نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکترای مالی، مهندسی مالی دانشکدۀ مدیریت و علوم اجتماعی دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران شمال، تهران، ایران
2 استادیار و عضو هیأت علمی گروه مدیریت مالی دانشکدۀ مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران شمال، تهران، ایران
3 دانشیار و عضو هیأت علمی گروه مدیریت مالی دانشکدۀ مدیریت و علوم اجتماعی دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران شمال، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Objectives:The main purpose of this research is to study the effect of trade volumes, Open positions and Time to maturity on future trading returns of Gold Coin in Iran Mercantile Exchange. In this research, contract volumes, open positions and time to maturity are the independent variables and the return of contracts is the dependent variable.
Method: Considering the subject, statistical population includes 15 samples of future contracts on Gold coin in Iran Mercantile Exchange. The research data has been gathered among the listed future contracts on with maturity data of 2013 and 2014. The linear Regression with fixed effects has been used to test the assumptions.
Results: The results have revealed that there is a leaner relationship between the effects of time-to-maturity and the returns of future contracts, and there is no significant linear relationship between the volume and number of Open positions and the return of future contracts.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
دگرگونی اقتصاد جهانی در دهه‌های اخیر و توسعۀ اقتصادی موجب ابداع یا تکامل ابزارهای متعدد مالی شده است. علاوه برگسترش معاملات سنتی دارایی‌های فیزیکی و مالی، مبادلات ابزارهای مشتقه، شامل قراردادهای آتی، قراردادهای اختیار معامله[1] و قراردادهای معاوضهای[2] شتاب روزافزونی یافته است (حسینی، 1387). فن مهندسی مالی با طراحی ابزارهای مالی لازم به کمک ترکیب ابزارهای موجود یا خلق ابزار جدید، پاسخگوی نیازهای فعالان اقتصادی در پوششخطر یا سوداگری و آربیتراژ است که باید به نیاز مشخصی در اقتصاد ایران پاسخ دهد. امروزه بیشتر داد و ستد کالاها، علاوه بر نقدی‌بودن، با ابزارهای مختلف بازار سرمایه انجام میشود. این قرارداد به‌عنوان تعهد یا قراردادی برای معاملۀ نقد در آینده در کمیتۀ فقهی بورس پذیرفته شد که با شرع مقدس اسلام نیز تعارض ندارد. قراردادهای آتی در ایران، بازار نوظهوری است که کمتر از یک دهه قدمت دارد. قرارداد آتی به‌عنوان قسمتی از ابزارهای مالی مشتقه، استانداردشده، تضمین‌شده و بورس محور است که در حجم و کیفیت استانداردشدهای از یک فراورده یا کالای خاص بهقیمت تعیین‌شده در لحظۀ انعقاد قرارداد، برای تحویل در تاریخ آتی مشخص در بورس معاملات آتی معامله میشود (موسوی بجنوردی، 1378). هدف از این پژوهش، شناخت بیشتر و بهتر سرمایه‌گذاری در بازار آتی سکۀ بهار آزادی ایران است. معامله‌گران در بازار آتی به دنبال پوشش ریسک هستند و عدهای نیز برای سفتهبازی وارد این بازار میشوند. حجم معاملات از زمان گشایش تا سررسید یک قرارداد آتی، پیوسته در حال تغییر است و رفتار معاملاتی سرمایهگذاران در اتّخاذ موضع معاملاتی در دورۀ فعالیت یک قرارداد آتی، متفاوت است. دخالت زمان در حجم معامله‌شده برای هر قرارداد آتی ممکن است الگوی رفتاری خاصی را از بازده معاملات آتی سرمایهگذاران در دورۀ فعالیت با سررسید مشخص ارائه دهد.
یکی از مسائل مدّنظر، فرضیۀ ساموئلسون[3] (1976) است. وی معتقد بود با نزدیک‌شدن به تاریخ سررسید قرارداد آتی، نوسانپذیری و ریسک آن افزایش می‌یابد. وی به این نتیجه رسید که با نزدیک‌شدن به زمان سررسید قرارداد آتی، حجم و رفتار معاملاتی افراد تغییر می‌کند. در دهه‌های اخیر از این اتفاق، به‌عنوان «اثر سررسید»[4] یاد میشود. از آنجایی که فرضیۀ ساموئلسون، حدسی تجربی است، پژوهشهای زیادی پیرامون صحت و اعتبار آن انجام شده است. پژوهشها دربارۀ انواع دارایی‌ها، مجموعهای از قراردادهای آتی را بررسی می‌کند و به نتایج متفاوتی (با توجه به نوع کالا) دست می‌یابد. مطالعات نشان می‌دهد اثر سررسید لزوماً در بازارهای آتی تمام دارایی‌ها وجود ندارد و در بازار آتی برخی دارایی‌ها، قوی‌تر از سایر دارایی‌ها است. به‌طور مشخص، اثر سررسید بیشتر در قراردادهای آتی با دارایی پایۀ محصولات کشاورزی مشاهده میشود؛ اما دربارۀ فلزات گرانبها، حامل‌های انرژی و دارایی‌های مالی، کمتر دیده میشود. یافته‌های روتلج[5] (1976) از فرضیۀ ساموئلسون حمایت کرد؛ ولی نشان داد این اثر لزوماً دربارۀ تمامی قراردادهای آتی محصولات کشاورزی وجود ندارد. میلوناس[6] (1984) نیز در ده مورد از کالاهای اساسی از فرضیۀ ساموئلسون حمایت کرد؛ اما این فرضیه را دربارۀ ذرت نپذیرفت.
با توجه به اینکه تنها قرارداد آتی فعال (در زمان نگارش مقاله) در ایران، سکۀ بهارآزادی است، در پژوهش حاضر، ارتباط بازده معاملات قراردادهای آتی سکۀ بهارآزادی با حجم معاملات، تعداد موقعیت تعهدی باز و زمان تا سررسید مطالعه شده است که اندازۀ هر قرارداد، 10 سکه با تحویل در تمام ماه‌های سال در اتاق پایاپای بورس یا محلی است که بورس مشخص می‌کند.
دربارۀ ارزش افزودۀ علمی پژوهش حاضر به مستندکردن رفتار معامله‌گران بازار قرارداد آتی اعم از سفتهبازان و پوشش‌دهندگان ریسک در محیط بورس ایران می‌توان اشاره کرد. دلیل آنکه معامله‌گران، چنین قراردادهایی را انجام می دهند، پیشبینی آنها از کاهش یا افزایش قیمت دارایی موضوع قرارداد در آینده است. وجود معامله‌گران متعدد با حجم معاملات بالا، توجیهی برای کنکاش در خلأهای علمی این بازار نوظهور است و خاصیت اهرمی‌بودن معاملات آتی، باعث شده است سود و زیان واقعی هر فرد، در موقعیتی که در قرارداد آتی اتّخاذ کرده است، دقیقاً به اندازۀ تغییر قیمت آن قرارداد، در روز مدّنظر به‌دست آید.
در کشور ما، اولین قرارداد آتی روی شمش طلای یک اونسی در تاریخ 12/03/1387 در بورس کالای ایران پذیرفته و معاملات آن برای نخستین بار در پنجم آذر سال 1387 با انجام دو قرارداد روی سکۀ بهار آزادی در بورس کالای ایران راه‌اندازی شد. از وجوه تمایز سکۀ طلای بهار آزادی با سایر دارایی‌ها و به‌ویژه، دارایی‌های مالی، خاصیت نقدشـوندگی بسـیار زیاد این کالاست؛ زیرا برای اینکه سرمایهگذار بتواند قرارداد آتی را بفروشد، به مالکیت آن کالا یا آن دارایی معین نیاز ندارد و میتواند یک قرارداد آتی را در بازار بفروشد و در صورت نیاز به تحویل کالا، آن را در بازار فیزیکی تهیه کند. این امر، میزان نقدشوندگی معاملات را افزایش می‌دهد؛ بنابراین اختصـاص بخشی از ســبد دارایـیهــا بــه خریــد و سرمایه‌گذاری در سکۀ طلا، منطقی است.
مبانی نظری.
پژوهشگران به فعالیت‌های معاملاتی و رابطۀ آن با بازده معاملات آتی در انواع بازارهای مالی و آتی و به‌خصوص، بازارهای آتی نوظهور توجه کرده‌اند. هدف اصلی پژوهش حاضر، بررسی تأثیر حجم معاملات، زمان تا سررسید و تعداد موقعیتهای تعهدی باز در بازده معاملات آتی سکۀ بهار آزادی است؛ درنتیجه، فرضیه‌های پژوهش عبارتند از:
فرضیۀ اول: بین حجم معاملات با بازده معاملات قراردادهای آتی، رابطۀ معناداری وجود دارد.
فرضیۀ دوم: بین زمان تا سررسید با بازده معاملات قراردادهای آتی، رابطۀ معناداری وجود دارد.
فرضیۀ سوم: بین تعداد موقعیتهای تعهدی باز با بازده معاملات قراردادهای آتی، رابطۀ معناداری وجود دارد.
اساس پژوهش حاضر، پژوهشهای ساموئلسون (1976) است. مقالۀ فرضیۀ ساموئلسون بر این عقیده استوار بود که با نزدیک‌شدن به تاریخ سررسید قرارداد آتی، نوسانپذیری یا ریسک آن افزایش می‌یابد؛ بنابراین فعالیت‌های معاملاتی در هر بازار مالی، نشان‌دهندۀ حجم معاملات در آن بازار است. فرضیه‌های نظری که ساموئلسون ارائه کرد، با نام فرضیه‌های ساموئلسون یا اثر سررسید،[7] به پیشبینی افزایش نوسان قراردادهای آتی با نزدیک‌شدن به سررسید اشاره دارد(روتلج، 6791(.
دوانگ و کالو[8] (2012) فرضیۀ ساموئلسون را در 20 بازار قرارداد آتی موجود در 6 بورس آتی، با استفاده از داده‌های روزانه بررسی کردند. نتیجۀ پژوهش آنها دربارۀ کالاهای کشاورزی، این فرضیه را تأیید کرد؛ ولی دربارۀ دیگر دارایی‌های قرارداد آتی، این فرضیه رد شد. گالوی و کلب[9] (1996) به بررسی 45 کالا را در دورۀ زمانی 1962-1992 پرداختند. براساس نتایج، برای تمام کالاهای انرژی، بعضی از کالاهای کشاورزی و مس، متغیر زمان تا سررسید، رابطۀ معنی‌داری با متغیر بازده ماهانه دارد و در مقابل، زمان تا سررسید، عامل معنی‌داری برای کالاهای فلزی نیست.
کومار و پاندی[10] (2010) رابطۀ نوسان قیمت، حجم معاملاکوچکت و تعداد موقعیتهای باز در چند بازار آتی کالا در هند، از جمله بازار آتی 4 کالای کشاورزی، دو فلز گرانبها شامل طلا و نقره و سه فلز آلومینیوم، مس و روی و دو مورد از منابع انرژی یعنی نفت خام و گاز طبیعی را بین سال‌های 2004-2008 بررسی کردند. در این پژوهش، از سه روش مختلف برای اندازهگیری نوسان استفاده شده است که عبارتند از: 1. نوسان روزانه،[11] که با بازده قیمت پایانی بر قیمت پایانی[12] محاسبه میشود؛ 2. نوسان ساعات غیرمعاملاتی،[13] که با بازده قیمت پایانی بر قیمت آغازین[14] محاسبه میشود؛ 3. نوسان ساعات معاملاتی[15]، که با بازده قیمت آغازین بر قیمت پایانی[16] محاسبه میشود. پژوهشگران، حجم معاملات و تعداد موقعیتهای تعهدی باز را که به‌ترتیب، شاخص فعالیت‌های سفتهبازی و پوشش ریسک محسوب میشوند، به دو جزء منتظره و غیرمنتظره تقسیم کرده‌اند. نتایج نشان می‌دهد نوسان در ساعات غیرمعاملاتی بیشتر از ساعات معاملاتی است. براساس این پژوهش، رابطۀ مثبتی بین قیمت و حجم معاملات منتظره و غیرمنتظره وجود دارد. حجم معاملات غیرمنتظره نسبت به حجم معاملات منتظره، تأثیر بیشتری در قیمت دارد. براساس این پژوهش در بیشتر کالاها، رابطۀ معناداری بین نوسان قیمت و تعداد موقعیتهای باز وجود ندارد و تعداد موقعیتهای تعهدی باز، توانایی زیادی در توضیح بازده روزانه ندارد(کومار و پاندی[17]، 2010). هاک لی[18] (2005) نوسان شرطی بازده را با استفاده از رابطۀ بازده، حجم معاملات و تعداد موقعیتهای باز قرارداد آتی در بورس آتی امریکا و انگلیس پیشبینی کرد. در این پژوهش، 59 کالای معامله‌شدنی در بازار آتی این دو کشور شامل 34 کالای فیزیکی ازجمله مواد غذایی، غلات، دانههای روغنی، فیبر، چهارپایان اهلی، فلزات گرانبها و محصولات پتروشیمی و 25 دارایی مالی، شامل ارز، نرخ بهره و شاخص سهام بررسی شد. دورۀ زمانی این پژوهش، از جولای سال 1994 تا ژوئن سال 2004 است و در آن، داراییهایی بررسی شدند که پیش از این دوره در بورس آتی پذیرفته شده بودند. نتیجۀ این بررسی نشان داد در بیشتر دارایی‌ها ازجمله طلا، رابطۀ معنادار مثبتی بین بازده مطلق[19] و حجم معاملات وجود دارد. براساس این پژوهش، حجم معاملات و تعداد موقعیتهای باز، عملکرد مطلوبی در پیشبینی نوسان‌های بازده دارد. عملکرد پیشبینی این دو متغیر به عوامل مختلفی مانند نوع دارایی، سابقۀ معاملۀ آن دارایی در بازار آتی و ویژگیهای مرتبط با طراحی قرارداد و رفتار معاملاتی آن قرارداد خاص، بستگی دارد. نتایج این پژوهش نشان داد حجم معاملات در اغلب موارد دربردارندۀ اطلاعات مفیدی برای پیشبینی نوسان بازده دارایی‌های فیزیکی است؛ در حالی که تعداد موقعیتهای باز، توانایی بیشتری در پیشبینی نوسان بازده دارایی‌های مالی دارد (هاک‌لی، 2005). مقالۀ وال (2003) در سال‌های 1960-2000 قرادادهایی را تجزیه و تحلیل کرد که بخش عمدۀ بازارهای ارز بین‌المللی را در بر می‌‌گرفت و مربوط به کالاهای فیزیکی (کشاورزی، انرژی و فلزات) و کالاهای مالی (شاخص بورس، نرخ بهره و ارز) موجود بود. داده‌های این مقاله شامل حجم روزانۀ معاملات، قیمت اولیه، قیمت پایانی و یا کمترین و بیشترین بازده و تعداد موقعیتهای باز برای قراردادهای آتی است. نتایج کلی مقاله نشان داد میزان اثر سررسید در قرردادهای کالایی، در مقایسه با کالاهای آتی مالی، قوی‌تر است و به نظر می‌رسد کواریانس منفی بین بازده و موقعیت باز دارایی پایه، اثر سررسید بازارهای آتی کالا را به‌طور نسبتاً خوب توضیح نمی‌دهد(وال[20]، 2003).
به‌دلیل قدمت کم قراردادهای آتی، پژوهشهای داخلی معدودی تاکنون انجام شده است؛ ولی اخیرا،ً پژوهش‌هایی در حوزۀ بازار آتی انجام شده است که در این بخش، برخی از آنها، به‌طور خلاصه بررسی میشود.
محمدزادگان (1392) رابطۀ زمان تا سررسید و قیمت قرارداد آتی سکۀ طلا را در بورس کالای ایران بررسی کرد و با به‌کارگیری مشاهدات سری زمانی در کل دورۀ نمونه از آزمون همبستگی و هم‌خطی ناهمسانی واریانس و از الگوی گارچ استفاده کرد. نتیجه نشان داد رابطۀ مثبت معناداری بین قیمت و سررسید قرارداد آتی سکه طلا وجود دارد.
اباعبدالهی،کوهی و زهید[21] (1392) با بررسی این موضوع که آیا هر گونه تغییر در حجم معاملات در بازده آن در بازارهای آتی مؤثر است، از حجم و بازده معاملات به‌عنوان یک برآورد متغیرهای ابزاری، استفاده کردند. نتایج تجربی، رابطۀ مثبتی بین حجم و بازده در تمام بازارها نشان نمی‌دهد؛ یعنی هیچ شوکی در حجم معاملات برای پیشبینی بازده در بازار مؤثر نیست و اطلاعات گذشته نیز نمیتواند بازده آتی را پیشبینی کند؛ ولی تنوع سهام در میان بازارها میتواند مفید باشد. صالح‌پور (1391) رابطۀ نوسان قیمت با حجم معاملات و تعداد موقعیتهای تعهدی باز قراردادآتی از شروع به‌کار بازار آتی سکۀ طلا و نقش اطلاعاتی فعالیت‌های معاملاتی و رابطۀ آن با بازده معاملات آتی در انواع بازارهای مالی را به‌طور گسترده بررسی کرد. روش پژوهش وی از نوع همبستگی بود و از الگوی آرما و گارچ برای تعیین روابط بین متغیرها استفاده کرد. نتایج نشان داد رابطۀ مثبت معناداری بین نوسان قیمت و حجم معاملات منتظره و غیرمنتظره و رابطۀ معنی‌داری میان نوسان قیمت و تعداد موقعیت تعهدی باز منتظره و غیرمنتظره وجود دارد. صادقی (1385) مطالعاتی دربارۀ بازده و حجم معاملات در روزهای مختلف هفته انجام داد و محدودۀ زمانی 1378-1385 را در نظر گرفت. نتایج، نشان‌دهندۀ تأثیر مثبت و معنی‌دار روزهای مختلف هفته در میزان بازده و حجم معاملات مثبت و معنی‌دار است. شیرزادی (1385) با بررسی حجم معاملات و نوسان‌های شاخص‌های بورس اوراق بهادار تهران در جامعۀ آماری از داده‌های مربوط به شاخص بازده نقدی و شاخص کل و حجم معاملات بورس اوراق بهادار تهران در محدودۀ سال‌های 1371-1384 که به‌صورت ماهانه جمع‌آوری شده است، دریافت، رابطۀ مثبت معنی‌داری بین حجم معاملات و بازده شاخص‌های بورسوجود دارد. شبابی و زادفر (1384) با بررسی اثر روزهای هفته در بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران و با استفاده از داده‌های روزانه در دورۀ زمانی 1377-1383 نتیجه گرفتند اثر روزهای هفته برای سال‌ها و روزهای مختلف، متفاوت است و مقایسۀ این نتیجه با سایر بازارهای نوظهور نیز نشان می‌دهد اثر روزهای هفته در بورس اوراق بهادار با بازارهای نوظهور متفاوت است. خادم‌المنه (1387) در بررسی اثر تعطیلات مناسبتی در بازده و حجم معاملات در بورس اوراق بهادار تهران به نتایج حاکی از تأثیر مثبت و معنی‌دار تعطیلات در بازده سهام دست یافت؛ در حالی که از جانب اثر تعطیلات مناسبتی، تأثیر معنی‌داری در حجم معاملات دیده نمی‌شود( خادمی، اسدی، علامه تبریزی، 1387).
روش پژوهش
گردآوری داده‌های پژوهش، با مشاهدات اطلاعات در منابع معتبری همچون سایت مرجع اطلاع‌رسانی سازمان بورس و پایگاه دادۀ موجود در سایت سازمان بورس انجام شده است. داده‌ها طبقه‌بندی و فرضیه‌ها در قالب نرم‌افزار EVIEWSو SPSSتجزیه و تحلیل شد. نظر به اینکه، پژوهش حاضر با بررسی تعدادی از عوامل، به دنبال حل مسأله یا بهبود وضعیت، با استفاده از الگو، روشها و نظریههای موجود در بازار آتی سکۀ طلا است تا فرضیه‌هایی رد یا تأیید شود، هدف این پژوهش کاربردی است. از بعد زمانی با توجه به اینکه داده‌های اصلی پژوهش بر مبنای عملکرد گذشته و داده‌های تاریخی به دست آمده است، طرح پژوهش، پس‌رویدادی است.
جامعۀ آماری، قراردادهای آتی سکۀ تمام بهار آزادی طرح امام خمینی(ره) در بورس کالای ایران است. داده‌های جمعآوریشده، شامل قیمت پایانی معاملات سکۀ تمام بهار آزادی طرح امام خمینی(ره) در بازه زمانی سال 1392 و 1393 است. داده‌های مذکور به‌صورت روزانه جمع‌آوری شده است و شامل قراردادهای سکۀ تمام بهار آزادی طرح امام خمینی(ره) تحویل اردیبهشت، تیر، شهریور، آبان، دی و اسفند در سال 1393 و تحویل فروردین، اردیبهشت، خرداد، تیر، مرداد، شهریور، مهر، آبان، آذر، دی، بهمن و اسفند در سال 1392 است. کلیّۀ قراردادهای آتی در دو سال استفاده شده است؛ بنابراین نمونهگیری انجام نشده است. گفتنی است تاریخ سررسید (تحویل) قرادادهای آتی روی یک کالا به‌صورت استاندارد و مشخص را بورس کالای ایران تعیین می‌کند و فقط برای سررسیدهای مشخصی تعیین‌شده، امکان انجام معاملات آتی وجود دارد.
برای بررسی و آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی زیر استفاده شده است:
جدول (1) متغیرهای مستقل و وابسته، با توجه به موضوع و عنوان پژوهش
|
نوع متغیر |
نام متغیر |
نماد متغیر |
نحوۀ محاسبه |
|
متغیر مستقل |
تعداد موقعیتهای باز |
OPIN |
مجموع تمام قراردادهایی است که قبل از تاریخ سررسید اتّخاذ شده است و مشتری با اتّخاذ آن به خرید یا فروش دارایی پایه در سررسید قرارداد متعهد میشود. |
|
زمان تا سررسید |
MtoD |
به تعداد روزهای باقیمانده تا زمان تحویل یک قرارداد آتی گفته میشود. |
|
|
حجم معاملات |
VOL |
حجم معاملات براساس تعداد کل خرید و یا فروش در قراردادهای آتی سکه در طول یک دورۀ معین از زمان به دست میآید. |
|
|
متغیر وابسته |
بازده معاملات آتی |
R |
ln: لگاریتم طبیعی (لگاریتم بر پایۀ نپر) Pi ,t: قیمت تصفیۀ قرارداد آتی داراییi در دورۀ t Pi,t-1: قیمت تصفیۀ قرارداد آتی داراییi در دورۀ t-1 |
در توصیف متغیر وابستۀ پژوهش، بازده معاملات آتی سکۀ بهارآزادی، مقیاس نسبتی دارد که دارای چولگی منفی و کشیدگی مثبت است. انحراف ضریب چولگی وضریب کشیدگی این متغیر،کوچک‌تر از قدر مطلق 96/1 است که نبود انحراف توزیع متغیر را در مقایسه با توزیع نرمال نشان می‌دهد و در مقایسه با توزیع نرمال، انحراف معناداری ندارد. در توصیف متغیر مستقل پژوهش، حجم معاملات، زمان تا سررسید و تعداد موقعیت تعهدی باز، مقیاس نسبتی و چولگی و کشیدگی مثبت دارد. قدر مطلق انحراف ضرایب چولگی و کشیدگی این متغیرها، کوچک‌تر از 96/1 است که نبود انحراف توزیع این متغیر را در مقایسه با توزیع نرمال نشان می‌دهد. داده‌های پژوهش به‌صورت قرارداد - زمان است؛ درنتیجه، از کاربرد تحلیل رگرسیون ترکیبی استفاده شده است.
در بررسی هم‌خطی متغیرهای مستقل،یکی از راه‌های شناسایی وجود یا نبود رابطه هم‌خطی، بررسی وجود رابطۀ همبستگی بین متغیرهای مستقل است. هنگامی‌که همبستگی شدید بین متغیرهای مستقل وجود داشته باشد، کوواریانس و واریانس ضرایب بزرگ‌تر برآورد میشود و به پیش‌بینی‌های انجام‌شده از آن نمی‌توان اعتماد کرد. نتایج نشان می‌دهد بین سه متغیر مستقل، همبستگی وجود دارد؛ زیرا آزمون وجود همبستگی بین متغیرها در تمامی موارد، معنی‌دار شده است. همبستگی معنی‌دار زوجی بین متغیرهای پژوهش در حد ضعیف یا متوسط است. برای کنترل دقیق‌تر همبستگی بین این متغیرها و وقوع هم‌خطی، این موضوع، با عامل تورم واریانس مجدد ارزیابی شد. از آنجایی که عامل تورم واریانس متغیرهای موجود در الگو، از نظر عددی، کمتر از مقدار 5 بود، بین متغیرهای توضیحی الگو، هم‌خطی وجود ندارد و این موضوع قرارگرفتن همزمان متغیرها در الگو را توجیه می‌کند. بدین‌ترتیب، می‌توان به روابط به‌دست‌آمده استناد کرد.
جدول (2) نتایج آزمون همبستگی بین متغیرهای مستقل الگوهای مدّنظر پژوهش
|
متغیر |
مقدار ضریب |
حجم معاملات |
موقعیت تعهدی باز |
زمان تا سررسید |
|
حجم معاملات |
مقدار ضریب همبستگی |
1 |
|
|
|
سطح معنی‌داری |
------- |
|
|
|
|
موقعیت تعهدی باز |
مقدار ضریب همبستگی |
593/0 |
1 |
|
|
سطح معنی‌داری |
0 |
--------- |
|
|
|
زمان تا سررسید |
مقدار ضریب همبستگی |
551/0 |
143/0 |
1 |
|
سطح معنی‌داری |
0 |
0 |
-------- |
درآزمون توزیع متغیرهای پژوهش،توزیع نرمال، یکی از مهمترین توزیع‌های احتمالی پیوسته در نظریۀ احتمالات است. دلیل اصلی این پدیده، نقش توزیع نرمال در قضیة حد مرکزی است که با افزایش تعداد متغیرها، به توزیعی بسیار نزدیک به توزیع نرمال دست می‌یابد؛ البته الزامی به نرمال‌بودن توزیع نیست و در صورت بزرگ‌بودن حجم نمونۀ آماری و نبود چولگی شدید، توجیه‌پذیر است. برای مطالعۀ پژوهش از آزمون «کالموگروف - اسمیرنف» استفاده شده است. براساس نتایج آزمون کالموگروف - اسمیرنف، سطح معنی‌داری محاسبه‌شده برای توزیع متغیرهای پژوهش، کمتر از 5 درصد است که از نرمال‌نبودن توزیع آنها حمایت کرده است. با توجه به بزرگ‌بودن اندازۀ نمونه می‌توان براساس قضیۀ حد مرکزی، توزیع داده‌ها را نرمال فرض کرد. مقادیر ضریب چولگی متغیرهای توضیحی پژوهش، نشان‌دهندۀ چوله به راست بودن داده‌ها است که از نظر قرینگی، با توزیع نرمال، کمی تفاوت دارد. مقدار کشیدگی متغیرها نشان می‌دهد منحنی توزیع داده‌ها، برآمدگی دارد؛ بنابراین از آزمون‌های پارامتریک در تجزیه و تحلیل داده‌ها و آمار استنباطی استفاده نمی‌شود.
جدول (3) شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی متغیرهای مستقل مدّنظر پژوهش
|
متغیر پژوهش |
مشاهدات |
میانگین |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
انحراف ضرایب |
|
|
چولگی |
کشیدگی |
||||||
|
حجم معاملات |
1110 |
9/787 |
7176/1350 |
117/3 |
285/11 |
073/0 |
147/0 |
|
موقعیت تعهدی باز |
1110 |
643/1295 |
07106/726 |
535/1 |
226/3 |
073/0 |
147/0 |
|
زمان تا سررسید |
1110 |
10142463 |
1/1241880 |
468/1 |
126/2 |
073/0 |
147/0 |
برای بررسی ایستایی یا پایایی متغیرهای پژوهش، از آزمون ایم، پسران و شین[22] (1997) استفاد شد. با توجه به نتایج آزمون IPS مقدار P برای تمامی متغیرها کمتر از5 درصد و سطح معناداری برای همۀ متغیرها قریب صفر است؛ درنتیجه، این متغیرها در دورۀ پژوهش در سطح پایا بوده‌اند. نتایج آزمون IPS نشان می‌دهد میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است؛ درنتیجه، استفاده از این متغیرها در الگو باعث به‌وجودآمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود. در تعیین الگوی مناسب برای تخمین الگوی رگرسیون،با توجه به مبانی و ماهیت فرضیه‌های موجود در پژوهش، از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. برای تعیین الگوی مناسب (تلفیقی یا تابلویی با آثار ثابت یا تصادفی) برای آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیونی، آزمون‌های چاو و هاسمن استفاده شد که به‌شرح زیر است:
برای استفاده از تحلیل رگرسیون با سری‌های ترکیبی به انجام تعدادی از آزمون‌های مقدماتی شامل بررسی شیب دوره‌ها و مقاطع و نوع آثار نیاز است. با آزمون لیمر، شیب داده‌ها و دوره‌ها بررسی و در صورت معنادارشدن از الگوی تابلویی و سپس با آزمون آثار زمانی تصادفی در صورت معنادارشدن از آثار ثابت استفاده میشود. نتایج آزمون لیمر نشان داده است عرض از مبدأ برای داده‌های مدّنظر، تفاوت معنادار دارند. نتایج آزمون هاسمن برای الگو نشان داده است آثار ثابت برای تخمین الگو‌ها مناسب است. برای آزمون نرمال‌بودن، پسمانده‌های الگو باید توزیع نرمال داشته باشد. اگر توزیع نرمال نباشد، ولی توزیع آن بدون چولگی و تک‌نمایی باشد، نرمال‌نبودن توزیع توجیه‌پذیر است. برای آزمون توزیع باقیماندۀ الگو، از آزمون جارکو - برا استفاده شده است. آمارۀ جارکو - برا، بزرگ‌تر از مقدار بحرانی است و به بیان دیگر، سطح معنی‌داری کمتر از 5 درصد است؛ درنتیجه، توزیع باقیماندۀ مدّنظر نرمال نیست؛ اما چون چولگی بسیار پایین و شکل هیستوگرام آن متقارن و تک‌مدی است، مشکلی در الگو‌بندی وجود ندارد. در بررسی استقلال خطای بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش‌بینی‌شده، باقیماندۀ الگو باید مستقل از یکدیگر باشند و وابستگی بین آن وجود نداشته باشد. برای بررسی استقلال خطاهای الگو از آزمون دوربین - واتسون استفاده شده است. در صورتی که مقادیر بین 50/1 تا 50/2 قرار گرفته باشد، الگو بدون خودهمبستگی است که آمارۀ دوربین - واتسون در الگوی بررسی‌شده، در دامنۀ مقادیر مدّنظر واقع شده است که از نبود خودهمبستگی الگوهای بررسی‌شده پشتیبانی کرده است. یکی از موضوعات مهم در بررسی ناهمسانی واریانس‌ها که در اقتصادسنجی وجود دارد، موضوع واریانس ناهمسانی است. واریانس ناهمسانی به این معناست که در تخمین الگوی رگرسیون، مقادیر جملات خطا، واریانس‌های نابرابر دارند این آزمون به‌صورت زیر انجام میشود:
الف- رگرسیون برآورد میشود.
ب- توان دوم پسماندهای این رگرسیون به‌عنوان متغیر وابسته و تمامی متغیرهای مستقل به‌عنوان متغیر مستقل در نظر گرفته میشود.
ج- با توجه به رگرسیون قسمت ب، آمارۀ تشکیل میشود. اگر این آماره از بزرگ‌تر بود، فرض صفر با اطمینان (1-α) 100 رد میشود. برای الگوی مدّنظر، مقادیر R2در قسمت ب 114/0 و مقدار آمارۀ آزمون 83/124 و آمارۀ جدول 815/7 به دست آمده است که وجود ناهمسانی واریانس را نشان می‌دهد و استفاده از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) صحیح نیست و باید از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده شود.
یافته‌ها.
در تحلیل توصیفی از شاخص‌های آماری مرکزی و پراکندگی استفاده شد.آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش شامل میانگین، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی است. برای بررسی پسماندهای توزیع متغیرها از آمارۀ جارکو - برا[23]، برای آزمون پایایی متغیرها، از آمارۀ ایم، پسران و شین و لین و لوین و برای بررسی هم‌خطی بین متغیرهای الگو از آزمون ضرایب همبستگی استفاده شد. در آزمون همبستگی و هم‌خطی متغیرهای پژوهش، برای بررسی پایایی متغیرهای پژوهش از آمارۀ تی آزمون ریشۀ واحداستفاده شد. اگر احتمال آماره، کمتر از سطح خطای 5 درصد باشد، پایایی متغیرهای پژوهش تأیید میشود. در غیر این صورت، شواهد نشان‌دهندۀ ناپایایی متغیرهای پژوهش است.
در تحلیل استنباطی در بررسی الگوی مفهومی آزمون فرضیه‌های پژوهش بر پایۀ الگوهای اقتصادسنجی، از الگوهای رگرسیونی داده‌های ترکیبی یا تلفیقی[24] با درنظرگرفتن کلیّۀ فرضیه‌های رگرسیون کلاسیک برحسب مورد استفاده شد. این داده‌ها، ترکیبی از داده‌های مربوط به قراردادهای مختلف در سال‌های 92 و 93 است و به‌صورت مشاهده‌ای در نظر گرفته شده است. در هر کدام از الگوهای برازش‌شده، آزمون‌های مختلفی نیز انجام شد که در ادامه، شرح داده میشود. دربارۀ آماره‌های مختلف مطرح‌شده در این آزمون‌ها، تصمیم‌گیری براساس مقایسۀ آماره‌های به‌دست‌آمده با مقادیر بحرانی و با مقایسۀ احتمال به‌دست‌آمده از آمارۀ مدّنظر با سطح خطای 5 درصد (سطح اطمینان 95 درصد) انجام شد.
برای بررسی نرمال‌بودن توزیع متغیرهای مدّنظر، از آزمون کالموگروف - اسمیرنف، برای انتخاب الگوی مناسب برای برازش الگوهای رگرسیونی فرضیه‌های پژوهش از آزمون چاو و[25] برای بررسی اولویت در به‌کارگیری روش آثار ثابت یا آثار تصادفی، برای برآورد مناسب‌تر الگو، از آزمون هاسمن استفاده شد. پس از برازش الگوهای فرضیه‌های کلاسیک رگرسیون و بررسی معنی‌داری کلی و توان توضیحی الگو، از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته استفاده شد. ملاک استفاده از الگوی ترکیبی با آثار ثابت این است که احتمال آمارۀ کایدو کمتر از سطح خطای پنج درصد باشد؛ در غیر اینصورت، از روش آثار تصادفی استفاده میشود.برای بررسی استقلال خطاهای الگو از آمارۀ دوربین - واتسون[26] و برای تصمیم‌گیری در استفاده از الگوهای تلفیقی یا تابلویی از آزمون لیمر استفاده شده است.
متغیرهای مستقل عبارتند از: حجم معاملات؛ زمان تا سررسید و موقعیتهای تعهدی باز. متغیر وابسته، بازده معاملات آتی است که با فرمول زیر به دست میآید:
که در آن Ln لگاریتم طبیعی (لگاریتم بر پایۀ نپر)، Pi قیمت تصفیۀ قرارداد آتی دارایی i در دورۀ t و
Pit-1 قیمت تصفیۀ قرارداد آتی دارایی i در دورۀ t-1 است.
در بررسی نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش،بااستفاده از الگوی تحلیل رگرسیون ترکیبی و الگوی آثار ثابت برای مقطع و دوره و روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته، فرضیه‌های پژوهش را می‌توان بررسی کرد. نتایج برازش الگو در جدول 4 بیان شده است. مقدار معنی‌داری کلی الگو از 5 درصد کمتر است؛ بنابراین الگو تأیید نهایی میشود؛ به‌عبارت دیگر، می‌توان چنین نتیجه گرفت با اطمینان بالای
95 درصد، حداقل یکی از متغیرهای مستقل در متغیر وابسته تأثیر داشته است. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش براساس ضرایب تأثیر استخراج‌شده از الگوی تحلیل رگرسیون ترکیبی بررسی و آزمون شده است که درادامه، با بیان فرضیه‌ها با استناد به نتایج الگوی بررسی‌شده به تحلیل‌های انجام‌شده اشاره شده است.
جدول (4) آزمون فرضیه‌ها و نتایج فرضیه‌های صفر و مخالف و نتیجۀ آزمون فرضیه‌ها
|
متغیر |
ضریب |
آمارۀ تی |
سطح معنی‌داری |
|
ضریب ثابت |
997378/0 |
475/1414 |
0 |
|
حجم معاملات |
08-E35/6- |
311578/1- |
19/0 |
|
موقعیت تعهدی باز |
08-E47/7 |
94362/0 |
3456/0 |
|
زمان تا سررسید |
10-E45/2 |
569956/3 |
0004/0 |
|
مقدار F کلی |
516991/1 |
||
|
سطح معنی‌داری کلی |
002077/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیلیافته |
040361/0 |
||
آزمون فرضیۀ اول براساس نتایج الگوی اول تحلیل رگرسیون انجام شده است. ضریب تأثیر حجم معاملات در بازده معاملات قراردادهای آتی، آمارۀ بحرانی محاسبه‌شده به مقدار 311/1- دارد که کوچک‌تر از مقدار بحرانی 96/1- است و سطح معنی‌داری آزمون بیشتر از 5 درصد است که از تأثیر معنادار حجم معاملات در بازده معاملات قراردادهای آتی در سطح اطمینان 95 درصد حمایت نشده است؛ بنابراین شواهد گردآوری‌شده با نمونۀ آماری براساس نظریۀ احتمالات، نشان‌دهندۀ ردّ فرضیۀ اول است.
آزمون فرضیۀ دوم براساس نتایج تحلیل رگرسیون انجام شده است. ضریب تأثیر زمان تا سررسید در بازده معاملات قراردادهای آتی باآمارۀ بحرانی محاسبه‌شده به مقدار 5699/3 است که بزرگ‌تر از مقدار بحرانی 96/1 و سطح معنی‌داری آزمون کمتر از 5 درصد است که از تأثیر معنادار زمان تا سررسید در بازده معاملات قراردادهای آتی حمایت شده است؛ بنابراین شواهد گردآوری‌شده با نمونۀ آماری براساس نظریۀ احتمالات نشان‌دهندۀ تأیید فرضیۀ دوم است.
آزمون فرضیۀ سوم براساس نتایج تحلیل رگرسیون انجام شده است. ضریب تأثیر موقعیتهای تعهدی باز در بازده معاملات قراردادهای آتی با آمارۀ بحرانی محاسبه‌شده به مقدار 943/0 است که کوچک‌تر از مقدار بحرانی 96/1 و سطح معنی‌داری آزمون بیشتر از 5 درصد است که از تأثیر معنادار تعداد موقعیت تعهدی باز در بازده معاملات قراردادهای آتی حمایت نشده است؛ بنابراین شواهد گردآوری‌شده با نمونۀ آماری براساس نظریۀ احتمالات، نشان‌دهندۀ ردّ فرضیۀ سوم است.
براساس اطلاعات و داده‌های دورۀ زمانی بررسی‌شده و با استفاده از الگوی تحلیل رگرسیون ترکیبی، سه فرضیه آزمون شده است. شواهد گردآوری‌شده با نمونۀ آماری بر پایۀ احتمالات، از یکی از فرضیه‌ها پشتیبانی و از دو فرضیۀ دیگر پشتیبانی نکرده است.
نتیجه‌‌گیری و پیشنهادها.
در توسعۀ فعالیت‌های اقتصادی و ایجاد شرایط مطلوب اقتصادی در کشور، قراردادهای آتی مهمترین و پررونقترین نوع ابزارهای مالی پیشرفتۀ بازارهای مشتقه است که هدف از طراحی آن، بهبود مدیریت ریسک سرمایه‌گذاری و افزایش کارآیی بازار سرمایه است. افراد با انگیزههای مختلف وارد بازار سرمایه میشوند و درنتیجه، انعقاد این قراردادها با هر هدفی، ایجاد فرصت بهتر و بیشتر برای پوشش‌دهندگان ریسک است. این قراردادها، به آرامی و روانی معاملات بازار بورس کمک می‌کند تا حجم معاملات و درنتیجه، نقدینگی افزایش یابد. علاوه بر اینکه سرمایهگذاران را در برابر نوسان‌های قیمت حفظ می‌کند، به شفافیت بازار کمک می‌کند و وجوه را در جریان صحیح سرمایه‌گذاری قرار می‌دهد و در سطح کلان به تخصیص بهینۀ منابع منجر میشود. وجود معامله‌گران متعدد با حجم معاملات زیاد، توجیهی برای کنکاش در خلأهای علمی در این بازار نوظهور است. سرمایهگذاران حقیقی و حقوقی، نهادهای ناظر بر بازار آتی و شرکتهای کارگزاری می‌توانند از نتایج پژوهش استفاده کنند.
پژوهش حاضر با هدف بررسی بازده معاملات آتی در بازار قراردادهای آتی بورس کالای ایران، سه معیار حجم معاملات، زمان تا سررسید و تعداد موقعیتهای تعهدی باز قراردادهای آتی را دورۀ زمانی معاملاتی به‌صورت روزانه به‌عنوان عوامل تعیین‌کننده و تأثیرگذار در بازده معاملات آتی در نظرگرفته است. نتیجۀ یافته‌های فرضیه‌های اول و سوم، نشان‌دهندۀ تأثیرنداشتن حجم معاملات و تعداد موقعیتهای تعهدی باز در بازده معاملات آتی بود؛ بنابراین، این دو متغیر، نقشی در بازده معاملات آتی ندارد و این شاخص‌ها توان لازم را برای پیشبینی بازده معاملات آتی ندارد؛ درنتیجه، برای افزایش بازده معاملات آتی باید متغیرهای دیگر بررسی و در صورت نتیجۀ مثبت، برای آن برنامهریزی شود. نتیجۀ یافته‌های فرضیه دوم که نشان‌دهندۀ تأثیر مثبت متغیر زمان تا سررسید در بازده معاملات آتی است، نقش زیادی در بازده قرارداد آتی دارد؛ بنابراین، این شاخص، توان لازم را برای پیشبینی بازده قرارداد آتی دارد. به سرمایهگذاران پیشنهاد میشود برای افزایش بازده، بر متغیر زمان تا سررسید، تمرکز بیشتری داشته باشند؛ بنابراین براساس اهداف برای افزایش بازده معاملات آتی، بر ایجاد تغییرات در زمان تا سررسید می‌توان تمرکز کرد.
پژوهش حاضر در مقایسه با پژوهشهای خارجی (نظیر گورلا و هرریاس 2011)؛ در حمایت از فرضیۀ ساموئلسون (1976) دربارۀ اثر سررسید قرارداد آتی دارایی مالی و فلزات گرانبها، دربردارندۀ نتیجۀ مشابهی در برخی از دوره‌های زمانی پژوهش مربوط است. با مقایسۀ پژوهش چندرا پاتی (2008) در بازار آتی مالی هند بین سال‌های 2001-2007 پژوهش براجش کومار و آجادی پاندی(2010) در سال‌های 2004-2008 و پژوهش سنگ هاک‌لی (2005) در بورس امریکا و انگلیس از جولای 1994 تا ژوئن 2004 دربارۀ دارایی مالی و فلزات گرانبها ازجمله طلا، در بررسی تأثیر تعداد موقعیت تعهدی باز در بازده معاملات آتی، نتیجۀ مشابهی با پژوهش حاضر به دست آمد. اباعبدالهی،کوهی و زهید (1392) با بررسی اینکه آیا هر گونه تغییر در حجم معاملات در بازده آن در بازارهای آتی مؤثر است، به نتیجۀ مشابهی رسیدند که نشان داد هیچ شوکی در حجم معاملات برای پیشبینی بازده در بازار مؤثر نیست و اطلاعات گذشته نمیتواند بازده آتی را پیشبینی کند؛ ولی تنوع سهام درمیان بازارها ممکن است مفید باشد.
در انتها، پیشنهاد میشود با توجه به نوپابودن بازار قرارداد آتی در ایران، مدیران و سیاست‌گذاران بورس، با دستیابی به شناخت عوامل تأثیرگذار در بازده معاملات سکۀ بهار آزادی که تعیین‌کنندۀ اصلی امکان ادامۀ حیات آن است و با استفاده از نتایج پژوهش حاضر به سمت فراهم‌کردن ساز و کارهای استفاده از عوامل افزایش زمینۀ بازده در موقع لزوم، در بازار حرکت کنند. پیشنهادهایی که برای پژوهشهای بعدی در این زمینه مفید است، بررسی اثر ماه‌ها و فصول مختلف سال و اثر راهبردهای معاملاتی افراد موجود در بازار، در میزان بازده معاملات و پژوهش در حوزه‌های مهندسی مالی در این بازار نوپا در ایران است. براساس محدودیت پژوهش و تجربه‌ها و نتایج به‌دست‌آمده، پیشنهاد میشود پژوهشگران بعدی، از الگوهای پارامتریک و ناپارامتریک برای پیشبینی نوسان‌های بازده قرارداد آتی، استفاده از داده‌های درون - روزی[27]؛ به‌طور مثال، داده‌های 30 دقیقه‌ای، برای بررسی ارتباط بین حجم و بازده معاملات قراردادهای آتی، الگوسازی و پیشبینی بازده قراردادهای آتی با استفاده از داده‌های ناهمسانی واریانس، مانند گارچ، ای‌گارچ، ام‌گارچ، تی‌گارچ استفاده کنند. علاوه بر این، تأثیر سه عامل ریسک، تورم و نرخ بهره را در بازده معاملات آتی در بورس کالای ایران بررسی و نتایج به‌دست‌آمده را مقایسه کنند.
[1]. Option
[2]. Swaps
[3]. Samuelson, P.A
[4]. Maturity futures contract
[5]. Rutledge, D.J.S
[6]. Milonas, N
[7]. Maturity Effect
[9].Galloway, T.M & Kolb, R.W
[10]. Brajesh Kumar & Ajay Pandey
[11]. Daily Volatility
[12]. Close-To-Close Returns
[13]. Non-Trading Volatility
[14]. Close-To-Open Returns
[15]. Trading Volatility
[16]. Open-To-Close Returns
[17]. Kumar, B & Pandey, A
[18]. Sang-HAK Lee
[19]. Absolute Return
[20]. Wall, W.D
[21]. Zhid Muhammad
[22]. IM, PESARAN, SHIN
[23]. JARQUE–BERA
[24]. Panel or Pooled
[25]. Chow Test (F Stat.)
[26]. Durbin-Watson
[27]. Intra-Day data
)
