان داد:

                                                                      (6)

 

با توجه به  که در بالا تعریف شد، خواهیم داشت:

(7)

 

 

با توجه به اینکه Htماتریس کواریانس است، باید مثبت معین باشد. بدین‌منظور باید Rt هم مثبت معین باشد. همچنین تمام درایه‌های Rt باید کوچک‌تر و مساوی یک باشد. برای برقراری این شرط‌ها در الگوی DCC-GARCH ماتریس Rt به‌صورت زیر تجزیه می‌شود:

(8)

 

(9)

 

 

که در آن داریم

(10)

 

 

که  جمله اخلال استاندارد شده است. همچنین  ماتریس کوواریانس غیرشرطی از خطای استانداردشدۀ  است. 

(11)

 

 

به‌علاوه پارامتر‌های aو b اسکالر هستند و  ماتریس قطری با جذر درایه‌های قطر اصلی Qt است:

(12)

  

 

برای اینکه Ht مثبت معین باشد، پارامتر‌های a و b باید مثبت باشد و جمع آن‌ها کوچک‌تر از یک باشد.

برای تخمین پارامترهای این الگو از روش حداکثر راست‌نمایی استفاده می‌کنیم. بدین‌منظور تابع لگاریتم راست‌نمایی[21] را تشکیل می‌دهیم برای اینکه تخمین پارامترها امکان‌پذیر باشد. برآورد در دو مرحله انجام می‌شود. در مرحلۀ اول در تابع لگاریتم راست‌نمایی به جای ماتریس  ماتریس واحد Inقرار داده و سایر پارامترهای الگو را برآورد می‌کنیم. در مرحلۀ بعدی با قراردادن برآوردهای پارمترها در تابع راست‌نمایی، ماتریس  را وارد تابع راست‌نمایی می‌کنیم و پارامترهای DCC یعنی a و b را در این مرحله برآورد می‌کنیم که با برآورد این متغیرها،  و  نیز برآورد می‌شود.

 

یافته‌ها

الگوی کلی برای بررسی رابطۀ متغیرهای کلان و شاخص بورس اوراق بهادار در بخش قبل توضیح داده شد. ازاین‌رو شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران به‌صورت ماهانه به‌عنوان یکی از متغیرهای درونزا و متغیرهای نرخ ارز، شاخص قیمتی مصرف‌کننده و قیمت نفت به‌عنوان متغیرهای کلان در نظر گرفته می‌شود. با توجه به ماهیت برونزا و جهانی متغیر قیمت نفت که اقتصاد داخلی تعیین کنندۀ آن نیست، متغیر قیمت نفت،  متغیری برونزا (طبق تعریف الگوی VARX) در نظر گرفته می‌شود  و نرخ ارز و شاخص قیمتی مصرف‌کننده، متغیر درونزا در نظر گرفته می‌شود. داده‌ها و اطلاعات به‌صورت ماهانه از دی‌ماه 1381 تا 1392 جمع‌آوری و در الگو استفاده می‌شود. نرخ ارز درنظرگرفته‌شده، نرخ ارز بازار و قیمت نفت هم قیمت نفت اوپک است و شاخص قیمتی مصرف‌کننده و شاخص کل بورس اوراق بهادار نیز به‌ترتیب از بانک مرکزی و سازمان بورس اوراق بهادار گرفته شده است.

اولین گام در به‌کارگیری متغیرها در الگو، تعیین ریشۀ واحد متغیرها است. براساس آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته و آزمون پرون، هر چهار متغیر لگاریتم شاخص کل بازار سهام (BP)، لگاریتم شاخص قیمتی مصرف‌کننده (PI)، لگاریتم نرخ ارز (EX) و لگاریتم قیمت نفت (OP) یک ریشۀ واحد  دارند و به‌صورت تفاضل مرتبۀ اول باید وارد الگو شوند. در این صورت متغیرهای ما با تفاضل مرتبۀ اول به بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار (DBP)، رشد نرخ ارز (DEX)، تورم (DPI) و رشد قیمت نفت (DOP) خواهد بود. درواقع متغیرهای درونزای معادلۀ (1) بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار، رشد نرخ ارز و تورم و متغیر برونزای معادلۀ (1) و متغیر معادلۀ (2) رشد قیمت نفت است.

 

 

جدول (۱) آزمون ریشۀ واحد متغیرهای الگو

 

آزمون   ریشۀ واحد متغیرها در سطح

آزمون   ریشۀ واحد متغیرها در تفاضل مرتبۀ اول

 

آزمون   دیکی فولر

آزمون   فیلیپس پرون

آزمون   دیکی فولر

آزمون   فیلیپس پرون

لگاریتم   شاخص کل بازار سهام

۸۴/۰

۵۵/۱

۹/۵-

۷۵/۵-

لگاریتم   شاخص قیمتی مصرف‌کننده

۳/۴

۲۶/۷

۵/۳-

۲/۳-

لگاریتم   نرخ ارز بازار

۸۲/۱

۹۷/۴

۰۷/۱

۶/۷-

لگاریتم   قیمت جهانی نفت

۴۳/۴

۲۶/۷

۵/۳-

۲/۳-

مقدار   بحرانی هر آزمون در سطح 5 درصد

۸۸/۲-

۸۸/۲-

۸۸/۲-

۸۸/۲-

 

 

یکی دیگر از مراحل برآورد الگو، تعیین پارامترهای p، q و r یعنی طول وقفۀ متغیرهای الگو و تعداد روابط بلندمدت است. بدین‌منظور ابتدا با استفاده از معیار آکائیک و شوارتز، طول وقفه‌های متغیرهای دورنزا و برونزا را به دست می‌آوریم. همان‌طور که در جدول 2 مشخص است، هر دو معیار طول وقفۀ دو را بهینه می‌دانند. ازاین‌رو الگو با دو وقفه در نظر گرفته می‌شود.

 

 

جدول (۲) آمارۀ طول وقفۀ بهینه

معیار آکائیک

معیار شوارتز

 

-۱۵۷۰

-۱۴۹۶

وقفۀ 1

-۱۵۷۲

-۱۴۷۲

وقفۀ 2

-۱۵۶۷

-۱۴۴۲

وقفۀ 3

-۱۵۶۰

-۱۴۱۰

وقفۀ 4

-۱۵۴۹

-۱۳۷۴

وقفۀ 5

-۱۵۴۴

-۱۳۴۴

وقفۀ 6

-۱۵۴۱

-۱۳۱۷

وقفۀ 7

-۱۵۷۲

-۱۳۲۲

وقفۀ 8

-۱۵۷۰

-۱۲۹۵

وقفۀ 9

-۱۵۷۰

-۱۲۷۰

وقفۀ 10

 

 

 

برای تعیین تعداد روابط بلندمدت از آماره‌های آزمون حداکثر مقدار ویژه1 و آمارۀ آزمون اثر2 استفاده می‌کنیم. جدول 3 آماره‌های این آزمون را نشان می‌دهد. براساس هر دو آماره و مقایسه با مقدار بحرانی، وجود دو رابطۀ بلندمدت تشخیص داده می‌شود.

 

 

جدول (3) آزمون یوهانسن برای تعداد روابط بلندمدت

 

آمارۀ اثر

آمارۀ حداکثر مقادیر ویژه

فرضیۀ صفر

r=0

r≤1

r≤2

r=0

r≤1

r≤2

آماره

۸/۱۳۲

۹/۷۱

۸/۲۹

۹/۶۰

۱/۴۲

۸/۲۹

مقدار بحرانی

۸/۲۹

۵/۱۵

۸/۳

۱/۲۱

۲/۱۴

۸/۳

 

 

براساس آزمون یوهانسن، دو رابطۀ بلندمدت شناسایی شد. با توجه به ماهیت متغیرها ضرایب بلندمدت با لحاظ‌کردن برخی قیدها برآورد شد که نتیجۀ آن در معادلات (13) و (14) آمده است. معادلۀ (13) رابطۀ بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار است که اثر مثبت رشد قیمت نفت، تورم و رشد نرخ ارز را بر بازده بورس اوراق بهادار نشان می‌دهد. بر این ‌اساس در بین این متغیرها، بیشترین اثر را بر رشد شاخص، تغییر در نرخ ارز و کمترین اثر را تورم در بلندمدت دارند. از نظر منطق اقتصادی نیز رابطۀ مثبت این متغیرها توجیه‌پذیر است. افزایش نرخ ارز به معنی رقابت پذیری بیشتر شرکت‌های داخلی و رشد تولید داخلی و قیمت سهام شرکت‌های داخلی است. افزایش تورم به منزلۀ افزایش سطح عمومی قیمت‌ها است و دارایی شرکت‌ها نیز باید به همین میزان افزایش داشته باشد، درنتیجه ارزش ذاتی سهام نیز با افزایش تورم افزایش می‌یابد. همچنین افزایش قیمت نفت با توجه به صادرات نفت، باعث افزایش درآمدهای نفتی و درنتیجه افزایش پس‌انداز و تقاضا برای دارایی‌هایی مانند سهام می‌شود که اثر مثبتی بر قیمت سهام دارد. رابطۀ دوم نیز اثر تورم و رشد قیمت‌ها را بر نرخ ارز در بلندمدت نشان می‌دهد. براساس این رابطه، تورم و افزایش سطح عمومی قیمت‌ها اثری معنی‌دار بر رشد نرخ ارز اسمی بازار در بلندمدت داشته است. همچنین افزایش قیمت نفت نیز اثر منفی ضعیفی بر رشد نرخ ارز دارد که به ‌دلیل افزایش درآمدهای نفتی و تقویت پول ملی است.

(13)

 

 (14)

 

 

نتایج برآورد ضریب تعدیل نشان می‌دهد که سرعت تعدیل شاخص بورس اوراق بهادار به سمت روند بلندمدت و کم‌کردن شکاف با روابط بلندمدت بالا است، به‌گونه‌ای که ضریب تعدیل دو رابطۀ بلندمدت در این معادله 0.56- و 0.12- است. همچنین روند تعدیل نرخ ارز به سمت رابطۀ مبادله با توجه به ضرایب تعدیل 0.11- و 0.62- بالا است. پایین‌بودن ضریب تعدیل تورم (0.01- و 0.12) نیز نشان‌دهندۀ پایین‌بودن سرعت تعدیل این متغیر است.[22][23]

در این قسمت روابط کوتاه‌مدت در دو سری نمودار مستخرج از برآوردهای الگو تحلیل می‌شود. یک‌سری از تحلیل‌ها در قالب تابع واکنش آنی[24] شاخص بورس اوراق بهادار به شوک‌های متغیرهای اقتصاد کلان است که از شبیه‌سازی و تحلیل شوک بعد از برآورد معادلات (1) و (2) به دست می‌آید.  همچنین سری دیگری از نمودارها برای تحلیل نوسان‌پذیری متغیرهای کلان و شاخص سهام ارائه می‌شود. در این نمودار‌ها همبستگی متغیر در زمان بین متغیرهای کلان و بازده شاخص بورس اوراق بهادار نشان داده است که با استفاده از معادلات (6) تا (12) محاسبه می‌شوند. نمودار 1 نوسان‌پذیری برآوردشده از متغیرهای الگو را نشان می‌دهد. از نکات بارز این نمودار، افزایش شدید نوسان‌های نرخ ارز از انتهای سال 1390 و سال 1391 و افزایش نوسان‌های قیمت نفت در انتهای سال 1387 و ابتدای 1388 است.  

 

 

 

 

نمودار (۱) نوسان‌پذیری برآوردشدۀ متغیرهای الگو

 

 

 

 

در این قسمت تحلیل‌های کوتاه‌مدت متغیرهای کلان و شاخص سهام به‌صورت جداگانه ارائه شده است.

 

- رابطۀ بازار سهام و نرخ ارز

نمودار واکنش آنی رفتار متغیرهای سیستم را در کوتاه‌مدت نشان می‌دهد. براساس نمودار 2 شوکی که به نرخ ارز وارد می‌شود، در دورۀ اول باعث کاهش اندک در شاخص کل می‌شود؛ اما در دوره‌های بعد باعث افزایش ناگهانی شاخص بازده بورس اوراق بهادار می‌شود. این افزایش بیش از مقدار تعادلی است و دوباره تعدیل می‌شود. درنهایت بعد از 9 دوره، شاخص کل بورس اوراق بهادار به تعادل خود می‌رسد که بالاتر از میزان اولیه است.

 

 

 

نمودار (2) تابع واکنش آنی بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار به شوک ارز

 

 

با توجه به نمودار 3 همبستگی بین نوسان‌پذیری نرخ ارز و نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار مثبت بوده است؛ به این معنی که تلاطم و نوسان در هر یک از بازارها باعث تلاطم و نوسان در بازار دیگر می‌شود. البته ضریب همبستگی بین نوسان‌پذیری نرخ ارز و شاخص بورس اوراق بهادار تقریباً  1/0 است؛ اما در برخی دوره‌ها مانند تابستان و پاییز 1391 این همبستگی تا 25/0 نیز افزایش یافته است. 

یکی از فرضیه‌های پژوهش این بود که با توجه به اینکه نوسان‌های بازار سهام از سال 1387 بیشتر شده است، نتایج برآورد از سال 1381 تا آذر 1391 با نتایج برآورد در دورۀ‌ کوتاه‌تر 1387 تا آذر 1391 اندکی متفاوت باشد. بدین‌منظور الگو برای دورۀ 1387 تا 1391 دوباره برآورد شد. نمودار 4  ضریب همبستگی نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار و نرخ ارز را برای برآورد دورۀ کوتاه‌مدت‌تر نیز نشان می‌دهد. این نمودار نشان می‌دهد که در سال‌های اخیر مخصوصاً در سال‌های 1390  و 1391 همبستگی بازار ارز و شاخص بورس اوراق بهادار از نظر نوسان‌پذیری بیشتر شده است.[25]

 

 

 

 


 

 

نمودار (۳) همبستگی بین نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار و نوسان‌پذیری نرخ ارز
 (برای دورۀ 1391-1381)

 

 

 

نمودار (۴) همبستگی بین نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار و نوسان‌پذیری نرخ ارز
 (دورۀ 1392-1387)

 


- رابطۀ بازار سهام و تورم

نمودار 5 تابع واکنش آنی بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار را به شوک تورم نشان می‌دهد. براساس این نمودار، اولین واکنش شاخص بورس اوراق بهادار به شوک تورمی، افزایش ناگهانی و شدید به‌صورت افزایش شاخص است؛ سپس کاهش در شاخص دیده می‌شود و بعد از 10 دوره نیز شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار با رشدی که نسبت به سطح اولیۀ خود دارد، به تعادل می‌رسد.

 

 

 

 

نمودار (5) تابع واکنش آنی بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار به شوک تورم

 

 

نمودار 6 ضریب همبستگی بین نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار و نوسان‌پذیری تورم را نشان می‌دهد. براساس این نمودار می‌توان گفت همبستگی بین نوسان‌پذیری و نوسان‌پذیری تورم در طول این دوره مثبت بوده است. اگرچه این همبستگی ضعیف بوده و از همبستگی بین نرخ ارز و شاخص بورس اوراق بهادار کمتر است؛ مثبت و مخالف صفر است. اگرچه همبستگی بین نوسان‌پذیری تورم و بورس اوراق بهادار، در طول دوره نوسان داشته؛ روند افزایشی یا کاهشی نداشته است.

 

 

 

 

نمودار (۶) همبستگی بین نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار و نوسان‌پذیری تورم

 


 

 

- رابطۀ بازار سهام و قیمت نفت

نمودار 7 تابع واکنش آنی شاخص بورس اوراق بهادار را در مقابل شوک قیمت نفت نشان می‌دهد. شوک بر قیمت نفت باعث افزایش در بازده شاخص بورس اوراق بهادار می‌شود. این افزایش در سه دورۀ بعد از شوک اتفاق می‌افتد و سپس بازده بورس اوراق بهادار در سطح تعادلی بالاتر از حالت اولیه به وضعیت یکنواخت و تعادل برمی‌گردد. در بین متغیرهای کلان، شوک قیمت نفت باعث افزایش بیشتری در بازده شاخص بورس اوراق بهادار در کوتاه‌مدت شده است.

 

 

 

 

نمودار (۷) تابع واکنش آنی بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار به شوک قیمت نفت

 

 

نمودار 8 نیز ضریب همبستگی بین نوسان‌پذیری قیمت نفت و نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار را نشان می‌دهد. ضریب همبستگی حول صفر نوسان دارد و روند مشخصی ندارد؛ درنتیجه می‌توان گفت نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار با نوسان‌پذیری قیمت نفت، همبستگی مثبت یا منفی ندارد و نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار از نوسان‌پذیری قیمت نفت تأثیر نمی‌پذیرد.

 

 

 

 

نمودار (۸) همبستگی بین نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار و نوسان‌پذیری قیمت نفت

 

 

 

 

علاوه بر نتایجی که در قسمت‌های قبل ارائه شد، برآورد‌های این مطالعه حاوی نتایج فرعی نیز بوده است که به برخی از آن‌ها در زیر اشاره شده است:

- بیشترین همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرهای کلان الگو بین نرخ ارز و تورم است.

- برآورد الگو با استفاده از داده‌های روزانه (2308 روز)، روابط بلندمدت و کوتاه‌مدت را تقریباً مشابه الگو با داده‌های ماهانه به دست می‌آورد؛ اما همبستگی بین نوسان‌پذیری متغیرهای کلان و نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار در مقیاس روزانه بسیار پایین‌تر از مقیاس ماهانه است.

- با بررسی سایر توابع واکنش آنی می‌توان نتیجه گرفت که شوک به شاخص کل بورس اوراق بهادار باعث تغییر معنی‌دار نرخ ارز و تورم نمی‌شود.

- شوک در متغیرهای الگو، تورم را کمتر تحت تأثیر قرار می‌دهد و نرخ ارز را بیشتر متأثر می‌کند. 

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

براساس الگو‌های قیمت‌گذاری دارایی، متغیرهای کلان از مهم‌ترین عوامل اثرگذار بر قیمت دارایی‌ها از جمله سهام هستند. ازاین‌رو مطالعات گسترده‌ای درخصوص چگونگی اثرگذاری متغیرهای کلان بر بازار سهام و شاخص بازار انجام شده است؛ اما توجه به این روابط با توجه به ماهیت روابط و متغیرها می‌تواند به شناسایی و برآورد صحیح‌تر روابط بین متغیرهای کلان و بازار سهام کمک کند. در این مطالعه با توجه به ضعف‌های  مطالعات موجود در این حوزه، کوشش شده است الگوسازی دقیق و سازگار با موضوع انجام شود. بدین‌منظور از روش VARX-DCC-GARCH استفاده شده است. برخی از مزایای این الگوکه نقاط ضعف سایر مطالعات در این حوزه را می‌تواند پوشش دهد، عبارتند از:

- قیمت نفت به‌عنوان یک متغیر مهم در اقتصاد ایران، با درنظرگرفتن برونزایی و امکان ورود در تمام روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت لحاظ شده است.

- رابطۀ بین متغیرهای کلان و شاخص کل بورس اوراق بهادار علاوه بر اینکه در سطح میانگین متغیرها بررسی شده است، رابطۀ نوسان‌پذیری متغیرها (واریانس متغیرها) را نیز بررسی کرده است و از این نظر دید کامل‌تری در قالب یک الگو داشته است.

-  نوسان‌پذیری بین متغیرها در قالب الگوی پویا و همبستگی بین متغیرها، متغیر در طول زمان در نظر گرفته شده است.

با استفاده از داده‌های ماهانه متغیرهای شاخص بورس اوراق بهادار، نرخ ارز بازار، شاخص قیمتی مصرف‌کننده و قیمت نفت برای دورۀ دی‌ماه 1381 تا 1392 الگوی اشاره‌شده برآورد شد. براساس آزمون‌های انجام‌شده، دو رابطۀ بلندمدت شناسایی شد که یکی از آن‌ها به شاخص بورس اوراق بهادار و دیگری به نرخ ارز مربوط است. متغیر نرخ ارز، قیمت نفت و تورم هر سه رابطۀ مثبت و معنی‌دار بلندمدتی با شاخص بورس اوراق بهادار دارند؛ اما متغیر نرخ ارز بیشترین اثر را در بلندمدت بر شاخص بورس اوراق بهادار دارد.

در کوتاه‌مدت، در بین شوک‌های متغیرهای کلان، بیشترین اثر را شوک قیمت نفت و سپس نرخ ارز دارد و شوک قیمتی، اثر کمتری بر شاخص بورس اوراق بهادار دارد. همچنین سرعت تعدیل شاخص کل بورس اوراق بهادار در مقابل شوک‌های متغیر کلان بالا است و بعد از درنهایت 10 دوره به تعادل خود بر می‌گردد.

 نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار، بیشترین همبستگی را در بین متغیرهای کلان، با نرخ ارز دارد. به‌علاوه همبستگی بین نوسان‌پذیری نرخ ارز و نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار در سال‌های 1387 به بعد تقریباً دو برابر شده است. همبستگی بین نوسان‌پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار و نوسان‌پذیری تورم مثبت اما ضعیف است. به‌علاوه نوسان‌پذیری قیمت نفت با نوسان‌پذیری شاخص بورس اوراق بهادار همبستگی ندارد.

در مجموع با توجه به نتایج برآورد الگوها، تغییرات نرخ ارز هم در سطح میانگین و هم در سطح نوسان‌پذیری متغیرها، بیشترین اثر را در بین متغیرهای کلان بر شاخص کل بورس و نوسان‌های آن داشته است. از طرف دیگر تورم و قیمت نفت از نظر نوسان‌پذیری بر نوسان‌پذیری شاخص بورس، اثر قوی ندارند؛ اما تغییر در این متغیرها در بلندمدت و کوتاه‌مدت می‌تواند باعث تغییر در شاخص کل شود.

ازاین‌رو با توجه به نتایج به‌دست‌آمده مشخص است که نوسان‌های بازار سهام با نوسان‌های بازار ارز همبستگی دارد و تنظیم‌کنندگان بازار سرمایه برای کمک به کاهش نوسان‌های بازار سرمایه، باید وضعیت بازار ارز را رصد کنند و در نظر داشته باشند که افزایش نوسان‌ها در بازار ارز باعث ایجاد نوسان‌ها در بازار سرمایه می‌شود. همچنین رشد نرخ ارز، قیمت نفت و افزایش تورم باعث رشد بلندمدت شاخص سهام شده است. از آنجا که نوسان‌های بازار سهام برای سرمایه‌گذاران حائز اهمیت است، پیشنهاد می‌شود برای بررسی دقیق‌تر نوسان‌های بازار سهام، بازار ارز و نفت و تغییرات تورم را نیز به‌عنوان عامل اثرگذار در نظر بگیرند. البته علاوه بر تغییرات نرخ ارز باید به میزان نوسان‌پذیری نرخ ارز نیز توجه شود؛ زیرا باعث افزایش نوسان در بازار سهام می‌شود.

برای پژوهش‌های آینده پیشنهاد می‌شود رابطۀ بین نرخ ارز و قیمت سهام با دقت بیشتر و با داده‌های خرد شرکت‌های بورسی بررسی شود. این موضوع که تغییرات نرخ ارز با چه ساز و کاری بر بازار سهام ایران اثر می‌گذارد، پرسشی است که می‌تواند پایۀ پژوهشی کاربردی باشد. در این راستا تحلیل شرکت‌های بورسی واردات‌محور و صادرات‌محور در هنگام شوک‌های ارزی می‌تواند نتایج کاربردی داشته باشد.

 

منابع

[1]   Praei, K. & Shahsavar, M. (2008). The effect of macroeconomic variables on Iran`s exchange market, Economic Researches, Vol. 9, No. 1:21-38.

[2]   Heidarim H. Bashiri, S. (2011). Investigating The Relationship Between Real Exchange Rate Uncertainty and Stock Price Index In Tehran Stock Exchange Using VAR-GARCH Models, Jorunal of Economic Modeling Research, Vol. 3, No.  9: 71-93.

[3]   Samadi, S. Nasrollahi, K. & Karamalian, S. M. (2006). A survey on the relationship between financial market development and economic growth, Journal of Economic Researches, Vol. 6, No. 3: 20-43.

[4]   Karimzadeh, M. (2005). A survey on the long-run relationship between Tehran stock price index and monetary macro variables in the Iran`s economy, Journal of Iranian Economic Researches, Vol. 8, No. 26: 23-54.

[5]   Mojab, R. & Barkachian, S. M. (2010). The effect of petro earcnings on petroless real production, Journal of Money and Economy, No. 9: 45-88.

[6]   Mousaee, M., Mehregan, N. & Amiri, H. (2009). The relationship between stock market and macro economic variables in Iran, Journal of Economic Research and Policy, Vol. 18, No. 54: 73-94.

[7]   Antoniou, A. Garrett, I.  Priestley R. (1998),Macroeconomic variables as common pervasive risk factors and the empirical content of the arbitrage pricing theory, Journal of Empirical Finance, 5 (1998). 221–240.

[8]   Arouri, M. E. H., & Rault, C. (2012). Oil prices and stock markets in GCC countries: empirical evidence from panel analysis. International Journal of Finance & Economics, 17(3), 242-253.

[9]    Beltratti, A., & Morana, C. (2006). Breaks and persistency: macroeconomic causes of stock market volatility. Journal of Econometrics, 131(1), 151-177.

[10]             Bilson, C. M., Brailsford, T. J., & Hooper, V. J. (2001). Selecting macroeconomic variables as explanatory factors of emerging stock market returns. Pacific-Basin FinanceJournal, 9, 401−426

[11]             Christopher gan and et.al (2006),"macroeconomic variables and stock market interactions: new Zeland evidence", the journal of investment management and financial innovation.89-101.

[12]             Cutler, D.M., J.M. Poterba and L.H. Summers, (1989), What moves stock prices?, Journal of Portfolio Management, 15, 4-12

[13]             Diebold Francis X and Yilmaz Kamil(2008)” Macroeconomic Volatility and Stock Market Volatility, Worldwide” NBER Working Paper No. 14269,

[14]             Dornbusch, R., & Fisher, S. (1980), Exchange rates and the current account, American Economic Review, 70, 960–971.

[15]             Engle. R & Sheppard. K (2001), “Theoretical and Empirical properties of Dynamic Conditional Correlation Multivariate GARCH”, National Bureau of Economic Research, Working Paper.

[16]             Engle, R. F., Ghysels, E., & Sohn, B. (2013). Stock market volatility and macroeconomic fundamentals. Review of Economics and Statistics, 95(3), 776-797.

[17]             Engle. R. F (2002), “Dynamic Conditional Correlation a Simple Class of Multivariate GARCH Models”, Journal of Business and Economic Statistics, 20, 339-350.

[18]             Fama, E. F., & French, K. R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of financial economics, 33(1), 3-56.

[19]             Gaurav A, Srivastava A, (2011), Stock Market Returns and Exchange Rates Volatility: A GARCH Application, Research Journal of Internatıonal Studıes - Issue 20

[20]             Gjerde, Ø., & Saettem, F. (1999). Causal relations among stock returns and macroeconomic variables in a small, open economy. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 9(1), 61-74.

[21]             Groenewold, N., and P. Fraser. (1999) ``Time-Varying Estimates of CAPM Betas.'' Mathematics and Computersin Simulation 48(4-6): 531-539.

[22]             Harbo I. Johansen S. Nielson B. & Rahbek A.R. (1998). Asymptotic Inference on Cointegrating Rank in Partial Systems, Journal of the American Statistical Association, 16, 388-399

[23]             Ibrahim, M., & Musah, A. (2014). An Econometric Analysis of the Impact of Macroeconomic Fundamentals on Stock Market Returns in Ghana. Research in Applied Economics, 6(2), 47-72.

[24]             Karoui, A. (2006). The correlation between FX rate volatility and stock exchange returns volatility: An emerging markets overview. Available at SSRN 892086.

[25]             Kilian, L., & Park, C. (2009). The Impact of Oil Price S hocks on The US Stock Market. International Economic Review, 50(4), 1267-1287.

[26]             Maghyereh, A., & Al-Kandari, A. (2007). Oil prices and stock markets in GCC countries: new evidence from nonlinear cointegration analysis. Managerial Finance, 33(7), 449-460.

[27]             Pebbles, G. Wilson P., (1996) The Singapore economy ,Edward Elgar, Cheltenham, UK.

[28]             Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2000). Structural analysis of vector error correction models with exogenous I(1) variables. Journal of Econometrics, 97(2), 293-343.

[29]             Pilinkus, D., & Boguslauskas, V. (2015). The short-run relationship between stock market prices and macroeconomic variables in Lithuania: an application of the impulse response function. Engineering Economics, 65(5) 35-52.

[30]             Ross Stephen A, (1976), The arbitrage theory of capital asset pricing , Journal of Economic Theory, 13 ,341–360.

[31]             Sadorsky. P(1999) Oil price shocks and stock market activity, Energy Economics, 21,  449–469.

[32]             Schwert, G. W. (1989). Why does stock market volatility change over time? The journal of finance, 44(5), 1115-1153.

[33]             Subair, K., & Salihu, O. M. (2004). Exchange rate volatility and the stock market: the Nigerian experience. Kwara State University.

[34]             Van Rensburg, P. (1999). Macroeconomic identification of candidate APT factors on the Johannesburg Stock Exchange. Journal for Studies in Economic and Econometrics, 23, 27-53.

[35]             Walti, S. (2005). The macroeconomic determinants of stock market synchronization. Journal of International Banking Law, 11(10), 436-41.

 

 

 


 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



[1]. الگوهای مارکویتز (1952)، گورودن(1956) شارپ (1964)، لینتر (1965)، موسین (1966)، راس (1976) و بلاک- شولز (1973) از مهم‌ترین الگو‌های مزبور هستند

[2]. Markowitz

[3]. Sharp

[4]. Capital Asset Pricing Model

[5]. Arbitrage Pricing Theory

[6]. Factors

[7]. Volatility

[8]. Gordon

[9]. Dividend Discount Model

[10]. برخی از مطالعات این گروه عبارتند از : جونز و کوال(1996)، باشر و سادروسکی(2006) و جامازی و الوی(2010)

.[11] برخی از مطالعات این گروه عبارتند از: سادورسکی(2001)، الشریف و همکاران(2005)

[12]. برخی از مطالعات این گروه عبارتند از: پارک و راتی(2008)، مطالعات آروری و راولت(2009)، ماقیره و الکانداری(2007) و میمونی و همکاران (2012)

[13]. برخی از مطالعات این گروه عبارتند از: آپرگیس و میلر(2009)، وی(2003)، میلر و راتی(2009) برای 6 کشور عضو OECD و الجنابی و همکاران (2010)

[14]. Domestic Retail Oil Price (ROIL)

[15]. Cointegrated VARX

[16]. Cointegration

[17]. Partial VAR

[18]. Conditional Model

[19]. Marginal Model

[20]. Dynamic Conditional Correlation

[21]. Log- likelihood

[22]. Maximum Eigenvalue Statistic

[23]. Trace Statistic

[24]. Impulse Response Function(IRF)

[25]. سایر نتایج الگو برای هر دو دورۀ 1391-1381 و 1391-1387یکسان است بدین ‌دلیل در سایر بخش‌ها نتایج برآورد کوتاه‌مدت‌تر آورده نشده است

[1]   Praei, K. & Shahsavar, M. (2008). The effect of macroeconomic variables on Iran`s exchange market, Economic Researches, Vol. 9, No. 1:21-38.

[2]   Heidarim H. Bashiri, S. (2011). Investigating The Relationship Between Real Exchange Rate Uncertainty and Stock Price Index In Tehran Stock Exchange Using VAR-GARCH Models, Jorunal of Economic Modeling Research, Vol. 3, No.  9: 71-93.

[3]   Samadi, S. Nasrollahi, K. & Karamalian, S. M. (2006). A survey on the relationship between financial market development and economic growth, Journal of Economic Researches, Vol. 6, No. 3: 20-43.

[4]   Karimzadeh, M. (2005). A survey on the long-run relationship between Tehran stock price index and monetary macro variables in the Iran`s economy, Journal of Iranian Economic Researches, Vol. 8, No. 26: 23-54.

[5]   Mojab, R. & Barkachian, S. M. (2010). The effect of petro earcnings on petroless real production, Journal of Money and Economy, No. 9: 45-88.

[6]   Mousaee, M., Mehregan, N. & Amiri, H. (2009). The relationship between stock market and macro economic variables in Iran, Journal of Economic Research and Policy, Vol. 18, No. 54: 73-94.

[7]   Antoniou, A. Garrett, I.  Priestley R. (1998),Macroeconomic variables as common pervasive risk factors and the empirical content of the arbitrage pricing theory, Journal of Empirical Finance, 5 (1998). 221–240.

[8]   Arouri, M. E. H., & Rault, C. (2012). Oil prices and stock markets in GCC countries: empirical evidence from panel analysis. International Journal of Finance & Economics, 17(3), 242-253.

[9]    Beltratti, A., & Morana, C. (2006). Breaks and persistency: macroeconomic causes of stock market volatility. Journal of Econometrics, 131(1), 151-177.

[10]             Bilson, C. M., Brailsford, T. J., & Hooper, V. J. (2001). Selecting macroeconomic variables as explanatory factors of emerging stock market returns. Pacific-Basin FinanceJournal, 9, 401−426

[11]             Christopher gan and et.al (2006),"macroeconomic variables and stock market interactions: new Zeland evidence", the journal of investment management and financial innovation.89-101.

[12]             Cutler, D.M., J.M. Poterba and L.H. Summers, (1989), What moves stock prices?, Journal of Portfolio Management, 15, 4-12

[13]             Diebold Francis X and Yilmaz Kamil(2008)” Macroeconomic Volatility and Stock Market Volatility, Worldwide” NBER Working Paper No. 14269,

[14]             Dornbusch, R., & Fisher, S. (1980), Exchange rates and the current account, American Economic Review, 70, 960–971.

[15]             Engle. R & Sheppard. K (2001), “Theoretical and Empirical properties of Dynamic Conditional Correlation Multivariate GARCH”, National Bureau of Economic Research, Working Paper.

[16]             Engle, R. F., Ghysels, E., & Sohn, B. (2013). Stock market volatility and macroeconomic fundamentals. Review of Economics and Statistics, 95(3), 776-797.

[17]             Engle. R. F (2002), “Dynamic Conditional Correlation a Simple Class of Multivariate GARCH Models”, Journal of Business and Economic Statistics, 20, 339-350.

[18]             Fama, E. F., & French, K. R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of financial economics, 33(1), 3-56.

[19]             Gaurav A, Srivastava A, (2011), Stock Market Returns and Exchange Rates Volatility: A GARCH Application, Research Journal of Internatıonal Studıes - Issue 20

[20]             Gjerde, Ø., & Saettem, F. (1999). Causal relations among stock returns and macroeconomic variables in a small, open economy. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 9(1), 61-74.

[21]             Groenewold, N., and P. Fraser. (1999) ``Time-Varying Estimates of CAPM Betas.'' Mathematics and Computersin Simulation 48(4-6): 531-539.

[22]             Harbo I. Johansen S. Nielson B. & Rahbek A.R. (1998). Asymptotic Inference on Cointegrating Rank in Partial Systems, Journal of the American Statistical Association, 16, 388-399

[23]             Ibrahim, M., & Musah, A. (2014). An Econometric Analysis of the Impact of Macroeconomic Fundamentals on Stock Market Returns in Ghana. Research in Applied Economics, 6(2), 47-72.

[24]             Karoui, A. (2006). The correlation between FX rate volatility and stock exchange returns volatility: An emerging markets overview. Available at SSRN 892086.

[25]             Kilian, L., & Park, C. (2009). The Impact of Oil Price S hocks on The US Stock Market. International Economic Review, 50(4), 1267-1287.

[26]             Maghyereh, A., & Al-Kandari, A. (2007). Oil prices and stock markets in GCC countries: new evidence from nonlinear cointegration analysis. Managerial Finance, 33(7), 449-460.

[27]             Pebbles, G. Wilson P., (1996) The Singapore economy ,Edward Elgar, Cheltenham, UK.

[28]             Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2000). Structural analysis of vector error correction models with exogenous I(1) variables. Journal of Econometrics, 97(2), 293-343.

[29]             Pilinkus, D., & Boguslauskas, V. (2015). The short-run relationship between stock market prices and macroeconomic variables in Lithuania: an application of the impulse response function. Engineering Economics, 65(5) 35-52.

[30]             Ross Stephen A, (1976), The arbitrage theory of capital asset pricing , Journal of Economic Theory, 13 ,341–360.

[31]             Sadorsky. P(1999) Oil price shocks and stock market activity, Energy Economics, 21,  449–469.

[32]             Schwert, G. W. (1989). Why does stock market volatility change over time? The journal of finance, 44(5), 1115-1153.

[33]             Subair, K., & Salihu, O. M. (2004). Exchange rate volatility and the stock market: the Nigerian experience. Kwara State University.

[34]             Van Rensburg, P. (1999). Macroeconomic identification of candidate APT factors on the Johannesburg Stock Exchange. Journal for Studies in Economic and Econometrics, 23, 27-53.

[35]             Walti, S. (2005). The macroeconomic determinants of stock market synchronization. Journal of International Banking Law, 11(10), 436-41.