اثرکسری بودجۀ دولت و اعتبارات بخش بانکی در اندازۀ بازار سهام: رویکرد الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 استادیار گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

2 استادیار گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

3 کارشناس ارشد اقتصاد، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

چکیده

هدف این مطالعه، بررسی اثر اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی و کسری بودجۀ دولت در اندازۀ بازار سهام در منتخبی از کشورهای در حال ‌توسعه است. در این راستا، تجزیه و تحلیل برای داده‌های 15 کشور در حال ‌توسعه در دورۀ زمانی 2012-1993 با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی انجام شد. مطابق نتایج آزمون علیت در سطح اطمینان 95 درصد، هیچ رابطۀ علیتی بین اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی و سرمایۀ بازار سهام (اندازۀ بازار) وجود نداشته است؛ اما متغیر سرمایۀ بازار سهام علیت گرنجر، متغیر کسری بودجۀ دولت و تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص بوده است. نتایج تجزیه و تحلیل توابع واکنش تکانه‌ای، نشان‌دهندۀ اثر مثبت شوک‌های کسری بودجه و اعتبارات بخش بانکی و اثر منفی شوک تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص در شاخص سرمایۀ بازار سهام بوده است. مطابق نتایج، تجزیۀ واریانس با وجود اثرگذاری متغیرهای تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص، کسری بودجۀ دولت و اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی در نوسان‌های شاخص سرمایۀ بازار سهام، اثر شوک متغیر سرمایۀ بازار سهام، درصد زیادی از واریانس خطای پیش‌بینی خود را توضیح داده است.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Effect of Government Deficit and Banking Sector Credit on the Stock Market Size:Panel VAR Model Approach

نویسندگان [English]

  • Ebrahim Anvari 1
  • Masud Khodapanah 2
  • Elham Takband 3
1 Shahid Chamran University of Ahvaz, Ahvaz, Iran
2 Shahid Chamran University of Ahvaz, Ahvaz, Iran
3 Shahid Chamran University of Ahvaz, Ahvaz, Iran
چکیده [English]

The purpose of this study is to examine the effect of banking sector credit and government deficit’s shock on stock market size in selected developing countries. Analysis has been made on data from 15 developing countries over the period 2012-1993, using panel VAR model. Causality test results show that at 95% confidence level there is not causal relationship between bank credit and the private sector and stock market capitalization (market size). But stock market capitalization variable had a causal effect on the government deficit and gross fixed capital .The analysis of impulse response functions reflects banking sector credit and deficit shocks’ positive effect and negative effect of shocks gross fixed capital formation on stock market capitalization index. Analysis of variance showed that the effect of stock market capitalization variable shock explained high percentage of its prediction error variance; and then arrange the gross fixed capital formation, government deficit and bank credit to the private sector to explain the fluctuations of stock market capitalization index.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Stock exchange
  • Government deficit
  • Banking sector credit
  • Panel vector auto regressive models

مقدمه

بازار مالی به دو بخش عمدۀ بازار سرمایه و بازار پول و بازار سرمایه خود به دو بخش بازار اولیه و ثانویه تقسیم می‌شود. سهام مهم‌ترین ابزار این بازار به شمار می‌رود؛ اما بازار پول شامل نهادهای متعدد پولی است. در کشورهای در حال توسعه، بانک‌ها مهم‌ترین بخش بازار پول را تشکیل می‌دهد. برخی اقتصاددانان معتقدند تفاوت اقتصادهای توسعه‌یافته و توسعه‌نیافته نه به‌دلیل فناوری پیشرفته، به‌دلیل وجود بازارهای مالی یکپارچه، فعال و گسترده است که کشورهای توسعه‌نیافته از وجود چنین بازارهایی محروم هستند[15]. با توجه به اینکه توسعۀ مالی، ابزار، مؤسسات و بازارهای مالی را در برمی‌گیرد و در این میان، بانک‌ها و بازار سهام، بخش اساسی توسعۀ بازار مالی را تشکیل می‌دهد؛ بنابراین توسعۀ مالی، مفهومی چندوجهی است که توسعۀ بخش بانکی و توسعۀ بازار سهام را نیز در برمی‌گیرد. مجموعه‌ای از معیارها برای نشان‌دادن توسعۀ مالی به کار می‌رود؛ ازجملۀ این معیارها، اعتبارات (تسهیلات) بانک‌ها به بخش خصوصی است. این شاخص به‌خوبی توسعۀ بخش بانکی را نشان می‌دهد. علت ترجیح‌دادن شاخص اعتبارات بخش خصوصی به دیگر شاخص‌ها این است که این شاخص، دیگر معیارهای مربوط به توسعۀ مالی استفاده‌شده در متون علمی را بهبود داده است [17]. اندازۀ بازار سهام نیز از مشخصه‌های توسعۀ بازار سهام است. اندازۀ بازار سهام مهم است؛ زیرا با توانایی برای تحرک سرمایه و توزیع ریسک، رابطۀ مثبت دارد. با افزایش اندازۀ بازار، توانایی آن برای کاهش ریسک ارتقا خواهد یافت [22]. ریسک بازار دو مؤلفه دارد: اولین مؤلفۀ ریسک، نقدشوندگی بازار و دومین مؤلفه مرتبط با شوک‌های تقاضای ناهمبسته است. [10].کوشش برای کارآمدکردن بازار سهام برای جذب سرمایه‌ها، یکی از عواملی است که رشد و توسعۀ اقتصادی کشورها را بیمه خواهد کرد؛ بنابراین لزوم مطالعه و بررسی بازار سهام از جنبه‌های مختلف، برای شناسایی نقاط قوت و ضعف آن بر کسی پوشیده نیست. در سال‌های اخیر، پیشرفت‌هایی در مطالعات بخش مالی در کشورهای توسعه‌یافته انجام شده است؛ به‌گونه‌ای که بسیاری از اقتصاددانان، رشد زیاد این کشورها را به بخش مالی نسبت داده‌اند؛ اما در کشورهای در حال توسعه، مطالعات کمتری در این رابطه انجام شده است. براساس الگوهای قیمت‌گذاری دارایی، متغیرهای کلان از مهم‌ترین عوامل اثرگذار در قیمت دارایی‌ها ازجمله سهام است [1]. با توجه به اهمیت این مسأله در دهه‌های اخیر، مطالعات فراوانی، عوامل مؤثر در بازار سهام، به‌ویژه متغیرهای کلان اقتصادی را بررسی کرده است؛ اما به‌سبب تغییر شرایط اقتصاد بین‌الملل در سال‌های اخیر و پیشرفت‌های گسترده در ابزارهای تحلیل، نیاز به مطالعات تجربی رابطۀ کسری بودجه و بازار سهام مشاهده می‌شود. در زمینۀ چگونگی ارتباط اعتبارات (تسهیلات) بخش بانکی و بازار سهام به‌عنوان دو شاخص توسعۀ مالی، مطالعات زیادی انجام نشده است و تنها منابع اندکی، روابط موجود میان بازارهای مالی را بررسی کرده است. براساس این، مطالعۀ اثر متغیرهای اقتصادی در اندازۀ بازار سهام ضروری به نظر می‌رسد. این مقاله در چهار بخش سازماندهی شده است. پس از مقدمه در قسمت اول، در بخش دوم، مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش، در بخش سوم، تصریح و تحلیل نتایج الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی و درنهایت، در بخش چهارم نیز جمع‌بندی و نتیجه‌گیری پژوهش بیان شده است.

 

مبانی نظری

از لحاظ نظری، رفتار سیاست مالی (تغییرات در مخارج دولت یا مالیات‌ها که به کسری یا مازاد بودجه منجر می‌شود) نقش معناداری در تعیین قیمت دارایی‌ها دارد [18]. براساس نظریه‌های اقتصادی، دلایل مختلفی مبنی بر تأثیر متقابل سیاست مالی و قیمت دارایی‌ها به‌ویژه قیمت سهام وجود دارد. نظریه‌های مختلفی مانند نظریۀ سبد سرمایه‌گذاری، نظریۀ پایۀ فیشر و الگوی توبین، اثر سیاست مالی را در بازده دارایی‌ها تبیین می‌کند [19]. بارو[1] (1974) با بسط قضیۀ هم‌ارزی ریکاردویی اینگونه استدلال می‌کند که افراد منطقی با توجه به کسری بودجۀ فعلی، بدهی‌های مالیاتی آتی را پیش‌بینی و به‌طور کامل، آن را در زمان حال تنزیل می‌کنند. در این حالت، سرمایه‌گذاران اوراق بهادار خود را اصلاح نمی‌کنند؛ بنابراین اگر افراد به‌درستی افزایش مالیات‌های آتی را به‌دلیل افزایش در کسری بودجۀ کنونی تشخیص دهند، کسری بودجه در قیمت و بازده سهام و خالص ثروت افراد، تأثیری نخواهد داشت [6]. قضیۀ هم‌ارزی ریکاردویی با فرضیۀ کارایی بازار سهام نیز حمایت می‌شود [11]. بوث و رید[2] (1989) در راستای تأیید فرضیۀ بالا، تأثیر کسری بودجه را در بازار سهام و سایر دارایی‌های مالی در یک اقتصاد باز کوچک بررسی کردند. هدف اصلی مطالعۀ آنها، آزمون فرضیۀ هم‌ارزی ریکاردویی در بازار سهام و سایر دارایی‌های مالی کشور کانادا بوده است. نتایج نشان داد کسری بودجه در بازار سهام و سایر دارایی‌های مالی این کشور تأثیری ندارد؛ بنابراین قضیۀ هم‌ارزی ریکاردویی مبنی بر تأثیرنداشتن کسری بودجه در ارزش بازار سهام و سایر دارایی‌های مالی تأیید می‌شود [10]. برخلاف قضیۀ هم‌ارزی ریکاردویی، از نظر توبین[3] (1969) و بلانچارد[4] (1981) کسری بودجه در بازار سهام اثرگذار بوده است. توبین در نظریۀ تعادل عمومی خود، الگویی را طراحی کرد که هر دو کسری بودجه و رشد پول، تأثیر زیادی در قیمت و بازده سهام می‌تواند داشته باشد. براساس این رویکرد، کانال اصلی اثرگذاری سیاست‌ها و رخدادهای مالی در تقاضای کل با تغییر ارزش‌گذاری دارایی‌های فیزیکی نسبت به هزینه‌های جایگزینی آنها است [29]. بلانچارد نیز با تأکید بر اثرگذاری کسری بودجه در بازار سهام، استدلال می‌کند سیاست بودجه‌ای دولت ممکن است با مجموعه‌ای از ملاحظات سیاسی و اقتصادی تحریک شود که با عاملان اقتصادی پیش‌بینی نشود. در این حالت با توجه به اینکه اثر کسری بودجه در نرخ بهره یکی از کانال‌های اثرگذار در قیمت و بازده سهام است، سیاست مالی (کسری بودجه) به صورت یک شوک، بازده سهام را تحت تأثیر قرار می‌دهد [7]. گوپتا[5] و همکاران (2014) در راستای فرضیۀ فوق نشان دادند هنگامی که سیاست مالی گسترش داشته است، قیمت دارایی‌ها افزایش‌یافته است. به علاوه افزایش قیمت دارایی‌ها، کسری بودجه را کاهش داده است [13]. چاتزیانتونیو[6] و همکاران (2013) نیز دریافتند سیاست‌های پولی و مالی به‌طور مستقیم و غیرمستقیم، بازار سهام را تحت تأثیر قرار می‌دهد [16]. برای تجزیه ‌و تحلیل اثر کسری بودجه در نرخ بهره، حالت‌های مختلفی در نظر گرفته می‌شود که در نحوۀ اثرگذاری کسری بودجه در نرخ بهره و سپس در قیمت سهام، نتایج متفاوتی را در بردارد. فعال یا منفعل‌بودن کسری بودجه، وضعیت اقتصاد کلان (رکود یا اشتغال کامل)، دائم یا موقت‌بودن کسری بودجه و موضع‌گیری سیاست پولی در برابر کسری بودجه، همگی در ارتباط کسری بودجه و نرخ بهره (به دنبال آن در قیمت و بازده سهام)، آثار متفاوتی (مثبت یا منفی) اعمال می‌کنند؛ به‌عنوان‌ مثال، کسری بودجۀ منفعل که از رکود و ضعف اقتصادی طولانی‌مدت ناشی می‌شود، به‌طور عمده با نرخ‌های کم بهرۀ کوتاه‌مدت و بلندمدت در رابطه است. درمقابل، کسری‌های بودجۀ فعال که از سیاست‌های تحریک مالی به وجود می‌آید، با توجه به چگونگی وضعیت اقتصاد کلان، نرخ بهره را می‌تواند افزایش یا کاهش دهد [28]. از دیدگاهی دیگر، اثر کسری بودجه در قیمت و بازده سهام با توجه به وضعیت اقتصاد کلان در دو حالت کلی بررسی می‌شود. یک حالت زمانی است که اقتصاد در وضعیت رکودی باشد (مطابق دیدگاه کینزین‌ها) و حالت دیگر، زمانی که اقتصاد در اشتغال کامل به سر می‌برد (دیدگاه نئوکلاسیک‌ها). زمانی که اقتصاد در رکود به سر می‌برد، افزایش در کسری بودجه به‌دلیل کاهش مالیات یا افزایش در مخارج دولت، اغلب فعالیت‌های اقتصادی را تحریک می‌کند. از آنجا که افزایش در تقاضای کل با منابع بیکار موجود (در حالت رکود) می‌تواند تأمین شود، اثر احتمالی در قیمت‌ها به حداقل خواهد رسید. در این حالت، کسری بودجه موجب افزایش تورم نمی‌شود؛ اما نرخ بهره تا حدودی به‌دلیل گسترش فعالیت‌های کل اقتصاد افزایش می‌یابد. افزایش در تقاضای کل (و به دنبال آن افزایش در تولید کل) با افزایش در جریان‌های نقدی مدّنظر شرکت، ارزش سهام را افزایش می‌دهد. نرخ بهره نیز با افزایش نرخ تنزیل، ارزش سهام را کاهش می‌دهد. در این شرایط، کینزین‌ها معتقدند اثر مثبت افزایش در تقاضای کل بر اثر منفی نرخ بهره غلبه می‌کند و کسری بودجه (ناشی از سیاست مالی فعال برای رهایی اقتصاد از رکود) در قیمت و بازده سهام اثر مثبت دارد. این در حالی است که برخی دیگر معتقدند در این شرایط، اگر بانک مرکزی با افزایش عرضۀ پول، کسری را برطرف نکند، اثر ناخالص در ارزش سهام نامشخص است؛ با وجود این‌، چنانچه بانک مرکزی افزایش در کسری را با عرضۀ پول جبران کند، تا حدودی افزایش نرخ بهره جبران می‌شود؛ درنتیجه، آثار مثبت افزایش تقاضای کل در قیمت و بازده سهام احتمالاً مثبت است؛ بنابراین در طول دوره‌ای که اقتصاد در رکود به سر می‌برد، عرضۀ پول نباید نگرانی سرمایه‌گذاران را دربارۀ تورم افزایش دهد [26]. درمقابل، کسری بودجه احتمالاً در طول دورۀ اشتغال کامل، قیمت و بازده سهام را کاهش می‌دهد. در این حالت، افزایش کسری بودجه، تقاضای کل و نرخ بهره را افزایش می‌دهد؛ اما چون اقتصاد در اشتغال کامل است، افزایش در تقاضای کل به افزایش در تولید منجر نمی‌شود. درمقابل، شرکت‌ها منحصراً قیمت‌های تولیداتشان را افزایش می‌دهند و درنتیجه، موجب افزایش سطح عمومی قیمت‌ها می‌شوند. افزایش قیمت‌ها، تقاضا برای پول را افزایش می‌دهد و نرخ بهره اینگونه نیز افزایش می‌یابد. در این شرایط، از دیدگاه کلاسیک‌ها، افزایش نرخ بهره با اثر جبرانی، سرمایه‌گذاری بخش خصوصی و به‌تبع آن، سرمایه‌گذاری در بازار سهام را کاهش می‌دهد و در قیمت و بازده سهام، اثر منفی خواهد داشت. علاوه بر این، افزایش نرخ بهره با افزایش‌دادن نرخ تنزیل به کاهش ارزش سهام منجر می‌شود. پولی‌کردن کسری بودجه در این حالت، نگرانی‌های تورمی را تشدید می‌کند؛ بنابراین افزایش کسری بودجه در طول دورۀ اشتغال کامل به‌طورکلی به کاهش ارزش سهام منجر می‌شود [26].

آنگلاچ[7] و همکاران (2016) در مقاله‌ای با عنوان سیاست‌های مالی و عملکرد بازار سرمایه، رابطۀ سیاست‌های مالی و عملکرد بازار سرمایه را در 6 کشور مرکز و شرق اروپا، عضو اتحادیۀ اروپا، برای دورۀ 2015-2004 بررسی کردند. آنها برای درک بهتر آثار سیاست‌های مالی در عملکرد بازار سرمایه و عملکرد بازار سرمایه بر سیاست مالی، رابطۀ شاخص‌های مدّنظر را در دو جهت بررسی کردند.آنها دریافتند برای جمهوری چک و اسلواکی، ارتباط دوجانبه‌ای بین سیاست‌های مالی و عملکرد بازار سرمایه وجود دارد. در بلغارستان، سیاست‌های مالی در بازار سرمایه تأثیر می‌گذارد؛ در حالی که در لهستان، بازده بازار سرمایه‌ در سیاست مالی تأثیر می‌گذارد؛ اما برای دو کشور مجارستان و رومانی، هیچ تأثیر در خور ‌توجهی بین متغیرها نیافتند [5].

به علاوه با توجه به اهمیت و نقش برجستۀ بازارهای مالی و ارتباط آنها در اقتصاد، نقش‌های بانک‌ها با بازار سرمایه بررسی می‌شود. دمیرگوچ -کونت و لوین[8] (1996) با استفاده از نمونه‌ای متشکل از 44 کشور (توسعه‌یافته و نوظهور) در دورۀ 1986-1993 نشان دادند شاخص‌های توسعۀ بازار سهام با شاخص‌های توسعۀ سیستم بانکی، همبستگی مثبت زیادی دارد. آنها نشان دادند توسعۀ بازار سهام با توسعۀ سیستم بانکی، رابطۀ مثبت دارد [9]. به‌دلیل اینکه بانک‌ها و بازار سرمایه در هدایت پس‌اندازها به سمت پروژه‌های سرمایه‌گذاری، نقش واسطه دارند، می‌توانند مکمل و جایگزین یکدیگر باشند [21]. یارتی[9] (2008) در مقاله‌ای با عنوان «عوامل مؤثر در توسعۀ بازار سهام در اقتصاد رو به رشد» با استفاده از داده‌های تابلویی از
42 اقتصاد در حال ظهور در دورۀ 2004-1990 نشان داد در مراحل اولیۀ توسعۀ خود، توسعۀ بخش بانکی، مکمل توسعۀ بازار سهام محسوب می‌شود؛ اما زمانی که بازارهای سهام به ‌اندازۀ کافی توسعه یافتند، به رقابت با بخش بانکی تمایل دارند [31]. حذف فعالیت بانک‌ها از بازار سرمایه باعث کاهش فعالیت بازار سرمایه می‌شود [12]. برعکس، عملیات بازار سرمایه در فعالیت نظام بانکی تأثیر می‌گذارد؛ از این‌رو، همکاری مشترک بانک‌ها و بازار سرمایه در راستای تقویت یکدیگر است و باعث افزایش اطمینان در بازارهای مالی خواهد شد. علاوه بر این به‌دلیل اینکه نهادهای قانونگذاری متفاوتی برای انواع مختلف بازارهای مالی وجود دارد، هماهنگی میان این قانونگذاران بسیار دشوار می‌شود؛ بنابراین قوانین مختلفی که این نهادهای قانون‌گذار وضع می‌کنند، باعث ایجاد نوعی مزیت رقابتی میان برخی بازارها و نهادهای مالی یک بازار با بازار دیگر می‌شود [21]. عبده تبریزی و رادپور (1391) در مقالۀ خود با عنوان جایگاه بازار سرمایه و نقش آن در تعامل با صنعت بانکداری، یکی از راه‌های کمک بانک‌ها به بازار سرمایه را وام‌دهی بانک‌ها به شرکت‌ها معرفی و درادامه، بیان می‌کنند که بانک‌های سرمایه‌گذاری در توسعۀ بازار سرمایه، نقش‌های مهمی ازجمله افزایش پایۀ سرمایه بازارهای مالی، کمک به خصوصی‌سازی، افزایش نقد شوندگی بازار سهام و افزایش کارایی اطلاعاتی این بازار دارد [2]. نظام بانکی خواه در نقش مکمل و خواه در نقش رقیب‌بودن بازار سرمایه، تکمیل‌کنندۀ بازار سرمایه است؛ یعنی زمانی که بانک در نقش مکمل بازار سرمایه است، نیازهای مالی‌ای را تأمین می‌کند که تکمیل‌کنندۀ فعالیت‌های بازار سرمایه در این زمینه است و در حالتی که در نقش رقیب بازار سرمایه است، باعث رونق فعالیت‌های بازار سرمایه می‌شود و این امر، رشد و توسعۀ اقتصادی را به دنبال خواهد داشت. در بررسی‌های وضعیت بازارهای مالی از شاخص‌های مختلفی استفاده می‌شود؛ با ‌وجود این، شاخص‌ها درنهایت، نشان‌دهندۀ یکی از سه ویژگی کارایی، نقدینگی و عمق بازارها است. وجود این شاخص‌ها در بازار به معنای رشد و توسعۀ مالی است که آنها نیز باعث رشد و توسعۀ اقتصادی می‌شود [30]. چند معیار ازجمله اعتبارات (تسهیلات) خصوصی[10]، بدهی‌های نقدی[11] و دارایی‌های بانک تجاری - مرکزی[12] توسعۀ بخش بانکی را به‌خوبی نشان می‌دهد. اعتبار خصوصی، مرسوم‌ترین معیار اندازه‌گیری توسعۀ مالی است [20]. مهم‌ترین مزیت این شاخص آن است که اعتبارات بخش دولتی در محاسبۀ آن در نظر گرفته نمی‌شود [25]؛ بنابراین، این پژوهش، دو فرضیه دارد. فرضیۀ اول، اثر مثبت تسهیلات بخش بانکی در سرمایۀ بازار و فرضیۀ دوم، اثر منفی کسری بودجۀ دولت در سرمایه بازار است.

 

روش پژوهش

روش استفاده‌شده برای برآورد الگوی پژوهش الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی است. از مزایای این الگو به نبود مشکل هم‌خطی میان متغیرها و شناسایی متغیرها، قابلیت پیش‌بینی، مشاهدۀ میزان تأثیر شوک‌ها در متغیر مدّنظر با استفاده از تابع واکنش تکانه‌ای و تحلیل واریانس می‌توان اشاره کرد. در عین ‌حال، پژوهشگر را درگیر تمیز بین متغیرهای درون‌زا و برون‌زای الگو نمی‌کند؛ زیرا به استثنای عرض از مبدأ، متغیر روند و متغیرهای مجازی که گاهی اوقات وارد الگو می‌شود، همۀ متغیرها درون‌زا است [3]. به‌صورت کلی، معادلۀ خودرگرسیون برداری تابلویی در حالت دومتغیره به‌شکل زیر است:

 

(1)

 

 

 

(2)

 

معادلۀ 2 یک الگوی استاندارد خودرگرسیون برداری تابلویی است. الگوی مدّنظر براساس مطالعات پرادهان[13] و همکاران (2014،2015) و ولی نژاد (2009) بنا نهاده شده است. در این الگو با استفاده از روش الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی، تأثیر اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی و کسری بودجۀ دولت در اندازۀ بازار سهام بررسی شده است. از کل کشورهای در حال توسعه با توجه به محدودیت آمار و اطلاعات، ایران و 14 کشور در حال توسعۀ[14] دیگر انتخاب شده است. گفتنی است همۀ داده‌ها به‌صورت درصدی از تولید ناخالص داخلی وارد الگو شده ‌است. آمارهای مربوط به سرمایۀ بازار، اعتبار اعطایی به بخش خصوصی و تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص از سایت بانک جهانی و داده‌های مربوط به کسری بودجه از سایت اقتصاد جهانی[15] و سایت بانک جهانی[16] به‌صورت سالانه و برای بازه زمانی 2012-1993 جمع‌آوری شده‌ است. با توجه به ساختار داده‌های ترکیبی، تعداد کل داده‌های استفاده‌شده برابر 300 بوده است. الگوی مربوط به شاخص سرمایۀ بازار سهام (MAC) به‌صورت زیر معرفی می‌شود:

 

(3)

در رابطۀ بالا، MAC نشان‌دهندۀ سرمایۀ بازار سهام و برابر با نسبت ارزش سهام ثبت‌شده به تولید ناخالص داخلی و به‌عنوان اندازۀ بازار سهام است؛ BD کسری بودجۀ دولت؛ DCP اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی که مهم‌ترین مزیت این شاخص آن است که اعتبارات بخش دولتی در محاسبۀ آن در نظر گرفته نمی‌شود؛ INV تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص است. برای برآورد الگوی مدّنظر از نرم‌افزار استتا نسخۀ 14 و ایویوز نسخۀ 9 استفاده شد. هنگامی که انبوهی از اطلاعات کمّی برای تحلیل و تفسیر گردآوری می‌شود، باید آنها را به‌صورت روشن و درک‌شدنی، سازماندهی و خلاصه کرد. اولین قدم در سازماندهی داده‌ها، مرتب‌کردن آنها براساس یک ملاک منطقی است. در روش‌های توصیفی تلاش می‌شود با ارائۀ جدول و استفاده از ابزارهای آمار توصیفی نظیر شاخص‌های مرکزی (میانگین، میانه، نما) و شاخص‌های پراکندگی (دامنۀ تغییرات، واریانس، انحراف معیار، چولگی) داده‌های پژوهش بررسی و توصیف شود.

 

یافته‌ها

قبل از تخمین الگو، داده‌ها از لحاظ پایایی باید آزموده شود. آزمون ایستایی متغیرهای الگو به سه روش آزمون لوین، لین و چو (LLC)، آزمون ایم، پسران و شین (IPS) و آزمون فیشر برای آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته انجام شده است. نتایج و بررسی مقادیر آماره‌های آزمون و احتمال پذیرش آنها نشان می‌دهد فرضیۀ صفر مبنی بر ناایستایی متغیرها رد می‌شود؛ یعنی کلیّۀ متغیرهای الگو ایستا است. با اطمینان‌یافتن از ایستایی متغیرها دیگر نیازی به آزمون هم‌جمعی و هراس از کاذب‌بودن رگرسیون وجود ندارد و الگو را می‌توان برآورد کرد.

درابتدا، برای تعیین وجود عرض از مبدأهای مختلف برای مقاطع، از آزمون اف- لیمر استفاده شد. فرضیۀ صفر، نشان‌دهندۀ داده های تلفیقی و فرضیۀ مقابل، نشان‌دهندۀ داده‌های تابلویی است. از آنجا که آمارۀ F در سطح احتمال بیشتر از 99 درصد از لحاظ معناداری معنادار است، برای برآورد الگو باید از داده‌های تابلویی استفاده کرد؛ سپس الگوی آثار ثابت در مقابل آثار تصادفی باید آزموده شود. نتایج آزمون هاسمن با آمارۀ کای-دو 04/10 و احتمال آمارۀ 0182/0 نشان‌دهندۀ مزیت روش آثار ثابت نسبت به روش آثار تصادفی بوده است؛ بنابراین الگو به کمک روش آثار ثابت برآورد می شود. برای رسیدن به یک الگوی بهینه که برازش مناسبی از متغیرهای الگو ارائه دهد، دانش نسبت به وقفۀ بهینۀ الگو و متغیرهای موجود در آن الزامی است. برای تعیین وقفۀ بهینۀ الگوی اقتصادسنجی، کلیّۀ متغیرها در قالب یک معادلۀ خودرگرسیون برداری برازش می شود. برای تعیین تعداد بهینۀ وقفه در برآورد معادلات از آزمون طول وقفۀ بهینه استفاده می‌شود که اندروز و لو[17] (2001) ارائه کردند [4]. برای الگوی اندازۀ بازار سرمایه، براساس سه معیار MMSCBIC، MMSCAIC، MMSCQIC وقفۀ 1 تأیید شد؛ زیرا مقدار آنها در وقفۀ یک بیشتر از مقدارشان در وقفۀ 2 و 3 بوده است. ارزش احتمال آزمون J برای وقفۀ یک نیز برابر با 1261977/0 بزرگ‌تر از 5 درصد به دست آمده است که به معنی تأیید فرضیۀ صفر یعنی معتبربودن ابزارها در سطح اطمینان 95 درصد بوده است. مقدار آمارۀ CD نیز برابر با 999978/0 شد که بزرگ‌تر از مقدار این آماره برای وقفۀ 2 و 3 بود که مطلوب‌تربودن وقفۀ 1 را نشان می‌دهد.

برای برآورد الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی با یک وقفه از روش پیشنهادی هولتز- ایکن1 و همکاران (1998) استفاده شده است [14]. در تخمین دستگاه معادلات، ضرایب و درصد توضیح‌دهندگی پارامترهای الگو، اهمیت روش‌های تک‌معادله‌ای را ندارد و انتظار نمی‌رود کلیّۀ ضرایب برآوردشده به وقفه‌های متغیرها از نظر آماری معنادار مربوط باشد. براساس همین، برای تفسیر خروجی‌های این روش آماری و اقتصادسنجی از ابزارهای علیت گرنجری، توابع واکنش تکانه‌ای و تجزیۀ واریانس برای تفسیر نتایج تخمین‌ها استفاده می‌شود. درادامه، مقوله‌های مذکور بررسی می‌شود.


جدول (1) نتایج حاصل از تخمین الگوی سرمایۀ بازار سهام

dep-var

متغیر

b_GMM

se_GMM

t_GMM

p_GMM

MAC

L1.MAC

6793544/0

070166/0

68/9

000/0

L1.BD

5723413/0

13692/1

50/0

615/0

L1.DCP

0029958/0-

1503409/0

02/0-

984/0

L1.INV

065396/1-

469022/0

27/2-

023/0

BD

L1.MAC

0220779/0

0056939/0

88/3

000/0

L1.BD

8368649/0

1746876/0

79/4

000/0

L1.DCP

0141764/0-

0167112/0

85/0-

396/0

L1.INV

093036/0-

0831986/0

12/1-

263/0

DCP

L1.MAC

0102732/0

0185375/0

55/0

579/0

L1.BD

2382057/0

1857688/0

28/1

200/0

L1.DCP

737285/0

0456397/0

15/16

000/0

L1.INV

4016749/0

1399448/0

87/2

004/0

INV

L1.MAC

0239317/0

0064961/0

68/3

000/0

L1.BD

0673207/0-

0882603/0

76/0-

446/0

L1.DCP

075895/0-

0153472/0

95/4-

000/0

L1.INV

7729047/0

0680838/0

35/11

000/0

 

 

 

 

 

1. Holtz-Eakin

 

 

برای به‌دست‌آوردن تعادل بلندمدت لازم است سیستم پایدار باشد. هنگامی سیستم خودرگرسیون برداری تابلویی پایدار خواهد بود که قدر مطلق ریشه‌ها کمتر از یک باشد و در داخل دایره به شعاع یک واقع شود. در غیر این صورت، نتایج توابع واکنش تکانه‌ای خطای استاندارد ارزش نخواهد داشت.با توجه به جدول 3 و نمودار1، شرایط پایداری در سیستم خودرگرسیون برداری تابلویی برآوردی برقرار است و به نتایج ناشی از واکنش تکانه‌ها می‌توان اعتماد کرد.

جدول (2) قدر مطلق ریشه‌های مشخصۀالگوی سرمایۀ بازار سهام

قدر مطلق

مقادیر ویژه

موهومی

حقیقی

9297455/0

0

9297455/0

7594298/0

2356802/0-

7219338/0

7594298/0

2356802/0

7219338/0

6527958/0

0

6527958/0

 

 

نمودار (1) قدر مطلق ریشه‌های مشخصۀمعکوس در دایرۀ واحد الگوی سرمایۀ بازار سهام

چون در الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی، چهار متغیر وجود دارد (یعنی چهار معادله) آزمون علیت گرنجر، چهار بخش خواهد داشت؛ یعنی آزمون برای هر معادله به‌طور جداگانه انجام می‌شود. فرض صفر در آزمون علیت گرنجر، نبودن متغیرها است. اگر ارزش احتمال آزمون کای- دو کوچک‌تر از 05/0 باشد، نشان می‌دهد در سطح اطمینان 95 درصد، متغیر حذف‌شدۀ علیت گرنجری، متغیر وابسته است.

جدول (3) آزمون علیت گرنجر الگویسرمایۀ بازار سهام

متغیر وابسته

متغیرهای حذف‌شده

Chi2

df

Prob > chi2

MAC

BD

253/0

1

615/0

DCP

000/0

1

984/0

INV

023/0

1

160/5

ALL

136/0

3

542/5

BD

MAC

035/15

1

000/0

DCP

720/0

1

396/0

INV

250/1

1

263/0

ALL

626/21

3

000/0

DCP

MAC

307/0

1

579/0

BD

644/1

1

200/0

INV

238/8

1

004/0

ALL

916/13

3

003/0

INV

MAC

572/13

1

000/0

BD

582/0

1

446/0

DCP

455/24

1

000/0

ALL

335/62

3

000/0

 

نتایج جدول 3 الگوی سرمایۀ بازار سهام (MAC) نشان می‌دهد در سطح اطمینان 95 درصد، متغیر سرمایۀ بازار علیت گرنجر، متغیر کسری بودجۀ دولت و تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص است. بین متغیر تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص و اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی نیز رابطۀ علیت دوسویه‌ای برقرار است. در
3 معادله‌ای که به‌ترتیب، کسری بودجۀ دولت، اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص، متغیرهای وابستۀ آن معادلات هستند، تمام متغیرهای توضیحی در طرف راست معادله به‌صورت توأمان به‌ترتیب، علیت گرنجر کسری بودجۀ دولت، اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص است.

توابع واکنش تکانه‌ای، رفتار پویایی متغیرهای الگو را به هنگام ضربۀ واحد به هر یک از متغیرها در طول زمان نشان می‌دهد.

 

 

   
   

نمودار (2) واکنش پویای متغیر سرمایۀ بازار سهام نسبت به تکانه‌های متغیرهای توضیحی

 

 

مطابق نمودار 2 در اثر یک واحد تکانه در شاخص سرمایۀ بازار سهام (MAC)، واکنش شاخص سرمایۀ بازار سهام برای کشورهای درحال توسعه به‌گونه‌ای است که روند کاهشی داشته است و در سال 10 به‌طور کامل خنثی نشده است. تکانه‌ای که تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص (INV) وارد کرده است، اثر منفی در شاخص سرمایۀ بازار سهام داشته است. این اثر منفی در سال‌های سوم به حداکثر خود یعنی عدد 4- می‌رسد و پس از آن، تأثیر تکانه به مرور زمان کاهش می‌یابد و به سمت صفر میل می‌کند (یعنی تکانه‌های تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص، آثار موقتی دارد). واکنش شاخص سرمایۀ بازار سهام در مقابل یک تکانه که اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی (DCP) وارد کرده است، در سال ابتدایی منفی و سپس در سال‌های بعد از آن مثبت و از سال ششم به بعد به حداکثر خود یعنی عدد 1 رسیده است. تکانۀ کسری بودجۀ دولت (BD) اثر مثبت دارد و روند ثابتی با عدد 2 در دورۀ 10 ساله در شاخص سرمایۀ بازار داشته است.

منظور از محاسبۀ شاخص تجزیۀ واریانس این است که مشخص شود به‌طور نسبی، میزان سهم و اهمیت یک تکانه ناشی از متغیر، در تغییرات خودش به تغییرات سایر متغیرها چقدر است. براساس نتایج جدول 5، در دورۀ 10 ساله در کشورهای در حال توسعه، بیش از 90 درصد از نوسان شاخص سرمایۀ بازار سهام (MAC) با تکانه‌های مربوط به خود سرمایۀ بازار سهام توضیح داده می‌شود؛ به‌گونه‌ای که این سهم در آغاز بیشتر و به مرور زمان، سهم دیگر متغیرها افزایش می‌یابد. از میان متغیرهای دیگر الگو، تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص (INV) و پس از آن، متغیر کسری بودجۀ دولت (BD) بخش زیادی از نوسان‌های شاخص سرمایۀ بازار سهام را توضیح می‌دهد. به علاوه سهم اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی (DCP) در نوسان شاخص سرمایۀ بازار سهام بسیار ناچیز است. این موضوع نشان‌دهندۀ اهمیت بسیار کم این متغیر در نوسان شاخص سرمایۀ بازار سهام است.

 

جدول (4) تجزیۀ واریانس برای متغیرهای الگوی سرمایۀ بازار سهام

INV

DCP

BD

MAC

افق زمانی

0

0

0

0

0

0

0

0

1

1

0048854/0

0001311/0

0010174/0

9939661/0

2

0138681/0

0001422/0

0030708/0

9829189/0

3

0241593/0

0001694/0

0058902/0

969781/0

4

0335606/0

0004552/0

0092184/0

9567658/0

5

0409862/0

0010981/0

0128341/0

9450816/0

6

0462947/0

0020199/0

0165604/0

9351249/0

7

0498478/0

0030557/0

0202599/0

9268366/0

8

0521406/0

0040449/0

0238264/0

919984/0

9

053608/0

0049007/0

02718/0

9143113/0

10

 


نتیجه‌گیری و پیشنهادها

سرعت نوآوری در صنعت مالی جهان، امروزه به حدی است که تقریباً هر سال ابزارهای مالی نوین، تکنیک‌های جدید تجزیه و تحلیل و یافته‌های تازه در زمینۀ نظریه‌های مالی دیده می‌شود. شاید یکی از عوامل اصلی این تغییرات سریع، لزوم همگامی دانش مالی و کارکرد های بازار سرمایه با سایر علوم، صنعت و تحولات خرد و کلان اقتصاد است. کشورهای در حال توسعه نیز که در مسیر توسعۀ اقتصادی گام برداشته‌اند، بی‌شک باید توجه ویژه‌ای به بازارهای مالی و توسعه‌یافتگی آن داشته باشند. زمانی که نظام مالی، وظایف خود را به طور کارآمد و مطلوبی انجام دهد؛ به‌گونه‌ای که از یک‌سو، در جذب منابع و از سوی دیگر، در تخصیص آن به طرح‌های سرمایه‌گذاری مناسب موفق باشد، گفته می‌شود توسعۀ مالی محقق شده است. توسعۀ مالی مفهومی چندوجهی است که افزون بر توسعۀ بازار سرمایه، توسعۀ بخش بانکی را نیز دربرمی‌گیرد. هدف این پژوهش، بررسی تأثیرگذاری متغیرهای اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی و کسری بودجۀ دولت در سرمایۀ بازار سهام در کشورهای در حال‌ توسعه بوده است. در این راستا، از داده‌های 15 کشور در حال‌ توسعه، در دورۀ زمانی 2012-1993 و روش خودرگرسیون برداری تابلویی استفاده شده است.

نتایج آزمون علیت برای الگوی سرمایه بازار که نشان‌دهندۀ اندازۀ بازار سهام است، نشان می‌دهد در سطح اطمینان 95 درصد، متغیر سرمایۀ بازار علیت گرنجر، متغیر کسری بودجۀ دولت و تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص است که با مطالعۀ پرادهان و همکاران (2014) در یک راستا بوده است. بین متغیر تشکیل سرمایۀ ثابت ناخالص و اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی نیز رابطۀ علیت دوسویه‌ای برقرار است؛ اما هیچ رابطۀ علیتی بین اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی و سرمایه بازار سهام وجود نداشته است که این نتیجه در راستای نتایج پژوهش صمدی و همکاران (1386) بوده است. واکنش شاخص سرمایۀ بازار سهام در مقابل تکانه‌ای که اعتبارات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی وارد کرده است، مثبت بوده است. این نتیجه نشان می‌دهد در نمونۀ مدّنظر این مطالعه، کشورهایی که بخش بانکی توسعه‌یافته‌تری دارند، بازار سهام گسترده‌تری نیز دارند. این نتیجه با مطالعات دمیرگوچ-کونت و لوین (1996)، گرونن وود و همکاران (2003) و یارتی (2008) مطابق بوده است. تکانۀ کسری بودجۀ دولت (BD) اثر مثبت در شاخص سرمایۀ بازار داشته است که با نتایج مطالعات جعفری (1383)، واعظ برزانی و همکاران (1388) و گوپتا (2014) مبنی بر تأثیر مثبت سیاست مالی در بازار سهام مطابقت داشته است؛ بنابراین با توجه به اینکه کسری بودجه ممکن است ناشی از سیاست مالی انبساطی و افزایش مخارج باشد، دولت برای ایجاد تغییرات مثبت بیشتر در گسترش بازار سهام از سیاست کسری بودجه می‌تواند استفاده کند. تکانه‌ای که تشکیل سرمایۀ‌ ثابت ناخالص (INV) وارد کرده است، اثر منفی و موقتی در شاخص سرمایۀ بازار داشته است. یکی از دلایل این نتیجه، ممکن است وقوع بحران مالی جهانی باشد که باعث شده است برخی از روابط پویای موجود در بازار سهام بین سرمایه‌گذاری و اندازۀ بازار سهام در این دوره تحت تأثیر قرار بگیرد؛ بنابراین با توجه به اینکه کسری بودجه ممکن است ناشی از سیاست مالی انبساطی و افزایش مخارج باشد، دولت برای ایجاد تغییرات مثبت بیشتر در گسترش بازار سهام از سیاست کسری بودجه می‌تواند استفاده کند. اعتبارات بخش بانکی در شاخص اندازۀ بازار سهام، اثر مثبت داشته است؛ بنابراین بخش بانکی کوشیده است تسهیلاتی را در خرید و فروش سهام برای بخش حقیقی و حقوقی فراهم کند تا اینگونه در نقش مکمل بازار سهام به گسترش فعالیت‌های مالی در اقتصاد و درنتیجه، توسعۀ بازارهای مالی کمک کند. نتایج مربوط به تجزیۀ واریانس برای کشورهای در حال ‌توسعه نشان می‌دهد شاخص اندازۀ بازار سهام، سهم زیادی در توجیه رفتار خود دارد. براساس این، در بررسی‌های بعدی برای شناسایی رفتار دقیق این شاخص، اثر شاخص مربوط به همراه وقفه‌های آن در الگوسازی‌های اقتصادی باید لحاظ شود. با توجه به اینکه در برخی از کشورهای در حال ‌توسعه همانند ایران به‌طور معمول، اعتبارات اعطایی بانک‌ها به‌صورت تکلیفی از طرف دولت به سیستم بانکی تحمیل می‌شود، لازم است تصدی‌گری دولت بر بانک‌ها کاهش‌ بیابد و با ایجاد فضای رقابتی در سیستم بانکی کشور و کارآمدکردن نرخ بهره، انتقال اعتبارات به بخش‌های اقتصادی ناکارا و بدون ارزش ‌افزودۀ زیاد متوقف شود، مشکلات بورس ازجمله بی‌ثباتی‌های اقتصادی و سیاسی موجود شناسایی و برای رفع آن، اقدامات لازم انجام شود و به گسترش حجم بازار سرمایه با ایجاد زمینه‌های مشارکت هرچه بیشتر مردم با گسترش فیزیکی و الکترونیکی بازار سهام و تعریف و طراحی ابزارهای متنوع سرمایه‌گذاری در بورس اوراق بهادار و تسریع در امر خصوصی‌سازی و گذار از اقتصاد دولتی بیش از پیش توجه شود.



[1]. Barro

[2]. Boothe and Reid

[3]. Tobin

[4]. Blanchard

[5]. Gupeta

[6]. Chatziantoniou

[7]. Anghelache

[8]. Demirguc-Kunt and Levine

[9]. Yartey

[10]. Private Credit

[11]. Liquid Liabilities

[12]. Commercial Central Bank

[13]. Pradhan

.[14] افریقای جنوبی، ایران، اردن، بلغارستان، پاکستان، پرو، تونس، تایلند، سنگاپور، سریلانکا، شیلی، کنیا، مالزی، مصر و هند

[15]. The Global Economy

[16]. The World Bank

[17]. Andrews and Lu

[1] Howells, P. G. A., & Bain, K. (2005). The Economics of Money, Banking and Finance: A European Text. 3rd ed., Harlow, England; New York: Prentice Hall/Financial Times. xvii.

[2] Levine, R., Loayza, N., & Beck, T. (2002). Financial intermediation and growth: causality and causes. Central Banking, Analysis, and Economic Policies Book Series. 3: 031-084.

[3] Pagano, M. (1989). Endogenous market thinness and stock price volatility. The Review of Economic Studies. 56(2): 269-287.

[4] Fathi, S., & Asgarnezhad-Nouri, B. (2010). Assess the impact of privatization on stock market development. Business Studie. 7(38): 93-73. (in persian).

[5] Abbasinejad, H., Mohammadi, S., & Ebrahimi, S. (2017). Dynamics of the relation between macroeconomic variables and stock market index. The Quarterly Journal of Asset Management and Financing. 2017. 5(1): 61-82. (in persian).

[6] Mehrara, M., Moeini, A., Ahrari, M., & Hamony, A. (2009). Modeling stock market prices based on GMDH Neural Network: A case study for Iran. Journal of Economic Research and Policies. 17(50): 31-51. (in persian).

[7] Mohseni-Zenvazi, S. J., Talebi, F., & Heidari, H. (2015). Effects of fiscal policies on asset prices and its uncertainty in Iran. The Quarterly Journal of Asset Management and Financing. 3(1): 107-130. (in persian).

[8] Barro, R. J. (1974). Are government bonds net wealth? Journal of Political Economy. 82(6): 1095-1117.

[9] Geraldo, E. Y. (2011). Fiscal Policy, Monetary Policy and Stock Market Activity in Ghana. Institute of Distance Learning, Kwame Nkrumah University of Science and Technology.

[10] Boothe, P. M., & Reid, B. G. (1989). Asset returns and government budgets in a small open economy: Empirical evidence for Canada. Journal of Monetary Economics. 23(1): 65-77.

[11] Tobin, J. (1969). A general equilibrium approach to monetary theory. Journal of Money, Credit and Banking. 1(1): 15-29.

[12] Blanchard, O. J. (1981).Output, the Stock market, and Interest rates. American Economic Review. 71: 132-143.

[13] Gupta, R., Jooste, C., & Matlou, K. (2014). A time-varying approach to analysing fiscal policy and asset prices in South Africa. Journal of Financial Economic Policy. 6(1): 46-63.

[14] Chatziantoniou, I., Duffy, D., & Filis, G. (2013). Stock market response to monetary and fiscal policy shocks: Multi-country evidence. Economic Modelling. 30: 754-769.

[15] Sinai, A. (2006). Deficits, expected deficits, financial markets, and the economy. The North American Journal of Economics and Finance. 17(1): 79-101.

[16] Roley, V. V., & Schall, L. D. (1988). Federal deficits and the stock market. Economic Review. 73(4): 17-27.

[17] Anghelache, G. V., Jakova, S., & Oanea, D. C. (2016). Fiscal Policy and capital market performance: Evidence from EU countries from Central and Eastern Europe. International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences. 6(2): 34-43.

[18] Demirgüç-Kunt, A., & Levine, R. (1996). Stock markets, corporate finance, and economic growth: An overview. The World Bank Economic Review. 10(2): 223-239.

[19] Nazarpour, M. N., Kia'alhosseini, S. Z., & Haghighi, M. (2013).Investigation of relationship between commercial banks and capital markets within the interest-free banking system. Journal of Iran's Economic Essays. 10(19): 41-65. (in persian).

[20] Yartey, C. A. (2008). The determinants of stock market development in emerging economies: Is South Africa different? IMF Working Papers: 1-31.

[21] Groenewold, N., Tang, S. H. K., & Wu, Y. (2003). The efficiency of the Chinese stock market and the role of the banks. Journal of Asian Economics. 14(4): 593-609.

[22] Abdeh-Tabrizi, H. & Radpour, M. (2012). The capital market and its role in dealing with the banking industry. The First International Conference on the Banking Industry and the Global Economy. 2012/07/02.

[23] Vaalinezhad, M. (2009).Introduction to the capital market and stock exchange. Banks and the Economy. 103: 64-68. (in Persian).

[24] Motemeni, M. (2009). Investigating the relationship between financial development and economic growth in Iran. Business Studies. 34: 66-59. (in Persian).

[25] Rasekhi, S., & Ranjbar, O. (2009). An Examination of financial development effect on OIC member countries. Knowledge and Development. 16(27): 1-22. (in Persian).

[26] Ahmadi, A., Ahmadi Jashfaghani, H. A., & Abolhasani Hastiani, A. (2016). The impact of credit risk on the banking system's performance: (Panel VAR Approach). Journal Management System. 10(34): 131-152. (in Persian).

[27] Pradhan, R. P. Arvin, M. B., Hall, J. H., & Bahmani, S. (2014). Causal nexus between economic growth, banking sector development, stock market development, and other macroeconomic variables: The case of ASEAN countries. Review of Financial Economics. 23(4): 155-173.

[28] Pradhan, R. P., Arvin, M. B., & Ghoshray, A. (2015). The dynamics of economic growth, oil prices, stock market depth, and other macroeconomic variables: Evidence from the G-20 countries. International Review of Financial Analysis. 39: 84-95.

[29] Andrews, D. W., & Lu, B. (2001). Consistent model and moment selection procedures for GMM estimation with application to dynamic panel data models. Journal of Econometric. 101(1): 123-164.

[30] Holtz-Eakin, D., Newey, W., & Rosen, H. S. (1988). Estimating vector autoregressions with panel data. Econometrica: Journal of the Econometric Society: 1371-1395.

[31] Samadi, S., Nasrollahi, K., & Karamalian Cichani, M. (2007). Development of financial markets and economic growth. The Economic Research. 7(3): 1-16. (in persian).