تأثیر خبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی بر شاخص بازار سهام تهران

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار دانشگاه آزاد واحد تهران مرکزی

2 کارشناسی ارشد واحدتهران مرکزی

چکیده

چکیده
بازار سرمایه به مثابه پل ارتباطی بین «پس­انداز کنندگان انفرادی و نهادی» و «سرمایه­گذاران نیازمند وجوه» با انجام دو وظیفه مهم «تامین منابع مالی دراز مدت» و «مدیریت خطرپذیری (ریسک)» نقش بسزایی در افزایش ضریب اطمینان و حجم سرمایه­گذاری­ها، به ویژه در فعالیت­های بلندمدت اقتصادی ایفا می­نماید. امروزه صنعت پتروشیمی باسهم۲۱ درصدی از میانگین ارزش معامله های روزانه بورس تهران درسال ۱۳۹۲ از جایگاه ویژه­ای در بازار سرمایه برخوردار است. این صنعت علاوه بر ارزش­افزوده­ای که در مقابل خام­فروشی منابع عظیم نفتی و گازی ایجاد می­نماید، سهم قابل توجه­ای را در معامله های بازار بورس از طریق جمع­آوری پس­اندازهای خرد جامعه بر عهده داشته است.
افزایش قیمت خوراک گاز پتروشیمی به دلیل ترس و نگرانی بر عملکرد این صنعت از مدت­ها پیش مورد نقد کارشناسان و تصمیمگیران اقتصادی در محافل علمی و سیاست‌گذاری بوده است. این سیاستدر سال ۱۳۹۲ توسط مجلس شورای تصویب و بر اساس بودجه سال ۱۳۹۳ اجرایی شد. هدف بررسی پژوهش حاضر بررسی تأثیر خبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی بر شاخص­های بازار سهام تهران است. در این تحقیق داده­های سری­زمانی به صورت روزانه، از تاریخ ۱/۷/۹۱ تا ۳۰/۷/۹۳ از طریق مدل­های خانواده ARCH و با استفاده از متغیرهای مجازی تحلیل شده است. یافته­های الگو مبین اثر معنادار خبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی قبل از تصویب بر شاخص­های بازار سهام تهران است که بازدهی این صنعت را با روند مثبتی تحت تأثیر قرار داده است.

کلیدواژه‌ها


 

تأثیر خبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی بر شاخص بازار سهام تهران

 

 

سعید نایب

تاریخ دریافت: 5/8/1394                                تاریخ پذیرش: 23/9/1394

[1]

منیژه هادی نژاد[2]

فرشته شمس صفا[3]

 

چکیده

بازار سرمایه به مثابه پل ارتباطی بین «پس­انداز کنندگان انفرادی و نهادی» و «سرمایه­گذاران نیازمند وجوه» با انجام دو وظیفه مهم «تامین منابع مالی دراز مدت» و «مدیریت خطرپذیری (ریسک)» نقش بسزایی در افزایش ضریب اطمینان و حجم سرمایه­گذاری­ها، به ویژه در فعالیت­های بلندمدت اقتصادی ایفا می­نماید. امروزه صنعت پتروشیمی باسهم۲۱ درصدی از میانگین ارزش معامله های روزانه بورس تهران درسال ۱۳۹۲ از جایگاه ویژه­ای در بازار سرمایه برخوردار است. این صنعت علاوه بر ارزش­افزوده­ای که در مقابل خام­فروشی منابع عظیم نفتی و گازی ایجاد می­نماید، سهم قابل توجه­ای را در معامله های بازار بورس از طریق جمع­آوری پس­اندازهای خرد جامعه بر عهده داشته است.

افزایش قیمت خوراک گاز پتروشیمی به دلیل ترس و نگرانی بر عملکرد این صنعت از مدت­ها پیش مورد نقد کارشناسان و تصمیمگیران اقتصادی در محافل علمی و سیاست‌گذاری بوده است. این سیاستدر سال ۱۳۹۲ توسط مجلس شورای تصویب و بر اساس بودجه سال ۱۳۹۳ اجرایی شد. هدف بررسی پژوهش حاضر بررسی تأثیر خبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی بر شاخص­های بازار سهام تهران است. در این تحقیق داده­های سری­زمانی به صورت روزانه، از تاریخ ۱/۷/۹۱ تا ۳۰/۷/۹۳ از طریق مدل­های خانواده ARCH و با استفاده از متغیرهای مجازی تحلیل شده است. یافته­های الگو مبین اثر معنادار خبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی قبل از تصویب بر شاخص­های بازار سهام تهران است که بازدهی این صنعت را با روند مثبتی تحت تأثیر قرار داده است.

واژه‌های کلیدی:خبر،شاخص بازار سهام، سری­زمانی، مدل­هایARCH.

طبقه بندی JEL : C32, G14, M48

1- مقدمه

امروزه بازار سرمایه در کنار بازار پول به عنوان تشکیل‌دهندگان بازارهای مالی نقش انکارناپذیری در اقتصاد بر عهده‌دارند. بازار سرمایه با انجام دو وظیفه مهم « تامین منابع مالی دراز مدت» و « مدیریت خطرپذیری (ریسک) »نقش بسزایی در افزایش ضریب اطمینان و حجم سرمایه­گذاری­ها، به ویژه در فعالیت­های بلند مدت اقتصادی ایفا می­نماید. بازار سرمایه در واقع به مثابه پل ارتباطی بین »پس­انداز کنندگان انفرادی و نهادی» و «سرمایه­گذاران نیازمند وجوه» است. (امیرعباس ربیعی،۱۳۸۶،ص۶)

شرکت‌های پتروشیمی امروزه بزرگ‌ترین صنعت بورس را تشکیل می­دهند. این صنعت بیشترین سهم را در اجرای اصل ۴۴ قانون اساسی مبنی بر خصوصی‌سازی شرکت‌های زیرمجموعه داشته است. ارزش جاری این صنعت تا اول مردادماهسال۱۳۹۲ در بورس معادل ۴۰۶ هزار ‌میلیارد ریال بود. این صنعت حدود ۲/۴۹ درصد ارزش کل بازار سهام را در بر دارد. میانگین ارزش معامله های روزانه این صنعت نیز ۲۱ درصد کل ارزش معامله های روزانه بورس است. از نظر سودآوری، صنعت پتروشیمی بعد از صنعت قند و شکر با رشد ۱۳۸۴ درصدی از ابتدای سال ۱۳۸۸ تاکنون در رتبه دوم قرار دارد. در خلال ۴ سال گذشته بازدهی این صنعت حدود ۱۴ برابر بوده است. بخش پتروشیمی در جمع­آوری پس­اندازهای خرد جامعه با توجه به آمارهای موجود در بورس و با توجه به کمیت و کیفیت منابع و ذخایر نفتی و موقعیت نسبی ایران دارای سهم قابل توجه­ای است.

طبق آخرین آمارهای سال ۱۳۹۳ بورس اوراق بهادار تهران شرکت پتروشیمی خلیج‌فارسباارزشی معادل ۸/۱۱ میلیارد دلار و اختلاف زیاد در رده نخست و بعد از آن در رتبه دوم پالایش نفت بندرعباس با ۵ میلیارد دلار ارزش و نفت و گاز و پتروشیمی تأمین باارزش۳/۴ و سرمایه­گذاری غدیرباارزش۸/۳ و گسترش نفت و گاز پارسیان باارزش۷/۳ میلیارد دلار در رده­های بعدی در جمع ارزشی معادل ۶/۲۸ میلیارد دلار از بازار بورس را از آن خود نموده­اند.

با توجه به وزن بالای صنعت پتروشیمی در ساختار بورس تهرانبررسی موضوع تغییر نرخ خوراک صنایع پتروشیمی به عنوان ماده اولیه تولید موضوعی تأثیرگذار درترسیم فعالیت این صنعت در آینده است. دولت در سال ۱۳۸۹ و در راستای اجرای فاز اول طرح هدفمندسازی یارانه­ها، تصمیم گرفت تا قیمت خوراک گاز پتروشیمی­ها را افزایش دهد، به طوری که قیمت گاز مصرفی پتروشیمی­ها معادل ۲۹ درصد قیمت گاز صادراتی باشد و سالانه چهار درصد به ضریب سال قبل اضافه شود تا در نهایت، پس از نه سال، قیمت خوراک گاز پتروشیمی­ها برابر ۶۵ درصد قیمت گاز صادراتی باشد. در آغاز اجرای قانون هدفمندسازی یارانه‌ها، قیمت هر مترمکعب خوراک گاز صنایع پتروشیمی ۷ سنت و معادل۷۰۰ ریال تعیین شد اما در اثر چانه­زنی­های بخش خصوصی و به دلیل برخی ملاحظه ها، این سیاست اجرایی نشد. در چنین شرایطی ستاد تدابیر ویژه اقتصادی دولت تصمیم گرفت تا نرخ خوراک پتروشیمی‌ها را به ۱۳ سنت افزایش دهد. این سیاست هم توسط شرکت­های پتروشیمی اجرایی نگردید. بالاخره در بهمن سال ۱۳۹۲ در مجلس شورای اسلامی تغییر نرخ خوراک به تصویب رسید. از زمان مطرح‌شدن موضوع افزایش قیمت خوراک گاز، به هنگام ارائه آن توسط دولت به مجلس در سال ۱۳۹۲، با بررسی نمودار شاخص،بازار سهام نسبت به انتشار این خبر واکنش نشان داده و شاخص بازار سهام (مطابق با نمودار۱) رو به کاهش گذاشت. با توجه به وابستگی ۴۰ درصدی بودجه دولت بهدرآمدهای حاصل از نفت و گاز و همچنین هدفمندی یارانه­ها مهم‌ترینبخش‌های لایحه بودجه هر سال کل کشور می­باشد، احتمال توجه دولت، مجلس و سایر ارکان تصمیم­سازی و تصمیم­گیری به موضوع تعیین قیمت خوراک گاز پتروشیمی­ها در بودجه­های سال­های آتی زیاد است، از این­رو، مطالعه حاضر با تشریح برخی از جنبه‌های سیاست‌گذاری در حوزه قیمت خوراک گاز در جهت انتخابسیاست درست می­تواند راه­گشا باشد.

 

جدول 1- رده‌بندی شرکت‌های بورسی سال ۹۳

ردیف

نام شرکت

ارزش

ارزش

)هزار میلیارد تومان(

)میلیارددلار(

1

صنایع پتروشیمی خلیج فارس

38،930

8/11

2

پالایش نفت بندرعباس

16،673

5

3

فولاد مبارکه اصفهان

15،256

6/4

4

نفت و گاز و پتروشیمی تأمین

14،198

3/4

5

سرمایه گذاری غدیر

12،618

8/3

6

گسترش نفت و گاز پارسیان

12،157

7/3

7

مخابرات

11،986

6/3

8

گل گهر

11،892

6/3

9

ملی مس

11،000

3/3

10

همراه اول

10،754

2/3

منبع Boursnews.ir

 

 

نمودار ۱- شاخص کل بازار سهام تهران

منبع سایت:www.tse.ir

 

۲- ادبیات نظری و پیشینه تحقیق

بدون شک کارآمدی نظام مالی به عنوان زیرمجموعه‌ای از نظام اقتصادی یک کشورحائز اهمیت است. بازارهای متشکل سرمایه با فراهم آوردن امکان معامله های اوراق بهادار میان‌مدت و بلندمدت یکی از اهرم­های قوی در اقتصاد کشورها محسوب شده و به منظور تسریع روند توسعه صنعتی، به خصوص در کشورهای روبه رشد عمل می­نمایند (ابونوری و همکاران۱۳۸۵،ص۲۱۱).شاخص­های قیمت سهام در تمامی بازارهای مالی بین­المللی، به مثابه یکی از مهمترین معیارهای سنجش عملکرد بورس اوراق بهادار، از اهمیت و توجه ویژه­ای برخوردارند. شاخص بازار سهام یک معیار مفید و خلاصه‌شده‌ای از انتظارهای جاری در مورد آینده سهام می­باشد که آثار پدیده‌های سیاسی، اقتصادی و غیره را منعکس می­نماید. (احمدپور و همکاران،۱۳۸۶)

به منظور سرمایه­گذاری منطقی لازم است سرمایه­گذاران اطلاعات موجود را در اختیار داشته باشند. این اطلاعات، مشتمل بر شاخص­های شناخته‌شده و نیز برآوردهایی در مورد آینده است. فارغ از شکل اطلاعات می­توان آن را کلید تعیین قیمت سهامو در نتیجه هسته مرکزی مفهوم بازار کارآمد دانست (فاما و فرنچ،۱۹۹۳)،[i]در یک بازار کارا، قیمت سهام در بورس اوراق بهادار از طریق تلاقی عرضه فروشنده با تقاضای خریدار تعیین می­شود. در واقع هیچ قاعده مشخصی وجود ندارد که بیان‌کننده رفتار قیمت سهام باشد، ولی چند عامل مشخص که موثر بر قیمت سهاموجود دارد. این عوامل در سه دسته کلی قرار می­گیرند: متغیرهای بنیادی، متغیرهای تکنیکی و متغیرهای احساسی.ورود یا انتشار خبر در بازار سه تأثیر کلی بر رفتار فضای عمومی بازار دارد. نخست، باعث شکل­گیری روند صعودی قیمت­ها می­شود؛ دوم، باعث تضعیف و کاهش قیمت سهام خواهد شد؛ و سوم، ورود خبرهای ضد و نقیض به محیط بازار، باعث سردرگمی و ایجاد «مکث» در روند حرکتی بازار می­شود. (محسن ایلچی،۱۳۸۸).

باربریز، شلیفر و ویشنی[ii] (۱۹۹۸) بیان می­کنند که سرمایه­گذاران از قاعده اکتشافی همانندی[iii] پیروی کرده و انتظارهای خود از سودهای آتی شرکت وبراساس یافته­های قبلی می­سازند. در نتیجه، سرمایه­گذار بر مبنای اطلاعات قبلی خود نسبت به یک اخبار واکنش بیش از حد یا کمتر از حد نشان می­دهد؛ اما در سال­های اخیر توجه بسیاری به مدل هانگ و استین[iv] (۱۹۹۹) شده است (اسپرنگر و ولپ،۲۰۱۱،ص۵-۷)[v]. در این مدل ارتباط متقابل بین دو گروه از افراد با رفتار غیرعقلایی یا به عبارتی دو عامل با عقلانیت کران­دار را نشان دادند: بینندگان خبری[vi] و معامله­گران لحظه­ای[vii]؛ اگر اطلاعات مبهمی وارد بازار شود؛ بینندگان خبری قادر نیستند به طور کامل و سریع این اطلاعات را از قیمت­های اوراق بهادار استخراج کنند؛ در نتیجه به اطلاعات، کمتر از حد مورد انتظار واکنش نشان می­دهند. از سوی دیگر معامله­گران لحظه­ای سعی می­کنند از واکنش گروه قبل استفاده کرده و قیمت­ها را بیش از حد مورد انتظار تخمین می­زنند (هیبتی و زندیه،۱۳۹۰،ص۸۱).

تاکنون پژوهشی در زمینه بررسی انتشار خبر مصوبه افزایش قیمت خوراک پتروشیمی بر شاخص سهام صورت نگرفته است. تمایز این مطالعه از سایر پژوهش­ها بررسی تأثیر یک خبر خاص بر عملکرد بازار سهام و تأثیر آن بر شاخص کل و شاخص همان صنعت خاص است. تحقیقاتی که باهدف بررسی اخبار و اطلاعیه‌ها در بازار بورس بر شاخص قیمت سهام، مورد سنجش انجام شده است می­توان به ادرینگتونو لی (۱۹۹۳) اشاره کرد. آن‌ها نشان دادند که بی‌ثباتی در آینده نرخ ارز و نرخ بهره بازار در عرض یک دقیقه از اعلام اخبار اقتصاد کلان افزایش می­دهدوتأثیر آن حدود ۱۵ دقیقهطولمی‌کشد. همچنین نوفسینگر و پروکایک (۲۰۰۴) به این نتیجه رسیدند که اخبار غیرمنتظره‌ی بد اقتصاد کلان مسئول بیشترین حجم معامله های روزانه غیرطبیعی در گزینه شاخصS & P 100 هستند. کالوو همکاران. (۲۰۰۴) نشان داد که مدل GARCH پیشنهادشده توسط بلرسلیو (۱۹۸۶) را می‌توان با اضافه کردن یک متغیری که تعداد اطلاعیه­های مطبوعاتی منتشرشده در بازار در عرض ۳۰ دقیقه قبل ذخیره کرده و آنرا بهبود ارتقاء دهند. میترمایر(۲۰۰۴) اثر اطلاعیه مطبوعاتی بورس نیویورک و نزدک را بررسی و مشخص کرد که محتوای خبرها را می­توان برای پیش‌بینی، با دقت مناسب به کاربرد. پیرس و رولی (۱۹۸۴) به بررسی واکنش روزانه قیمت‌های سهام نسبت به اعلان میزان عرضه پول، تورم، فعالیت‌های اقتصادی و نرخ تنزیل پرداختند. (روبرتسون و همکاران،۲۰۰۶)[viii]

 

3-متدولوژی تحقیق

در مدل­های سری زمانی یک متغیره تلاش می­شود تا متغیرهای اقتصادی و مالی را براساس مقادیر گذشته و جاری آن متغیر وهمچنین مقادیر جاری و گذشته جملات خطا، مدل‌سازی و پیش­بینی نمایند. دسته مهمی از این مدل­ها مربوط به خانواده مدل­هایARIMA[ix]هستند که بیشتر بر مینای روش باکس و جنکینز[x] (۱۹۷۶) مدل‌سازی می­شوند. کتابی که توسط باکس و جنکینز (۱۹۷۶) تحت عنوان «تجزیه و تحلیل سری­های زمانی پیش بینی و کنترل» نوشته شده است.

۳-۱- روش برآورد سری زمانی در بازارهای مالی

عمومی­ترین مدل تعمیم­یافتهدر تحلیل بازارهای مالی، مدل خانواده ARCH می­باشد. مدل واریانس ناهمسان شرطی خودهمبستهARCH اولین بار توسط اِنگل[xi](۱۹۸۲) پیشنهاد گردید. در این مدل، یک ساختار خودهمبسته برای معادله واریانس شرطی ارائه شد که به شوک­های تلاطم اجازه می­داد در طول زمان دیرپایی داشته باشند و به سرعت محو نشوند. سپس این مدل توسط بلرسلو[xii](۱۹۸۲) تعمیم یافت که وقفه در واریانس شرطی[xiii]را نیز شامل می­شد.توانایی این دسته از مدل­های ARCH که برای شناسایی الگوهای تلاطم خوشه­ای تعمیم یافته بود، منجر به کاربرد گسترده آن برای بازده بازار سهام در بازارهای توسعه‌یافته[xiv]و در وسعت کمتر برای بازارهای در حال توسعه[xv]گردید.

گرچه تئوری­های موجود در مدل­سازی قیمت­های بازار سهام کامل نیست، لیکن مدل­های تجربی­ای موجود به طور عام در تحلیل پدیده­های مالی و به گونه­ای خاص در تحلیل تلاطم بازارهای سهام مورد استفاده قرار می­گیرند.

یکی از قوی­ترین و درعین‌حال پیچیده­ترین گروه از مدل­های سری­های زمانی، خانواده مدل­های ARCH می­باشد که به طور مبسوطی توسط برا و هیگینس[xvi](۱۹۹۳) و همچنین بلرسلو، چو و کرونر (۱۹۹۲)[xvii]مورد بازنگری قرارگرفته‌اند. مدل­های رده ARCH، قابلیت استفاده از مزایای انحراف معیار نمونه را به ما می­دهد و واریانس شرطی، ، سری زمانی را از طریق روش حداکثر راستنمایی فرموله می­کند. با استفاده از بهترین وقفه از طریق آکائیک (AIC) شوارتز بیزین (SBC)شاخص­های کل و شاخص شیمیایی را مدل­سازی کرده و مانایی و تعیین بهترین مدل را با استفاده از متغیرهای مختلف برازش نموده­ایم.

داده‌ها از سایت بورس به آدرس TSE.ir و به صورت روزانه از تاریخ ۱/۷/۹۱ تا ۳۰/۷/۹۳ جمع‌آوری شدههر کدام مشتمل بر ۵۰۶ داده هستند. خبرهاازخبرگزاری فارس www.farsnews.ir و بورس نیوزwww.boursenews.ir و روند اخبار از تاریخ ۱/۷/۹۱ تا ۳۰/۷/۹۳ بررسی شده است.

 

۳-۲- آزمون ریشه واحد

آزمون مانایی برای هر یک از متغیرها از جمله بازدهی شاخص کل، شاخص شیمیایی برآورد شد. دراین تحقیق از آماره آزمون دیکی فولر برای آزمون مانایی استفاده شده است. طبق نتایج آزمون در جدول ۲، فرض صفر وجود ریشه واحد سری­های مذکور رد شده و سری مانا می­باشد.

 

۳-۳- مدل تحقیق

با استفاده از روش GARCHداده‌ها را تخمین زده؛ که در این حالت مدل را به شکل ذیل تعریف می­نماییم.

 

 

معادله فوق، به صورت تابعی متشکل از قسمت­های ذیل می­باشد:

 به عنوان جزء ثابت،  معرفی کننده عبارت ARCH که نشان‌دهنده تلاطم از دوره­های گذشته می­باشد و از طریق وقفه­های توان دوم پسماندهای معادله میانگین محاسبه می­شود،

 معرفی کننده عبارت GARCH که نشان­دهنده واریانس دوره­های گذشته می­باشد.

و متغیر خبر را بهصورت متغیر دامی وارد مدل نموده­ایم، به طوری که  را بهعنوان خبرهای قبل از تصویب از بازه ۳/۷/۹۱ تا ۸/۱۰/۹۲ در نظر گرفته به طوری که برای ۸/۱۰/۹۲>DUM1، DUM1=1 و باقی روزها صفر و  برای خبرهای تصویب و مداخله توسط مجلس در بودجه از تاریخ ۸/۱۰/۹۲ تا ۳۰/۷/۹۳ در نظر گرفته به طوری که ۸/۱۰/۹۲≤DUM2، DUM2=1 و باقی روزها صفر اختصاص داده شدهاست.

جهت اطمینان از مثبت بودن واریانس این مدل نیز باید شرایط ذیل برقرار باشد:

 

 

 

همچنین برای اطمینان از مانایی پروسه، لازم است شرایط ذیل برقرار باشد:

 

 

در این مدل بررسیتأثیرخبر افزایش قیمت خوراک پتروشیمی بر بازدهی شاخص کل و شاخص شیمیایی بازار سهام تهران است. این دو سری زمانی را به ترتیب {Index1t} و {Chemical1t} می­نامیم.

۳-۳نتایج تحقیق

نتایج حاصل در جدول ۳ و ۴ مشاهده می­شود

 

جدول ۳-نتایج تخمین الگوی نوسان شاخص کل

Prob

آماره Z

انحراف معیار

ضریب

متغیر

0000/0

562265/8

044463/0

380706/0

 

0038/0

891528/2 -

048693/0

140797/0 -

 

0000/0

884439/7

056262/0

443590/0

DUM1

4211/0

804579/0 -

045980/0

036995/0 -

DUM2

0394/0

059733/2

002775/0

005716/0

C

0000/0

63197/24

034114/0

840293/0

GARCH(-1)

0004/0

561732/3

048518/0

172808/0

 

D-W

HQ

SC

AIC

Log likelihood

116376/2

301447/2

342121/2

275198/2

4874/566 -

جدول 4-نتایج تخمین الگوی نوسان شاخص شیمیایی

Prob

آماره Z

انحراف معیار

ضریب

متغیر

0000/0

484487/9

038099/0

361349/0

 

0129/0

487460/2 -

040660/0

101141/0 -

 

0000/0

058151/5

079717/0

403223/0

DUM1

3544/0

926034/0 -

051384/0

047584/0 -

DUM2

4157/0

813855/0 -

002923/0

002379/0 -

C

0000/0

63879/56

016706/0

946207/0

GARCH(-1)

0028/0

990999/2

019318/0

057781/0

 

D-W

HQ

SC

AIC

Log likelihood

987352/1

974271/2

14945/3

948022/2

3755/736 -

منبع : محاسبات محقق

 

 

۳-۳-۱ نتایج تخمین معادله در بازدهی شاخص کل

AR(1) نشان­دهنده همبستگی بازدهی شاخص کل نسبت به‌روز قبل خودش با ضریب معنی­دار ۳۸۰۷۰۶/۰می­باشد.MA(2)  نشان­دهنده همبستگی منفی بازدهی شاخص کل نسبت به جمله های اختلالش با ضریب معنی­دار ۱۴۰۷۹۷/۰- می­باشد که به ازای  میانگین عایدی فرد از سهم برابر 140797/0-بوده است و به ازای سایر مقادیر برابر صفر می­باشد.

DUM1 کلیه خبرهای افزایش قیمت خوراک پتروشیمی قبل از تصویب در مجلس را برآورد می­نماید که نتایج حاصل نشان‌دهنده همبستگی مثبت بین نشر این‌گونه خبرها با بازدهی شاخص کل با ضریب مثبت و معنی­دار ۴۴۳۵۹۰/۰ می­باشد.

 DUM2 کلیه خبرهای تصویب در مجلس را نشان می­دهد که این خبرها با تأثیرهای بسیار جزئی روند کاهشی بر بازدهی شاخص سهام با ضریب ۳۶۹۹۵/۰- داشته که نتیجه آن معنی­دار نبودن شدید ضریب معادله می­باشد.

 

  • نتایج در معادله واریانس شرطی بازدهی شاخص کل:

-       مقدار ثابت آن ( ) برابر با ۰۰۵۷۱۶/۰که حدود صفر می­باشد؛

-       نشان‌دهنده تلاطم از دوره­های گذشته با ضریب معنی­دار ۱۷۲۸۰۸/۰می­باشد؛

-        نشان­دهنده واریانس دوره­های گذشته با ضریب معنی­دار ۸۴۰۲۹۳/0می‌باشدکه باGARCH(-1)در جدول نشان داده شده است، بنابراین مدل GARCH(1,1)انتخاب‌شده، مدل مناسبی است.

 

 

 

نمودار ۲-روند واقعی داده­ها، باقی­مانده­ها و تخمین مدل برای شاخص کل حاصل از EViews

منبع: محاسبات محقق

 

۳-۳-۲- نتایج تخمین معادله بر بازدهی شاخص شیمیایی

AR(1) نشان­دهنده همبستگی بازدهی شاخص کل نسبت به‌روز قبل خودش با ضریب معنی­دار ۳۶۱۳۴۹/۰ می­باشد.MA(2)  نشان­دهنده همبستگی منفی بازدهی شاخص کل نسبت به جمله های اختلالش با ضریب معنی­دار ۱۰۱۱۴۱/۰- می­باشد که به ازای  میانگین عایدی فرد از سهم برابر ۱۰۱۱۴۱/۰-بوده است و به ازای سایر مقادیر برابر صفر می­باشد.

DUM1 کلیه خبرهای افزایش قیمت خوراک پتروشیمی قبل از تصویب در مجلس را برآورد می­نماید که نتایج حاصل نشان‌دهنده همبستگی مثبت بین نشر این‌گونه خبرها با بازدهی شاخص کل با ضریب مثبت و معنی­دار ۴۰۳۲۲۳/۰ می­باشد.

 DUM2 کلیه خبرهای تصویب در مجلس را نشان می­دهد که این خبرها با تأثیرات بسیار جزئی روند کاهشی بر بازدهی شاخص سهام با ضریب ۴۷۵۸۴/۰- داشته که نتیجه آن معنی­دار نبودن شدید ضریب معادله می­باشد.

 

  • نتایج در معادله واریانس شرطی بازدهی شاخص کل:

-       مقدار ثابت آن ( ) برابر با 002379/0- که حدود صفر می­باشد.

-       نشان‌دهنده تلاطم از دوره­های گذشته با ضریب معنی­دار ۵۷۷۸۱/۰می­باشد.

-        نشان­دهنده واریانس دوره­های گذشته با ضریب معنی­دار ۹۴۶۲۰۷/۰می‌باشدکه باGARCH(-1)در جدول نشان داده شده است، بنابراین مدل GARCH(1,1)انتخاب‌شده، مدل مناسبی است.

 

 

نمودار ۳-روند واقعی داده­ها، باقی­مانده­ها و تخمین مدل برای شاخص شیمیایی حاصل از EViews

منبع: محاسبات تحقیق

 

۳-۴-نتایج آزمون ARCH-LM

 نتایج آزمون ARCH-LM حاصل از تخمین و برآورد مدل با ورود متغیرهای مجازی در جدول ۵ و ۶در مورد مشاهده می­­شود؛که برای بررسی وجود یا عدم وجود ناهمسانی شرطی (ARCH) بر اساس باقیمانده­های استانداردشده‌ی معادله از آزمون ضریب لاگرانژ استفاده می­شود. بهعبارتی دیگر، بر اساس این آزمون، در صورت مشخص بودن واریانس معادله، نباید هیچ حالتی از ARCH در باقیمانده­های استانداردشده وجود داشته باشد. فرضیات این آزمون به صورت زیر است.

 

 

 

 

جدول ۵-نتایج آزمون ARCH-LM TEST تاثیر خبر بر شاخص کل

2093/0

Prob

580274/1

آماره­ی F

2085/0

Prob

581591/1

´  مشاهدات

Prob

آماره­ی t

انحراف معیار

ضریب

متغیر

0000/0

691405/8

109979/0

955869/0

C

2093/0

257089/1

044565/0

056022/0

WGT_RESID*2(-1)

منبع: محاسبات محقق

 

 

جدول ۶- نتایج آزمون ARCH-LM TEST تاثیر خبر بر شاخص شیمیایی

7269/0

Prob

122259/0

آماره­ی F

7261/0

Prob

122716/0

´  مشاهدات

Prob

آماره­ی t

انحراف معیار

ضریب

متغیر

0000/0

282565/8

124569/0

031749/1

C

7267/0

349655/0

044620/0

015602/0

WGT_RESID*2(-1)

منبع: محاسبات محقق

 

باتوجه به نتایج جدول ۵ و ۶، در مدل جزء ARCH و GARCH وجود ندارد. به عبارت دیگر نوسانات ناشی از انتشار خبرها که منجر به انحراف و نوسان شاخص قیمت سهام می­شود، از مدل بیرون کشیده شده است و در مدل وجود ندارد.

 

۳-۵- نتایج آزمون هم انباشتگی

همانطور که در اقتصادسنجی محرز است یک مدل GARCH برآورد شده نه تنها می­بایست دارای برازش خوبی باشد؛ بلکه لازم است تمامی جنبه­های پویایمرتبط با مدل میانگین و واریانس را نیز داشته باشد. پسماندهای برآورد شده نباید دارای همبستگی پیاپی باشند و نمی­بایست هیچ‌گونه رفتاری ناظر به وجود نوسان های شرطی از خود بروز دهند. یک راه ساده برای آزمون آن این است که مدل برآورد شده دارای خصوصیات فوق را با استاندارد نمودن پسماندها آزمون نماییم. نتایج آزمون همانباشتگی حاصل از تخمین و برآورد مدل با ورود متغیرهای مجازی در جدول ۷ در مورد مشاهده می­شود.

 

جدول 7 - نتایج آزمون هم انباشتگی

Prob

آماره i

متغیر شاخص

0000/0

81427/23 -

شاخص کل

0000/0

26569/22 -

شاخص شیمیایی

سطح 10%

سطح 5%

سطح 1%

Test Critical Values

569769/2 -

867055/2 -

443098/3 -

منبع: محاسبات محقق

 

با توجه به جدول ۷ از آنجا که قدر مطلق مقادیر ADF یا آماره iدر شاخص کل و شاخص شیمیایی از مقادیر بحرانی بیشتر است، لذا وجود ریشه واحد در باقیمانده­ها یا نامانایی­ باقیمانده­ها رد می­شود. بنابراین متغیرهای مدل،همانباشته هستند و یک رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیر وابسته و متغیرهای توضیحی در این مدل وجود دارد.

۴- نتیجه‌گیری

یافته­ها حاکی از آن است که خبرهای افزایش قیمت خوراک پتروشیمی قبل از تصویب بر بازدهی شاخص سهام بورس اوراق بهادار تهران، در شاخص سهام کل با ضریب معنا­دار ۴۴۳۵۹۰/۰ و شاخص سهام شیمیایی با ضریب معنا­دار ۴۰۳۲۲۳/۰ تأثیر مثبت و معنا­دار داشته است. انتظار بر این بود که این خبرها منجر به افت شاخص سهام گردد درحالی‌که باعث رشد شاخص سهام شده است. می­توان علت آنرا در تحلیل­های کارشناسان از جهت‌دهی این اخبار مبنی بر تأثیرگذاری کوتاه مدت این خبر بر افزایش قیمت محصول های و سودآوری تا اجرا و نهایی شدن خبر و همزمان بودن علل مختلف در این بازه زمانی دانست. برای نمونه، انتشار همزمان اخباری چون نتیجه­بخش بودن مذاکرها در مورد حذف تحریم­های بین‌المللی علیه ایران و سایر عوامل مربوط به سیاست‌گذاری در ایران دانست.

 در مورد خبرهای بعد از تصویب نیز انتظار بر این بود که اثر این خبرها بر شاخص­ کل و شاخص شیمیایی معنا­دار باشد. خبرهای تصویب در مجلس با تأثیرهای بسیار جزئی روند کاهشی بر بازدهی شاخص سهام داشته و نتیجه آن معنا­دار نبودنضریب معادله با ضریب ۳۶۹۹۵/۰-برای بازدهی شاخص کل و با ضریب ۴۷۵۸۴/۰- برای شاخص شیمیایی است. می­توان در تئوری این‌گونه استنباط کرد که بخش اعظم شرکت­های بزرگ معاملاتی در بورس همچون هلدینگ گسترش نفت و گاز پارسیان، سرمایه­گذاری تأمین، سرمایه­گذاری غدیر، خلیج‌فارس­ و کلیه شرکت­های پتروشیمی از اواسط بهمن ۱۳۹۲ تا اواسط اسفند ۱۳۹۲ متوقف بوده و در دوره‌های بعد نیز نمادهای این گروه با توقف­های زیادی ازجمله برگزاری مجامع و ... که در اطلاعیه­های سازمان بورس مشاهده شده همراه بوده‌اند. همچنین محدودیت‌های اعمال‌شده ناشی از بازگشایی این نمادها در فاصله زمانی بررسی دانست که شوک ناشی از خبرهای تصویب آن را در این روند قیمت تا حدی کنترل نموده و تأثیر آن را محدود ساخته است. در این مدل به برآورد کلیه خبرها اعم از تحلیل­های کارشناسی، شایعات و نظرهای تصمیمگیران اقتصادی و تصمیمات دولتی به طور کلی توجه شده است. این موضوع نشان­دهنده تأثیر متفاوت هرکدام برخلاف انتظار پژوهشگران در روند بازار سهام از این اخبار می­باشد. از آنجا که برای سرمایه­گذاران خبرهای نهایی تأثیرگذار بر روند سودهی و بازدهی شرکت­ها مهم می­باشد، در این میان اخبار قابل‌اعتماد دولتی ناشی از تصمیم­گیری و اجرایی شدن خبرها در بدنه تصمیم­گیرندگان اقتصادی (همچون همگرایی تصمیمات مجلس و دولت)بیشتر مورد توجه است. در نهایت،مشکل بازار سرمایه خبر سیاست­گذاری افزایش قیمت نرخ خوراک پتروشیمی نیست بلکه ابهامات و نامشخص بودن خبرهای آن در بین تصمیمگیران اقتصادی می­باشد که به واکنش‌های نامساعد در بازار توسط بازیگران اقتصادی می­انجامد به طوری که در خبرهای انتشار به وضوح این امر دیده می­شود زیرا این نااطمینانی­هادر تئوری­های مختلف اقتصادی محرز شده است[xviii](نصراللهی و همکاران،۱۳۹۰،ص۸۹). حتی می­توان عنوان کرد که صنایع نیز مخالف افزایش قیمت منطقی آن نمی­باشند اما به طور قطع با بی­ثباتی و تغییر مکرر قوانین و عدم اجرایی شدن و انتشار خبرهای مختلف و شوک آنی به بازار و بعد لغو مصوب­ها و سایر شروط و نامحدود بودن دخالت قانون­گذار در کلیه امور کشوری و مالکیت خصوصی و عدم وجود قوانین محدودکننده قانون­گذار را می­توان از مشکل هایبرنامه‌ریزی برای این صنایع برشمرد که در مورد این موضوع در مطالعه حاضر به خوبی محرز گردید.

از منظر روانی، بازار مرتبط با انتشار اخبار، کمبود شرکت‌های رتبه‌سنجی در بورس نیز وجود دارد. در حال حاضر به دلیل عدم رتبه‌بندی شرکت‌ها و صنایع کلیه شرکت‌های یک صنعت در بورس از یک منظر نگریسته می‌شوند.  در شرایط موجود شرکت‌هایی در بورس  یافت  می­شوندکه از بازدهی خوبی برخوردارند و به دلیل بروز مشکل­های اخیر در نرخ خوراک،  کارگزاران بازار سهام به آن‌ها بی‌توجهی می‌کنند. از طرفی هر معامله­گری به دنبال افزایش مطلوبیت و سود و منافع شخصی است مادامی که تصمیم­گیران عرصه اقتصادی بر این حوزه به صورت دستوری واردشده و خبرهای آن را به صورت ناگهانی بدون هیچ آزمون و خطایی وارد بازار نموده و از سیستم­های کارای خود استفاده نکنند اعتماد سرمایه­گذاران جلب نخواهد شد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1- استادیار اقتصاد و عضو هئیت علمی دانشگاه آزاد اسلامی تهران مرکزی، (نویسنده مسئول)S.nayeb@iauctb.ac.ir

2- استادیار اقتصاد و عضو هئیت علمی دانشگاه آزاد اسلامی تهران مرکزی،man.hadinejad@iauctb.ac.ir

3- کارشناس ارشد اقتصاد از دانشگاه آزاد اسلامی تهران مرکزی،  Shamsf13@yahoo.com



[i].Fama and French

[ii]. Barberis,Shleifer and Vishny

[iii]. Representative Heuristic

[iv]. Hong and Stien

[v]. Sprenger and Welpe

[vi]. Newswatchers

[vii]. Momentum Traders

[viii]. Robertson,Calum(et al), 2006

[ix]. Autoregressive Integrated Moving Average

[x]. Box – Jenkins Methodology

[xi]. Engle, 1982

[xii]. Bllerslev, 1986

[xiii]. Lagged conditional variances

۶. برای مثال مراجعه کنید به :Bollerslev, Chou and Kroner (1992), and Chappel, Padmore and Pidgeon (1998)

7. برای مثال مراجعه کنید به :De Santis and Imrohoroglu (1997), and Su and Fleisher (1998)

[xvi]. Bera and Higgins, 1993

[xvii]. Bollerslev,Chou, KronerT 1992

18. برای مطالعه بیشتر به بررسی رابطه­ی بین متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص کل قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران در فصلنامه اقتصاد مقداری دوره ۸، ش۳، پاییز ۹۰ ص۸۹-۱۰۳ مراجعه نمائید.

فهرست منابع

1)    ابونوری، اسماعیل، مشرفی، گلاله.(۱۳۸۵). اثر شاخص اقتصاد کلان بر شاخص قیمت سهام صنعت پتروشیمی ایران با استفاده از مدل ARDL، فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، شماره ۲۱، ص ۲۰۹-۲۲۸

2)    آل عمران، رویا، آل عمران،سید علی.(۱۳۹۲).اثرپذیری بازار سهام در نتیجه رشد نامنظم حجم نقدینگی،فصلنامه بورس اوراق بهادار،ش۲۲، سال۶،ص۵-۲۴

3)    احمدپور،احمد،غلامی کیان،علیرضا، سلیمی، فرشاد.(۱۳۸۶). شاخص­های بورس اوراق بهادار ،چاپ اول، انتشارات ترمه

4)    اندرس،والتر، اقتصادسنجی سریهای زمانی.(۱۳۸۶).ترجمه مهدی صادقی و سعید شوال­پور،جلد ۱ و ۲،چاپ اول، انتشارات دانشگاه امام صادق(ع)

5)    ایلچی،محسن، مصری، کتایون.(۱۳۸۸).تکنیک‌های خبرنویسی در بورس،چاپ اول، انتشارات چالش

6)    سوری، علی، اقتصادسنجی کاربردی.(۱۳۹۱).چاپ چهارم،تهران،نشر فرهنگ شناسی

7)    ربیعی، امیر عباس.(۱۳۸۶). بازار سرمایه و چگونگی تعامل با نظام بانکی، هفته‌نامه برنامه، سال ۵، ش۲۱۰، شنبه ۲۵ فروردین، ص۹

8)    روزنامه دنیای اقتصاد.(۱۳۹۲). نگاهی به پتانسیل‌های صنعت پتروشیمی، شماره ۲۹۷۴،۹۲۰۵۰۱

9)    گجراتی،دامودار، مبانی اقتصادسنجی،ترجمه حمید ابریشمی، جلد دوم،چاپ نهم،انتشارات دانشگاه تهران

10)   نصراللهی،زهرا،نصراللهی،خدیجه، میرزابابایی،سیدمرتضی.(۱۳۹۰). بررسی رابطه­ی بین متغیرهای اقتصاد کلان و شاخص قیمت سهام در ایران (رویکرد الگوی تصحیح خطای برداری)،مجله اقتصاد مقداری،شماره۳۰ص.۸۹-۱۰۴

11)   والی نژاد، مرتضی.(۱۳۸۸) مقدمه­ای بر بازار سرمایه و بورس اوراق بهادار، مجله بانک و اقتصاد، ش۱۰۴، ص۶۴-۶۸

12)   هیبتی، فرشاد، وحید، زندیه.(۱۳۹۰).بیش واکنش سرمایه‌گذاران بازار سهام ایران به اخبار بحران مالی جهانی،نشریه دانش مالی تحلیل اوراق بهادار(مطالعات مالی)، دوره۴، ش۹، ص۷۵-۱۰۰

13)    Bollerslev, T,1986, Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity, Journal of Econometrics,31,307-327

14)    Engle, R.F. 1982, Autoregressive Conditional Heteroscedasticity with Estimates of the Variance of U.K. Infalation, Econometrica,50,987-1008

15)    Fama and Ferench,” Multi Factor Explantion of Assets Pricing anomalies" The Journal of Finance Volume 51, Issue 1, pages 55–84, March 1996

16)    Robertson,Calum(et al), 2006 , What Types of Events Provide the Strongest Evidence that the stock Markets is Affected by Company Specific News,Fifth Australasian Data Mining

17)    http://www.farsnews.com

18)    http://www.boursenews.ir

19)    http://www.donya-e-eqtesad.com

20)    http://www.tse.ir

21)    http://www.codal.ir

22)    http://www.mefa.ir

یادداشت‌ها