چگونگی اثرگذاری نوسانات شاخص قیمت سهام بر تغییرات رشد اقتصادی در ایران ( 96-1371)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 - دانشیار دانشکده مدیریت، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

2 ارشناس ارشد مدیریت بازرگانی دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قزوین، قروین،‌ایران.

چکیده

چکیده
دستیابی به رشد و توسعه­ی اقتصادی از مهم­ترین دغدغه‌های پیش روی همه­ی جوامع و حکومت­ها به­شمار می‌رود. به­ویژه در کشورهای جهان سوم این خواسته نسبت به کشورهای توسعه­یافته به­ مراتب بیشتر است. دستیابی به رشد و توسعه­ی اقتصادی نیازمند ایجاد برخی ساز و کارهای خاص در عرصه‌های اجتماعی، فرهنگی و اقتصادی است. بازارهای مالی قدرتمند از جمله این ساز و کارهای خاص در عرصه­ی اقتصادی به­شمار می‌آیند. برای داشتن بازارهای مالی قدرتمند نیاز به وجود نهادهای مالی قدرتمند می‌باشد. در این پژوهش سعی می‌شود تا بیشتر نهادهای مالی در ایران به خصوص بازار بورس اوراق بهادار و تأثیری که این نهادها از راه تأمین مالی بخش واقعی اقتصاد بر رشد و توسعه­ی اقتصادی ممکن است داشته باشند، بررسی و مطالعه شود. در این تحقیق، اطلاعات متغیرها از طریق بانک‌های اطلاعاتی برای سال­های 96-1371 استخراج شده و از آزمون دیکی فولر برای پایایی متغیرها، آزمون علیّت گرنجری و مدل خودرگرسیون برداری (VAR) به آزمون فرضیات پرداخته شد. نتایج نشان داد که متغیر شاخص قیمت سهام اثرات مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی طی دوره­ی مورد مطالعه دارند. به­طوری که با افزایش شاخص قیمت سهام در سال‌های مورد مطالعه، میزان رشد اقتصادی افزایش یافته است (البته بسیار ناچیز). هم­چنین نتایج این تحقیق نشان داد که تأثیر متغیرهای حجم نقدینگی، درجه­ی آزادی اقتصادی بر رشد اقتصادی مثبت و تأثیر متغیرهای نرخ ارز و نرخ تورم بر رشد اقتصادی منفی می‌باشد.
 
Abstract
Achieving economic growth and development is one of the most important concerns of all societies and governments. In particular, in Third World countries, this demand is much higher than developed countries. Achieving economic growth and development requires developing some specific mechanisms in the social, cultural and economic spheres. Strong financial markets are among these specific mechanisms in the economic arena. To have powerful financial markets requires strong financial institutions. In this research, we try to study most financial institutions in Iran, especially the stock market, and the impact that these institutions have on financing the real sector of the economy on economic growth and development. In this research, variables data was extracted from databases for the years 1371-96 and the Dickey Fuller test was used to test the hypotheses for the reliability of variables, Granger causality test, and Vector self-regression model (VAR). The results showed that the stock price index had positive and significant effects on economic growth during the studied period. As the index of stock prices increased in the years under study, economic growth has increased (albeit negligible). Also, the results of this study showed that the effect of liquidity variables, the degree of economic freedom on positive economic growth and the effect of exchange rate variables and inflation rate on negative economic growth.
 

کلیدواژه‌ها


 

چگونگی اثرگذاری نوسانات شاخص قیمت سهام بر

تغییرات رشد اقتصادی در ایران ( 96-1371)

 

 

منصوره علیقلی

تاریخ دریافت: 19/07/1396             تاریخ پذیرش: 22/9/1396

[1]

سیدمهدی حسینی[2]

 

 

چکیده

دستیابی به رشد و توسعه­ی اقتصادی از مهم­ترین دغدغه‌های پیش روی همه­ی جوامع و حکومت­ها به­شمار می‌رود. به­ویژه در کشورهای جهان سوم این خواسته نسبت به کشورهای توسعه­یافته به­ مراتب بیشتر است. دستیابی به رشد و توسعه­ی اقتصادی نیازمند ایجاد برخی ساز و کارهای خاص در عرصه‌های اجتماعی، فرهنگی و اقتصادی است. بازارهای مالی قدرتمند از جمله این ساز و کارهای خاص در عرصه­ی اقتصادی به­شمار می‌آیند. برای داشتن بازارهای مالی قدرتمند نیاز به وجود نهادهای مالی قدرتمند می‌باشد. در این پژوهش سعی می‌شود تا بیشتر نهادهای مالی در ایران به خصوص بازار بورس اوراق بهادار و تأثیری که این نهادها از راه تأمین مالی بخش واقعی اقتصاد بر رشد و توسعه­ی اقتصادی ممکن است داشته باشند، بررسی و مطالعه شود. در این تحقیق، اطلاعات متغیرها از طریق بانک‌های اطلاعاتی برای سال­های 96-1371 استخراج شده و از آزمون دیکی فولر برای پایایی متغیرها، آزمون علیّت گرنجری و مدل خودرگرسیون برداری (VAR) به آزمون فرضیات پرداخته شد. نتایج نشان داد که متغیر شاخص قیمت سهام اثرات مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی طی دوره­ی مورد مطالعه دارند. به­طوری که با افزایش شاخص قیمت سهام در سال‌های مورد مطالعه، میزان رشد اقتصادی افزایش یافته است (البته بسیار ناچیز). هم­چنین نتایج این تحقیق نشان داد که تأثیر متغیرهای حجم نقدینگی، درجه­ی آزادی اقتصادی بر رشد اقتصادی مثبت و تأثیر متغیرهای نرخ ارز و نرخ تورم بر رشد اقتصادی منفی می‌باشد.

 

واژه‌های کلیدی: رشد اقتصادی، بازار سهام، شاخص قیمت سهام، علیّت گرانجری، مدل خودرگرسیون برداری.

طبقه بندی JEL: E4,G1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

دستیابی به رشد و توسعه­ی اقتصادی از مهمترین دغدغه‌های پیش روی همه­ی جوامع و حکومت­ها به­شمار می‌رود. به­ویژه در کشورهای جهان سوم این خواسته نسبت به کشورهای توسعه­یافته به­مراتب بیشتر است. دستیابی به رشد و توسعه­ی اقتصادی نیازمند ایجاد برخی ساز و کارهای خاص در عرصه‌های اجتماعی، فرهنگی و اقتصادی است. بازارهای مالی قدرتمند از جمله این ساز و کارهای خاص در عرصه اقتصادی به­شمار می‌آیند. برای داشتن بازارهای مالی قدرتمند نیاز به وجود نهادهای مالی قدرتمند نیز می‌باشد. در این پژوهش سعی می‌شود تا بیشتر نهادهای مالی در ایران به خصوص بازار بورس اوراق بهادار و تأثیری که این نهادها از راه تأمین مالی بخش واقعی اقتصاد بر رشد و توسعه­ی اقتصادی ممکن است داشته باشند، بررسی و مطالعه شود (شیوا، 1380).

بازارها و نهادهای مالی با ایجاد ابزارهای مناسب، ریسک نقدینگی را کاهش می­دهند که این امر، سرمایه­گذاری بیشتر با بازدهی بالاتر را به همراه دارد. سیستم مالی هم­چنین با تنوع­سازی ریسک، ریسک سرمایه­گذاری را کاهش می‌دهد. لذا، سیستم مالی که ریسک را با تنوع­گرایی آسان می­کند، به تغییرات فناوری شتاب می­بخشد و رشد اقتصادی پدید می‌آورد. یکی از اجزای مهم بازارهای مالی، بازار بورس اوراق بهادار می‌باشد که از طرفی مرکز جمع­آوری پس­اندازها و نقدینگی بخش خصوصی به­منظور تأمین مالی پروژه‌های سرمایه­گذاری بلند مدت است و از طرف دیگر، مرجع رسمی و مطمئنی است که دارندگان پس­اندازهای راکد می‌توانند مکان مناسب و ایمن سرمایه­گذاری را جستجو و وجوه خود را برای سرمایه­گذاری در شرکت‌ها به­کار اندازند (کریم زاده و سلطانی، 1389).

در سال­های اخیر شاهد افزایش شاخص کل سهام و حجم مبادلات در بورس اوراق بهادار می‌باشیم؛  به­طوری که این شاخص در ابتدا سه ماه اول سال 1397 نسبت به ابتدای سال 1387، 1035.73 درصد رشد نموده است که بیانگر این امر است که این شاخص طی این دوره، 35/10 برابر شده است. هم­چنین ارزش معاملات بورس در سال 1385 کمتر از 10 هزار میلیارد تومان بود که این رقم در سه ماه اول سال 1397 تقریباً به 3733 هزار میلیارد تومان رسید. در حال حاضر نسبت ارزش بازار سرمایه به تولید ناخالص داخلی به 37 درصد نزدیک شده است؛ درحالی‌که این میزان در سال 1386، 16 درصد بود و این نشان می‌دهد که نقش بورس در تولید ناخالص داخلی ارتقا پیدا کرده است. لذا هدف ما در این پژوهش بیشتر این است که نشان دهیم این افزایش شاخص کل سهام طی سال­های 1371 تا 1396 چه تأثیری بر رشد اقتصادی ایران داشته است.

 

 

2- بیان مساله

2-1- بازارهای مالی و رشد اقتصادی

بازار سرمایه به مثابه بخشی از بازارهای مالی نقش مهمی در اقتصاد بازار مدرن ایفا می‌کند. از طریق چنین بازارهایی است که پس‌اندازها در بخش­های مختلف اقتصاد ملی برای سرمایه‌گذاری به شرکت­ها منتقل می‌شوند. به­علاوه، بازارهای مالی چشم­اندازهای آتی بنگاه‌های اقتصادی را ارائه می‌کنند. تنها از طریق ایجاد بازارهای مالی و از جمله بازار سرمایه­ی با ثبات و کارآمد است که رشد و اشتغال ممکن است. منافع بالقوه تجهیز بیشتر بازارهای سرمایه بسیار عظیم بوده و البته چنین کارهایی با چالش­های بسیاری همراه است. توسعه­ی مالی در بسیاری از اقتصادها همراه با بازار در حال رشد باعث شده تا کسری بودجه کاهش یافته و تورم آرام گیرد. بازار سرمایه می‌تواند به رفاه عمومی و تقویت ترازنامة خانوارها کمک کند (کرباسی و نوبخت، 1388).

بازارهای مالی از طریق کانال‌های متعددی بر رشد اقتصادی اثر می‌گذارند. اول این­که وجود واسطه‌های مالی ریسک را توزیع می‌کند. با وجود بازار مالی، وجوه سرمایه‌گذاری شده از پروژه‌های سرمایه‌گذاری بلندمدت خارج می‌شود و این امر، منجر به کاهش رشد اقتصادی می‌گردد. بازار سرمایه، با جمع آوری وجوه خود و ارائه آن به سرمایه‌گذاران، امکان سرمایه‌گذاری بلندمدت را فراهم می‌کند. در کل، ریسک نقدینگی و ریسک بهره‌وری که سرمایه‌گذاران خرد با آن مواجه می‌شوند، متنوع می‌باشد. بازار سرمایه این امکان را به سرمایه‌گذاران می‌دهد که در تعداد زیادی از بنگاه‌ها سهیم باشند و با تنوع امکانات واسطه‌های مالی، اقتصاد را به سرمایه‌گذاری در پروژه‌های با ریسک بالا تشویق می‌کند و این امر منجر به تحریک رشد اقتصادی می‌شود.دوم این­که واسطه‌های مالی با به­دست آوردن اطلاعات، تخصیص منابع بین پروژه‌های مختلف را بهبود می‌بخشند. وجود اطلاعات نامتقارن، انجام یک تحقیق را الزامی می‌کند. ممکن است که بنگاهی پروژه‌هایی برای اجرا داشته باشد اما اطلاعات مفیدی راجع به الزامات اجرای آن در اختیار سرمایه‌گذاران قرار ندهد؛ بنابراین کسب اطلاعات برای سرمایه‌گذاران پرهزینه خواهد بود. بازار سرمایه شرایطی را فراهم می‌کند تا سرمایه‌گذاران بتوانند اطلاعات مورد نیاز برای انجام سرمایه‌گذاری را به دست آورند.سوم این­که بازار سرمایه‌ کنترل شرکتی را بهتر می‌کند. بازار بورس، منافع مشترکی را بین مدیران ومالکان بنگاه‌ها فراهم می‌کند. چهارم این­که بازار سرمایه باعث تحرک مناسب پس‌انداز می‌شود. بازار سرمایه‌، سرمایه‌های خرد را جمع‌آوری نموده و آنها را در محل‌های مناسب سرمایه‌گذاری می‌کند. پنجم این­که بازار مالی تخصصی شدن را افزایش می‌دهد. تخصصی شدن باعث کاهش هزینه‌های معاملات شده و رشد اقتصادی را افزایش می‌دهد (حسن‌زاده و احمدیان، 1388).

 

2-2- توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی

توسعه­ی مالی به وضعیتی گفته می‌شود که در آن ارائه خدمات مالی توسط موسسات مالی افزایش می‌یابد و همه افراد جامعه از یک انتخاب وسیعی از خدمات بهره‌مند می‌گردند. رشد اقتصادی نیز دلالت بر افزایش تولید یا درآمد سرانه ملی دارد. اگر تولید کالاها یا خدمات به هر وسیله ممکن در یک کشور افزایش پیدا کند، می‌توان گفت که در آن کشور، رشد اقتصادی اتفاق افتاده است (سامتی و همکاران، 1391).

بررسی ادبیات مربوط به توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی نشان می‌دهد که در مورد رابطه بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی دیدگاه‌های متفاوتی وجود دارد. دیدگاه غالب، توسعه­ی مالی را پیش شرط و لازمه­ی رشد اقتصادی در کشورها می‌داند. بر این اساس عملکرد مناسب مؤسسات مالی در تحریک پس­انداز، تشکیل سرمایه، ایجاد نقدینگی و انتقال منابع، ارتقای رشد اقتصادی را در پی دارد. در این دیدگاه که دیدگاه طرف عرضه نام دارد فرض بر این است که وجود بازارهای مالی کارا عرضه خدمات مالی را افزایش داده و موجب گسترش تقاضا برای بخش واقعی اقتصاد می‌گردد.

در مقابل، طرفداران دیدگاه تقاضا معتقدند که رشد و شکوفایی اقتصاد، تقاضای جدیدی را برای خدمات مالی فراهم خواهد کرد که این امر موجب  توسعه­ی مالی می‌گردد. به­عبارت دیگر از دیدگاه تقاضا، رشد اقتصادی علّت توسعه­ی بازارهای مالی می‌باشد. برخی از اقتصاددانان نیز اعتقاد دارند که رابطه­ی بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی یک رابطه­ی همزمان و دو طرفه می‌باشد، به طوری­که در مراحل اولیه رشد اقتصادی، گسترش بازار مالی و افزایش عرضه­ی خدمات مالی موجبات رشد بیشتر اقتصادی را فراهم می‌کند و از طرف دیگر سطوح بالای رشد اقتصادی، رونق بازار مالی را به دنبال خواهد داشت (خسروی و همکاران، 1393).

در نظریه‌های اقتصادی برای بیان رابطه­ی بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی از مدل‌های مختلفی استفاده شده است. پیش­نیاز یک ارتباط بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی مستلزم نادیده گرفتن برخی مفروضات نئوکلاسیک است. نخست این­که، در یک الگوی نئوکلاسیک آرو- دبرو بدون وجود هزینه‌های اطلاعاتی و مبادلاتی نیازی به نظام مالی نیست. بنابراین، برخلاف این فرض نئوکلاسیک، وجود هزینه‌های دریافت اطلاعات و ایجاد مبادلات انگیزه‌هایی را برای ظهور نهادها و بازار های مالی ایجاد می‌کند. دوم این­که در یک الگوی رشد نئوکلاسیک تنها عامل برونزای فناوری است که روی نرخ رشد سرانه حالت یکنواخت، تأثیرگذار است. از این­رو در این چارچوب نظری، سطح یا نوع توسعه­ی مالی نرخ رشد بلند مدت را تنها از طریق عاملی بسیار محدود تحت تأثیر قرار می‌دهد. موج اخیر توجه پژوهشگران به ارتباط بین سطح توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی در اصل ناشی از توسعه­ی الگوهای رشد درونزاست که طی آن­ امکان تأثیر ترتیبات نهادی روی نرخ­های رشد تدارک دیده شده است. از این­رو، این الگوها می‌تواند بینش‌های مهمی از اثر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی را ارائه دهند (نادری، 1382).

رابطه­ی بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی به این­صورت است که توسعه­ی مالی می‌تواند هزینه لازم را برای تشکیل سرمایه کاهش دهد، بهره‌وری سرمایه را بالا برده و نسبت پس­انداز را افزایش دهد. انتخاب مدل باید به گونه‌ای باشد که روابط فوق را پوشش دهد. با یک مدل ساده رشد درونزای AK می‌توان این سه رابطه را نشان داد. در مدل AK فرض بر این است که فقط یک محصول وجود دارد که فقط با عامل تولیدی سرمایه تولید می‌شود.

Yt = AK                                                                                                                                                (1)

 

که در آن، Yt محصول تولید شده در دوره­ی t با سرمایه است و A نشان‌دهنده­ی بهره‌وری سرمایه می‌باشد. موجودی سرمایه در دوره­ی t با رابطه­ی زیر مشخص می‌شود:

Kt = It + (1-d) Kt-1                                                                                                     (2)

 

d، نرخ استهلاک و I سرمایه­گذاری است. مقدار سرمایه­گذاری در هر دوره با منابع مصرف نشده باید برابر باشد. اگر فرض کنیم که s نسبت درآمد به  پس­انداز است و δ ضریبی از پس­انداز است که سرمایه­گذاری می‌شود، پس مقدار سرمایه­گذاری در دوره­ی t برابر It می‌باشد:

It = δ* s* Yt                                                                                                                                             (3)

نرخ رشد یکنواخت در این مدل با رابطه­ی زیر تعریف می‌شود:

14YtYt-1">  -1 = 14KtKt-1">  -1                                                            (4)

لذا داریم:

g = [(A.δ.s) – d] / (1- A.δ.s) 14≈ "> [(A.δ.S) – d]                             (5)

 

اکنون به این مسأله می‌پردازیم که این مدل چگونه رابطه­ی بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی را توضیح می‌دهد. در این مدل بخش مالی به علت اثراتی که بر پارامترهای A، δ و s دارد رشد اقتصادی را تحت تأثیر قرار می‌دهد که در بندهای زیر رابطه­ی بین بخش مالی و عوامل فوق شرح داده می‌شود.

 

  • سیستم مالی کارا هزینه­ی منابع لازم برای رشد اقتصادی را کاهش می‌دهد.

در عمل δ انعکاسی از هزینه‌های معاملاتی شامل پرداختی به سازمان‌های بازاری یا واسطه‌گران مالی است که معادل اختلاف بین نرخ وام دهی و وام گیری بانک­هاست. در یک فضای رقابتی مقدار δ تحت تأثیر عواملی مانند ناکارایی در ارائه خدمات مالی،  توزیع سود واسطه گران مالی از طریق مالیات به دولت و جبران ریسک توسط واسطه‌گران مالی است. برای این­که یک پروژه­ی سرمایه‌گذاری سود آور باشد باید منابع لازم کم هزینه و انتقال پس‌اندازها به سرمایه‌گذاری نیز با هزینه پایین باشد.

  • اثر توسعه­ی مالی بر نرخ پس انداز مبهم است.

انتظار بر این است که در سیستم مالی کارا ترکیب بهتری از ریسک و بازده برای پس‌اندازکنندگان فراهم گردد. نسبت پس­انداز بالا (s) و رشد اقتصادی بیشتر با هم همراهند اما این که ریسک پایین­تر یا بازده بالاتر برای پس‌اندازکنندگان کدام یک می‌تواند نرخ پس­انداز را بالا ببرد معلوم نیست. انتظار بازده‌های بالاتر در مورد پس‌انداز‌ها ممکن است واقعا میزان پس‌انداز را کاهش دهد؛ زیرا ممکن است مصرف فعلی را بالا برد و پس انداز را کاهش دهد. تنوع­پذیری سبد دارایی‌ها نیز سهم ریسک افراد را کاهش می‌دهد. در این الگو که ریسک در آن کاهش یافته پس­انداز‌ها بدون این­که مقدار جاری آن افزایش یابد به دارایی‌های با ریسک / بازده بالاتر هدایت می‌شوند. علاوه­بر این ممکن است سطح پس­انداز احتیاطی نیز کاهش یابد.

  • سیستم مالی کارا بهره‌وری سرمایه را افزایش می‌دهد.

سیستم مالی کارا از سه طریق انتخاب سودآورترین پروژه­ی سرمایه­گذاری، تأمین نقدینگی لازم برای پروژه‌های سرمایه‌گذاری و تخصیص ریسک‌ها می‌تواند بهره­وری سرمایه را بالا برد. در ادامه به توضیح هر یک از مطالب فوق پرداخته می‌شود:

ارزیابی و انتخاب پروژه‌های سرمایه گذاری توسط واسطه‌گران مالی، اگر به نحو کارآمدی انجام گیرد، باعث افزایش بهره‌وری سرمایه­گذاری می‌شود. بهره‌وری متوسط سرمایه در پروژه‌های سرمایه­گذاری که توسط این مکانیزم کنترل و ارزیابی می‌شوند بالاتر از سایر پروژه‌های سرمایه­گذاری است. از طرف دیگر انتخاب سودآورترین پروژه بهره‌وری سرمایه را بالا می‌برد.

سیستم مالی با تأمین نقدینگی انگیزه­ی لازم را برای سرمایه­گذاری بخش اعظم پس­اندازها در پروژه‌های سرمایه‌گذاری بلند مدت که سودآورتر نیز می‌باشند، فراهم می‌کند. به­لحاظ اقتصاد خرد تأمین نقدینگی ایجاد نوعی بیمه در مقابل عدم اطمینان زمان­بندی مصرف است. لذا وقتی عاملان اقتصادی مجبورند که مسیر زمانی برنامه‌های مصرفی بین دوره‌ای خود را تغییر دهند، می‌توانند با مبادله دارایی‌ها در بازار مالی این­کار را انجام دهند. در غیر      این­صورت، آ­­ن­ها یا باید سرمایه­گذاری فیزیکی را حذف کنند یا این­که آن را انجام دهند که حذف احتمالی پروژه‌های بلند مدت باعث می‌شود که سرمایه گذاری‌ها به­طور عمده در پروژه‌های کوتاه­مدت متمرکز شود. وجود بازار مالی با نقدینگی کافی این امکان را فراهم می‌آورد که اگر یک عامل اقتصادی بخواهد مصرف دوره­ی آتی را به دوره­ی جاری منتقل کند به­راحتی با مبادله دارایی‌ها بتواند این­کار را انجام دهد. از این­رو تأمین نقدینگی میانگین طول دوره­ی پروژه‌های سرمایه­گذاری را افزایش می‌دهد.

عاملان اقتصادی با نگه­داری سبدی متنوع از دارایی‌ها می‌توانند پروژه­ی سرمایه­گذاری تخصصی‌تر و با ریسک بالاتر را بپذیرند. امکان تقسیم ریسک از طریق بازار سرمایه، سرمایه­گذاران را تشویق به سرمایه‌گذاری در پروژه‌های بلند مدت می‌کند و کاهش ریسک و رویارویی با عدم اطمینان رفاه اقتصادی و رشد اقتصادی را تحت تأثیر قرار می‌دهد (فخر حسینی و شهابی، 1386).

علاوه براین، بسیاری از اقتصاددانان معتقدند که توسعه­ی بازار مالی از دو طریق، اثر سطح و اثر کارایی با افزایش سرمایه‌گذاری موجب افزایش رشد اقتصادی می‌شوند. اثر سطح بیانگر آن است که توسعه­ی بخش مالی منابع را از پروژه‌های ناکارآمد به سمت سرمایه‌گذاری‌های مولد هدایت می‌کند. شفافیت در مقررات بازار مالی نظیر رعایت استانداردهای حسابداری و سیستم گزارش‌دهی، اعتماد سرمایه‌گذاران را افزایش می‌دهد و این افزایش در اعتماد سرمایه‌گذاران در جذب آنان بسیار مهم است. اثر کارایی نیز نشان می‌دهد که با توسعه­ی بازار مالی تنوع و نقدینگی افزایش می‌یابد و منابع به سمت پروژه‌هایی با بازدهی بالا هدایت می‌شوند. این دو اثر موجب افزایش در سرمایه‌گذاری و رشد اقتصادی می‌شود (سادروسکی[i]، 2011).

 

3- پیشینه­ی تحقیق

خیو وای و همکاران[ii](2018)در تحقیقی به تجزیه و تحلیل تکاملی پویا نوسان قیمت سهام و کنترل آن پرداختند بیان گردید که در روند تکاملی قیمت های سهام متغیرهایی چون حجم نقدینگی بر رشد اقتصادی تأثیر مثبت دارد به­طوری که در روند تدوین مدل علت و معلولی یک رابطه­ی مستقیم و مثبت دارند هم­چنین شاخص قیمت سهام نیز اثرات مثبت و معنادار علت و معلولی بر رشد اقتصادی دارد.

جواد ام و همکاران[iii](2017)در تحقیقی تأثیر قیمت نفت سبک و متغیرهای مکانیکی بر رشد اقتصادی پاکستان مورد بررسی قرار داده که به این نتیجه رسیده­اند که شاخص قیمت­ها بر میزان رشد اقتصادی تأثیر مثبت دارد و هم­چنین شاخص­ها نرخ ارز و نرخ تورم تأثیر منفی بر رشد اقتصادی داشته اند.

سودییافی اس و همکاران[iv](2016)در تحقیقی به بررسی تعاملات بین شرایط تجاری، رشد اقتصادی و قیمت نفت خام پرداخته که نتایج نشان می­داد در روند تعاملات تجاری و هم­چنین بررسی شاخص­های اقتصادی دراین خصوص در رشد اقتصادی شاخص قیمت­ها و هم­چنین حجم نقدینگی بر رشد اقتصادی تأثیر مثبت داشته به طوری که قیمت نفت خام نیز در این رابطه هم بر رشد اقتصادی تأثیر مثبت داشته و تحت تأثیر متغیرهای شاخص   قیمت­ها، حجم نقدینگی به­عنوان شاخص­های مثبت و نرخ تورم ونوسانات نرخ ارز مبدأ به­عنوان متغیرهایی با تأثیر منفی نام برده شده است.

پرادهان و همکاران[v] (2015) در تحقیقی به بررسی روابط متقابل بین رشد اقتصادی، قیمت نفت، بازار سهام و دیگر متغیرهای اقتصادی برای کشورهای G-20 طی سالهای 2012-1961 پرداختند. آن­ها به­منظور تجزیه و تحلیل داده‌های تحقیق از روش پنل دیتا استفاده کردند. نتایج این تحقیق نشЧن داد یک ارتباط قوی و معنادار بلندمدت بین متغیرهای رشد اقتصادی، عملکرد بازار سهام، قیمت نفت و دیگر متغیرهای کلان اقتصادی وجود دارد.

آیادی و همکاران[vi] (2015) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین توسعه­ی بازار مالی و رشد اقتصادی در کشورهای مدیترانه‌ای طی سالهای 2009-1985 پرداختند. در این تحقیق برای تخمین مدل از روش‌های اثرات ثابت و گشتاورهای تعمیم یافته (GMM) استفاده شد. نتایج حاصل از برآورد مدل نشان داد که اعتبارات بانکی اعطا شده به بخش خصوصی و سپرده‌های بانکی اثرات منفی بر رشد اقتصادی کشورهای مدیترانه‌ای دارد. اندازه­ی بازار سهام و نقدینگی سهام به­خصوص در بنگاه‌های کوچک تأثیر مثبت بر رشد اقتصادی کشورهای مدیترانه‌ای دارد. هم­چنین نتایج این تحقیق نشان داد که سرمایه‌گذاری دارای اثر مثبت و نرخ تورم دارای اثر منفی بر رشد اقتصادی کشورهای مدیترانه‌ای طی دوره­ی مورد مطالعه دارد.

پرادهان و همکاران[vii] (2014) در تحقیقی به بررسی ارتباط علّی بین رشد اقتصادی، توسعه­ی بخش بانکی، توسعه­ی بازار سهام و دیگر متغیرهای کلان اقتصادی در کشورهای آسیایی طی سال­های 2012-1961 پرداختند. برای تخمین مدل در این تحقیق از روش‌های پنل دیتا و تصحیح خطای برداری (VECM) استفاده شد. نتایج این تحقیق نشان داد که بین متغیرهای رشد اقتصادی و درجه­ی باز بودن اقتصاد، رشد اقتصادی و سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی، رشد اقتصادی و توسعه­ی بازار سهام، و رشد اقتصادی و مخارج مصرفی دولت در کشورهای آسیایی یک رابطه­ی علّی دو طرفه وجود دارد.

انگار و همکاران[viii] (2014) در تحقیقی به بررسی تأثیر توسعه­ی بازار سهام بر رشد اقتصادی در کشورهای آفریقایی پرداختند. بدین منظور در این تحقیق از بین کشورهای آفریقایی36 کشور که 18 کشور دارای بازار سهام بودند طی دوره­ی زمانی 2010-1980 مورد مطالعه قرار گرفتند. برای تجزیه و تحلیل داده‌ها از روش‌های پنل دیتا استفاده شد. نتایج این تحقیق نشان داد که کشورهای دارای بازار سهام در سال­های مورد مطالعه نسبت به کشورهای فاقد بازار سهام رشد اقتصادی بالایی را تجربه کرده‌اند. هم­چنین نتایج این تحقیق نشان داد که توسعه­ی بازار سهام، سرمایه‌گذاری، سرمایه انسانی و درجه­ی آزادی اقتصادی اثرات مثبت، نرخ تورم و مخارج دولتی اثرات منفی بر رشد اقتصادی در کشورهای آفریقایی طی دوره­ی مورد مطالعه داشته‌اند.

جارپ[ix] (2012) در پژوهشی به بررسی تأثیر توسعه­ی بازار سهام بر رشد اقتصادی در کشورهای اروپایی مرکزی و شرقی طی سال­های 2010-1995 مبادرت ورزید. برای تخمین مدل در این تحقیق از روش خودرگرسیون برداری (VAR) استفاده شد. برای بررسی وجود روابط بین متغیرهای تحقیق از آزمون علیّت بهره­گرفته شد. نتایج این تحقیق نشان داد که ارزش بازار سهام و حجم سهام مبادله شده هیچ تأثیری بر نرخ رشد اقتصادی کشورهای اروپایی مرکزی و شرقی طی دوره­ی مورد مطالعه نداشته است.

ژیدفو چیزا[x] (2012) در تحقیق خود با عنوان " توسعه‌ی بازار سهام و رشد اقتصادی در نیجریه: مطالعه‌­ی سری زمانی برای سال‌های 2007-1980" به بررسی رابطه­ی بین توسعه­ی بازار سهام و رشد اقتصادی در کشور نیجریه پرداخت. وی از تکنیک‌های تجزیه و تحلیل سری‌های زمانی، مدل‌های خودرگرسیون برداری و مدل‌های تصحیح خطای برداری برای آزمون وجود رابطه­ی بین بازار سهام و رشد اقتصادی استفاده کرد. نتایج این تحقیق نشان داد که توسعه‌ی بازار سهام اثر مثبتی بر رشد اقتصادی کشور نیجریه دارد. هم­چنین آزمون علیّت گرنجری در این تحقیق نشان داد که یک ارتباط دوطرفه بین توسعه­ی بازار سهام و رشد اقتصادی وجود دارد.

سیف الهی  و همکاران،(1396) در پژوهشی اقدام به بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان اقتصادی با شاخص قیمت صنعت بیان گردید که درکشورهای در حال توسعه از جمله ایران، از درجه­ی بالایی از بی­ثباتی متغیرهای کلان اقتصادی برخوردار هستند. در این کشورها قیمت سهام و سایر متغیرهای مهم کلان نسبت به اقتصادهای پیشرفته و صنعتی بیشتر در حال نوسان بوده و این نوسانات نیز به­نوبه­ی خود، محیط نامطمئنی را برای سرمایه گذاران ایجاد کرده است. هم­چنین روابط متقابل بین شاخص قیمت صنعت و متغیرهای کلان اقتصادی از قبیل نرخ ارز، قیمت نفت، طلا است.

هوشیدری و همکاران(1395)در پژوهشی اقدام به  بررسی اثرپذیری نوسانات شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران از نوسانات قیمت نفت شده بیان گردید که مهم­ترین عامل مؤثر بر تصمیم­گیری سرمایه گذاران در بورس اوراق بهادار، شاخص قیمت سهام است. از این­رو، آگاهی از عوامل مؤثر بر قیمت سهام دارای اهمیت می باشد، به همین­جهت، بررسی تأثیرگذاری نوسانات قیمت نفت بر شاخص بورس، سرمایه­گذاران را در انجام سرمایه­گذاری­ها هدایت می­کند. در راستای این هدف با استفاده از داده­های ماهانه طی دوره­ی زمانی 2002 تا 2015 و با استفاده از نرم افزار ایویوز و روش اقتصاد­سنجی   GARCH چند متغیره به بررسی نوسانات قیمت نفت بر نوسانات شاخص بورس اوراق بهادار تهران می­پردازیم. براساس نتایج پژوهش رابطه­ی مثبت و معنی­داری بین نوسانات قیمت نفت و نوسانات شاخص بورس اوراق بهادار وجود دارد.

فهیمی(1395) در پژوهشی اقدام به بررسی تأثیر نوسانات پولی بر بازار سهام در ایران، فصلنامه مطالعات اقتصاد‏ نموده است. نتایج حاکی از وجود رابطه­ی منفی بین نااطمینانی سیاست پولی با شاخص قیمت سهام می­باشد. هم­چنین نرخ ارز اثر منفی و معنادار و شاخص قیمت مسکن اثر مثبتی بر بازار سهام دارد.

محمدی و همکاران (1393) در پژوهشی به بررسی رابطه­ی علیّت بین توسعه­ی مالی، باز بودن تجاری و رشد اقتصادی در ایران و نروژ با استفاده از مدل تصحیح خطای برداری (VECM) پرداختند. در این تحقیق، دوره­ی مورد مطالعه برای ایران سال­های 1388-1346 و برای نروژ سال­های 2006-1967 بود. نتایج این تحقیق نشان داد که در اقتصاد ایران، شاخص‌های توسعه­ی مالی و باز بودن تجاری علت کوتاه­مدت رشد اقتصادی است. در بلندمدت نیز بین هر دو شاخص توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی رابطه­ی علیّت دوطرفه برقرار است. نتایج رابطه­ی علیّت در کشور نروژ نشان داد که در کوتاه­مدت یک رابطه­ی علیّت یک­طرفه از سمت رشد اقتصادی به سوی شاخص اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی وجود دارد. هم­چنین در بلندمدت بین شاخص‌های اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و شدت تجاری رابطه­ی دوسویه وجود دارد و یک رابطه­ی یک­طرفه از سمت رشد اقتصادی به سوی شاخص اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی نیز برقرار است.

ابراهیمی (1393) در تحقیقی به بررسی اثر ساختار نظام مالی بر رشد اقتصادی پرداخت. بدین منظور در این تحقیق از روش پانل پویای GMM برای بررسی این رابطه، از داده‌های 39 کشور توسعه­یافته و در حال توسعه برای دوره­ی زمانی 2009-2000 استفاده شد. براساس نتایج حاصل از برآورد برای کل کشورها ساختار مالی به­طور کلی بر رشد اقتصادی اثر معنی‌داری نداشت. امّا با برآورد جداگانه برای کشورهای توسعه­یافته و در حال توسعه، نتایج حاصله نشان داد که ساختار مالی بر رشد کشورهای توسعه­یافته اثر معنی‌داری ندارد و فقط بر رشد اقتصادی کشورهای در حال توسعه و نوظهور اثر معنی‌داری می‌گذارد.

منصف و همکاران (1392) در تحقیقی تحت عنوان " تحلیل اثر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی در کشورهای گروه D8 : علیّت گرانجر پانلی با رویکرد بوت استرپ (2010-1990) " به بررسی جهت علیّت بین شاخص‌های بازارهای مالی (نظام بانکی و بازار سهام) و رشد اقتصادی در کشورهای گروه D8 پرداختند. نتایج این تحقیق نشان داد که جهت علیّت بین توسعه­ی مالی و رشد اقتصادی نه تنها در کشورها با یکدیگر متفاوت است بلکه از یک شاخص به شاخص دیگر نیز متفاوت می­باشد. هم­چنین نتایج نشان دادند که در بین شاخص‌های توسعه­ی مالی شاخص اعتبارات بخش بانکی در همه کشورهای منتخب به جز پاکستان علّت رشد اقتصادی بوده که این نشان­دهنده میزان بالای وابستگی این کشورها به بخش بانکی برای تأمین مالی است.

ابونوری و تیموری (1392) در پژوهشی تلاش کردند تا اثر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی در کشورهای منتخب عضو سازمان همکاری و توسعه­ی اقتصادی (OECD) و کشورهای با درآمد بالاتر از حد متوسط (UMI) بررسی و با یکدیگر مقایسه کنند. برآورد الگوها در این تحقیق با استفاده از روش اقتصادسنجی داده‌های تابلویی برای 26 کشور عضو سازمان همکاری و توسعه­ی اقتصادی و 23 کشور با درآمد بالاتر از حد متوسط، طی دوره­ی      2009-1980 انجام شد. نتایج این تحقیق حاکی از آن بود که توسعه­ی مالی اثر منفی و معناداری بر رشد اقتصادی کشورهای منتخب دارد. هم­چنین نتایج این تحقیق نشان داد که اثر سایر متغیرها شامل اندازه­ی دولت، تورم و وقفه­ی سرانه­ی تولید ناخالص داخلی واقعی، سرمایه‌گذاری و درجه­ی باز بودن اقتصاد منطبق بر انتظارات تئوریکی می‌باشد.

طیبی و همکاران (1392) در پژوهشی به بررسی آثار درجه­ی باز بودن تجاری کشورها و نیز مکانیزم جذب سرمایه‌گذاری‌های مستقیم خارجی بر       سرمایه­گذاری داخلی و رشد اقتصادی در 10 کشور در حال توسعه­ی آسیایی طی دوره­ی 2008-1980 با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم یافته (GMM) پرداختند. نتایج تحقیق نشان‌دهنده­ی آن بود که سرمایه‌گذاری داخلی، سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی، درجه­ی باز بودن تجاری و سرمایه انسانی اثر مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی این کشورها داشته است، اما تورم و توسعه­ی مالی اثر منفی و معناداری بر رشد اقتصادی داشته‌اند.

 

4- روش تحقیق

در این تحقیق طبق مطالعه­ی صورت گرفته  توسط پرادهان و همکاران (2015) به تخمین مدل زیر می‌پردازیم:

G = f (OIL, EX, INF, M, OPEN, TEPIX)                                                        

که در آن G نشان دهنده­ی رشد اقتصادی، OIL نشانگر قیمت نفت، EX نشانگر نرخ ارز، INF نشان دهنده­ی نرخ تورم، M نشان دهنده­ی حجم نقدینگی، OPEN نشانگر درجه­ی آزادی اقتصادی و TEPIX نشان دهنده­ی شاخص قیمت سهام می‌باشد.

تحلیل رگرسیون چندمتغیره، روش آماری پژوهش را تشکیل می‌دهد. برای اطمینان از پایایی سری‌های زمانی و پرهیز از رگرسیون ساختگی از آزمون ریشه واحد استفاده می‌شود. برای تخمین الگو از تکنیک « خودرگرسیون برداری» (VAR) را به­کار می‌بندیم. این تکنیک تعیین وقفه‌های بهینه برای هر یک از متغیرهای الگو را با کمک معیارهای اکائیک (AIC)، شوارتز- بیزین(SBC) و حنان- کوئین(HQC) را فراهم می‌سازد. هرچند که تحلیل رگرسیون، وابستگی یک متغیر به متغیرهای دیگر را مورد بررسی قرار می‌دهد، اما به­اجبار معنای علیّت از آن فهمیده نمی‌شود. بنابراین برای آزمون علیّت متغیرهای پژوهش، آزمون علیّت گرنجر را انجام می‌دهیم. هم­چنین، در مورد متغیرهای مهم کلان اقتصادی از جمله رشد اقتصادی، نرخ ارز، حجم نقدینگی، نرخ تورم، قیمت نفت، تولید ناخالص داخلی و شاخص قیمت سهام، داده‌ها به­طور عمده بر مبنای نشریات مختلف بانک مرکزی، شامل نشریه ویژه ارقام حساب‌های ملی، نماگرهای اقتصادی و مرکز آمار ایران تهیه شده است.

 

5- تجزیه و تحلیل داده‌ها

5-1- آزمون پایایی

ابتدا آزمون ریشه­ی واحد دیکی- فولر تعمیم یافته از متغیرهای اصلی و بدون در نظر گرفتن روند، صورت می‌گیرد که نتایج آن در جدول (1) نشان داده شده است.

 

جدول 1- نتایج آزمون ریشه واحد در سطح

نتیجه

سطح اطمینان

مقدار بحرانی

مقدار آماره­ی ­دیکی فولر تعمیم یافته

متغیر

ناپایا

۹۵ درصد

95/1-

83/1

رشد اقتصادی

ناپایا

۹۵ درصد

95/1-

۰۰/1

نرخ ارز

ناپایا

۹۵ درصد

9۵/1-

69/1

قیمت نفت

پایا

95 درصد

۹۵/۱-

49/۲۰

حجم نقدینگی

پایا

95 درصد

9۵/1-

۸6/۳

شاخص قیمت سهام

ناپایا

95 درصد

۹۵/1-

۱3/۱-

درجه­ی آزادی اقتصادی

پایا

95 درصد

95/1-

17/۶

نرخ تورم

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

نتایج جدول (۱) بیانگر آن است که تنها متغیرهای نرخ تورم، حجم نقدینگی و شاخص قیمت سهام در سطح مانا هستند ولی بقیه متغیرها مانا نیستند. برای تعیین درجه­ی انباشتگی متغیرها به ناچار باید آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته را در تفاضل مرتبه اول متغیرها انجام داد. نتایج آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته برای تفاضل مرتبه اول متغیرها در جدول (2) انعکاس یافته است. با توجه به جدول (۲) در مجموع می‌توان به این نتیجه رسید که متغیرهای رشد اقتصادی، نرخ ارز، قیمت نفت و درجه­ی آزادی اقتصاد در سطح نامانا می‌باشند؛ اما با یک بار تفاضل گیری مانا می‌شوند. به عبارت دیگر متغیرهای ذکر شده انباشته از مرتبه I(1) هستند.

 

جدول 2- نتایج بررسی پایایی متغیرها در سطح تفاضل مرتبه­ی اول

نتیجه

سطح اطمینان

مقدار بحرانی

مقدار آماره­ی ­دیکی فولر تعمیم یافته

متغیر

پایا

۹۵ درصد

9۶/1-

48/۵-

تفاضل مرتبه­ی اول رشد اقتصادی

پایا

۹۵ درصد

95/1-

42/۴-

تفاضل مرتبه­ی اول نرخ ارز

پایا

95 درصد

95/1-

19/۴-

تفاضل مرتبه­ی اول قیمت نفت

پایا

95 درصد

95/1-

46/۲-

تفاضل مرتبه­ی اول درجه­ی آزادی اقتصاد

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

5-2- علیّت گرنجری

آزمون علیّت دو به دو گرانجری برای متغیرهای تحقیق انجام شده است که نتایج آن در جدول (3) خلاصه شده است. همان­طوری که از این جدول مشخص است هیچ گونه رابطه­ی علّی بین متغیرهای نرخ تورم، حجم نقدینگی، نرخ ارز و درجه­ی آزادی اقتصادی با رشد اقتصادی در کشور ایران در دوره­ی مورد مطالعه وجود ندارد. در مورد متغیرهای قیمت نفت و شاخص قیمت سهام نیز یک رابطه­ی علّی یک­طرفه از سوی این متغیرها به رشد اقتصادی وجود دارد.

 

جدول 3- نتایج حاصل از آزمون علیّت برای متغیرهای تحقیق

آماره F

Prob.

فرضیه­ی صفر

21784/3

0895/0

نرخ ارز علیّت گرانجری رشد اقتصادی نیست

0000009/0

9994/0

رشد اقتصادی علیّت گرانجری نرخ ارز نیست

3459/10

0046/0

قیمت نفت علیّت گرانجری رشد اقتصادی نیست

15625/0

6977/0

رشد اقتصادی علیّت گرانجری قیمت نفت نیست

08116/3

0969/0

نرخ تورم علیّت گرانجری رشد اقتصادی نیست

59862/1

2228/0

رشد اقتصادی علیّت گرانجری نرخ تورم نیست

81636/2

1113/0

حجم نقدینگی علیّت گرانجری رشد اقتصادی نیست

48748/1

2386/0

رشد اقتصادی علیّت گرانجری حجم نقدینگی نیست

74298/3

0692/0

درجه­ی آزادی اقتصادی علیّت گرانجری رشد اقتصادی نیست

45207/0

5063/0

رشد اقتصادی علیّت گرانجری درجه­ی آزادی اقتصادی نیست

60946/4

0459/۰

شاخص قیمت سهام علیّت گرانجری رشد اقتصادی نیست

99829/2

1008/0

رشد اقتصادی علیّت گرانجری شاخص قیمت سهام نیست

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

۵-۳- تخمین مدل VAR

در مدل خود توضیح برداری (VAR) تعیین تعداد وقفه‌های بهینه ضروری است. به­علّت تعدد پارامترها در مدل‌های خود توضیح برداری، باید به اصل صرفه­جویی تکیه کرد. برای تعیین تعداد وقفه‌های بهینه، معیارهای متفاوتی از قبیل معیارهای نسبت درست­نمایی (LR)، آکائیک (AIC)،           شوارتز – بیزین (SBC) و هم­چنین هنان – کوئین (HQ) وجود دارد. لذا ابتدا به بررسی وقفه بهینه پرداخته می‌شود که نتایج آن در جدول (4) خلاصه شده است.

 

جدول 4- نتایج حاصل از آزمون تعیین وقفه بهینه

HQ

SC

AIC

FPE

LR

LogL

Lag

50.76113

51.04369

50.68106

8.85e12

NA

-517.6218

0

37.79368*

40.80106*

37.18988*

16351049*

237.9934*

-328.9962

1

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

بعد از بررسی پایایی متغیرهای تحقیق و تعیین وقفه بهینه می‌توان مدل مورد نظر را با استفاده از روش VAR برآورد کرد. با توجه به خصوصیات یک مدل خوب بهترین برازش مدل عوامل موثر بر رشد اقتصادی به شرح ذیل است:

G = -5.57 - 0.00006 EX (-1) - 0.01 INF (-1) + 0.18 M (-1) + 0.12 OIL (-1) 

      (-1.67)    (-2.08)                (-1.86)              (1.88)               (1.57)

    + 0.01 OPEN (-1) + 0.00002 TEPIX (-1)  

       (2.29)                     (2.38)        

R2 = 0.98                                                 

آمار ذکر شده در پرانتز آماره t می‌باشد.

در مدل بالا متغیرهای نرخ ارز، درجه­ی آزادی اقتصادی و شاخص قیمت سهام در سطح 95 درصد از لحاظ آماری معنادار هستند. متغیرهای نرخ تورم و حجم نقدینگی نیز در سطح 90 درصد از لحاظ آماری معنادار می‌باشند. اما متغیر قیمت نفت از لحاظ آماری چه در سطح 90 درصد و چه در سطح 95 درصد معنادار نیست. بنابراین با توجه به نتایج حاصل از برآورد مدل عوامل مؤثر بر رشد اقتصادی به روش (VAR) می‌توان نتایج را به شرح زیر تعبیر کرد:

1)   نتایج رگرسیون نشان می‌دهد که بیش از 98 درصد تغییرات رشد اقتصادی توسط متغیرهای توضیحی مدل تبیین شده است، براساس ادبیات اقتصاد سنجی، R2 بالا نشان از خوبی برازش مدل دارد.

2)   ضریب برآورد شده متغیر نرخ ارز نشان می‌دهد که با افزایش یک درصد در نرخ ارز، رشد اقتصادی به میزان خیلی اندک (00006/0) کاهش خواهد یافت. به­عبارت دیگر در اقتصاد ایران در دوره­ی مورد مطالعه، بین متغیر نرخ ارز و رشد اقتصادی رابطه­ی معکوس وجود دارد که این رابطه بسیار ضعیف می‌باشد.

3)   ضریب متغیر نرخ تورم نشان می‌دهد که با افزایش یک درصدی در این متغیر، رشد اقتصادی به اندازه 01/0 درصد کاهش خواهد یافت. بنابراین می‌توان گفت که رابطه­ی نرخ تورم با رشد اقتصادی در ایران در دوره­ی مورد مطالعه یک رابطه­ی معکوس می‌باشد.

4)   ضریب متغیر حجم نقدینگی نشان می‌دهد که با افزایش یک درصدی در این متغیر، رشد اقتصادی به اندازه 17/0 درصد افزایش خواهد یافت. بنابراین می‌توان گفت که رابطه­ی حجم نقدینگی با رشد اقتصادی در ایران در دوره­ی مورد مطالعه یک رابطه­ی مستقیم می‌باشد.

5)   ضریب متغیر درجه­ی آزادی اقتصادی نشان می‌دهد که با افزایش یک درصدی در این متغیر، رشد اقتصادی به اندازه 01/0 درصد افزایش خواهد یافت. بنابراین می‌توان گفت که رابطه­ی درجه­ی آزادی اقتصادی با رشد اقتصادی در ایران در دوره­ی مورد مطالعه یک رابطه­ی مستقیم می‌باشد.

6)    ضریب متغیر شاخص قیمت سهام نشان می‌دهد که با فرض ثابت بودن سایر متغیرها، اگر ضریب متغیر شاخص قیمت سهام به اندازه یک درصد افزایش پیدا کند، رشد اقتصادی به میزان خیلی اندک (00002/0) افزایش خواهد یافت. به­عبارت دیگر در اقتصاد ایران در دوره­ی مورد مطالعه، بین متغیر شاخص قیمت سهام و رشد اقتصادی رابطه­ی­ مستقیم وجود دارد که البته این رابطه بسیار ضعیف می‌باشد.

 

5-4- تحلیل‌های پویا

در زیر تعدادی از شوک‌های متغیرهای موثر بر رشد اقتصادی آمده است. روی محور افقی زمان و روی محور عمودی درصد تغییر قرار گرفته است، هم­چنین تأثیرات شوک‌ها طی 10 دوره­ی مورد بررسی قرار می‌گیرد.

 

 

نمودار 1: واکنش پویای متغیر رشد اقتصادی نسبت به شوک­های متغیرهای تحقیق

 

مطابق نمودارهای بالا، شوک‌های وارد شده بر متغیر درجه­ی ­آزادی اقتصادی، حجم نقدینگی و شاخص قیمت سهام در دوره­ی 10 ساله بر میزان رشد اقتصادی باعث افزایش در رشد اقتصادی کشور ایران شده است. اما شوک‌های وارد شده بر نرخ ارز و نرخ تورم در دوره­ی 10 ساله باعث کاهش رشد اقتصادی در ایران طی سال­های مورد بررسی، شده است.

هم­چنین، نتایج حاصل از تجزیه واریانس متغیر رشد اقتصادی در جدول (5) آمده است. مطابق نتایج به­دست ­آمده، به­تدریج و با افزایش تعداد دوره‌ها، از سهم شوک رشد اقتصادی کاسته می‌شود و سهم شوک­های نرخ تورم و تا حدودی شاخص قیمت سهام افزایش می‌یابد. سهم شوک درجه­ی آزادی اقتصادی، حجم نقدینگی، نرخ ارز و قیمت نفت نیز به­طورتقریبی در طول زمان ثابت است.

 

 

 

جدول 5- تجزیه­ی واریانس رشد اقتصادی

TEPIX

OPEN

OIL

M

INF

EX

G

S.E.

دوره

0

0

0

0

0

0

100

065949/0

1

51/5

48/3

59/0

48/0

52/6

07/0

98/83

103715/0

2

13/6

23/6

63/2

37/0

71/4

02/1

84/79

124519/0

3

09/6

41/8

37/4

56/0

86/4

56/2

79/73

140137/0

4

69/5

09/9

48/5

72/0

92/8

36/3

16/67

154621/0

5

08/5

29/8

86/5

76/0

67/16

20/3

09/61

171399/0

6

41/4

69/6

43/5

58/0

71/25

56/2

35/55

193263/0

7

82/3

08/5

46/4

73/0

49/33

99/1

36/51

223912/0

8

44/3

82/3

34/3

29/1

13/38

75/1

06/49

263849/0

9

27/3

06/3

37/2

97/1

72/39

78/1

81/49

319267/0

10

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

6- خلاصه و نتیجه­گیری

در این تحقیق به بررسی تأثیر شاخص قیمت سهام بر رشد اقتصادی در کشور ایران با استفاده از روش VAR طی سال­های 96-1371 پرداخته شد. برای این­منظور، ابتدا درجه­ی ایستایی هر یک از متغیرها با استفاده از آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته بررسی گردید. نتایج مربوط به آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته نشان­دهنده­ی آن بود که همه متغیرها پایا می‌باشند که درنتیجه می‌توان از روش خودرگرسیون برداری (VAR) برای آزمون فرضیه‌های تحقیق استفاده کرد. نتایج تخمین مدل تحقیق به روش VAR نشان داد که متغیر شاخص قیمت سهام اثرات مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی طی دوره­ی مورد مطالعه دارد. به­طوری که با افزایش شاخص قیمت سهام در سال‌های مورد مطالعه، میزان رشد اقتصادی افزایش (البته ناچیز) یافته است. هم­چنین نتایج این تحقیق نشان داد که تأثیر متغیرهای حجم نقدینگی و درجه­ی آزادی اقتصادی بر رشد اقتصادی مثبت و معنادار می‌باشد. اما اثر متغیر نرخ تورم و نرخ ارز بر رشد اقتصادی در دوره­ی مورد مطالعه منفی می‌باشد.

بر پایه­ی نتایج به­دست آمده از شواهد موجود، می‌توان موارد زیر را پیشنهاد کرد:

1)   با توجه به تأثیر مثبت اما ناچیز نوسانات شاخص قیمت سهام بر رشد اقتصادی به­نظر می‌رسد با گسترش فیزیکی و الکترونیکی بازار سهام، ضروری است به تعریف و طراحی ابزارهای متنوع سرمایه‌گذاری در بازار بورس اوراق بهادار و تسریع در امر خصوصی سازی بیش از پیش توجه شود.

2)   با توجه به تأثیر منفی نرخ تورم بر رشد اقتصادی لازم است هدف­گذاری سیاست‌های دولت و بانک مرکزی به گونه‌ای باشد که نرخ‌های تورم بالاتر بر اقتصاد تحمیل نشود. در غیر این­صورت افت شدید در رشد اقتصادی تحقق خواهد یافت.

3)   از آنجا که یافته‌های این پژوهش نشان می‌دهد که رشد تجارت (درجه­ی آزادی اقتصادی) می‌تواند نقش اساسی به­عنوان ابزار توسعه­ی اقتصادی داشته باشد، بنابراین لازم است با افزایش مبادلات تجاری، سهم تجارت کشور در تجارت جهان افزایش یافته تا منجر به افزایش رفاه و در نتیجه بهبود رشد اقتصادی در کشور گردد.

4)   با توجه به تأثیر منفی نرخ ارز بر رشد اقتصادی در دوره­ی مورد بررسی؛ به­عنوان یک توصیه سیاستی می‌توان عنوان نمود که به­منظور جلوگیری از کاهش رشد اقتصادی لازم است تا سیاست‌های مناسب در جهت کاهش نوسانات نرخ ارز اتخاذ شود. در این مورد می‌توان به راهکارهایی از قبیل شفاف نمودن سیاست‌های ارزی دولت و مقیّد نمودن سیاست‌گذاران به اجرای صحیح و پیگیری مستمر سیاست‌های اتخاذشده در جهت کاهش نوسانات نرخ ارز اشاره نمود. به­ویژه این­که نوسانات نرخ ارز تا حدّی تابع مصوبات و سیاست‌های ارزی دولت می‌باشد.

 

 

 

 

 

 

 



1- دانشیار دانشکده مدیریت، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، (نویسنده مسئول)   man.aligholi@iauctb.ac.ir

2- کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قزوین ، mahdiiihosseiniii@gmail.com



[i] Sadrosky

[ii] Xu, Y., Ke, Z., Xie, C., & Zhou, W

[iii] Jawad, M., & Niazi, G. S. K.

[iv] Sodeyfi, S., & Katircioglu, S

[v] Pradhan & et.al

[vi] Ayadi & et.al

[vii] Pardhan & et.al

[viii] Ngare & et.al

[ix] Carp

[x] Jideofo Chizea

فهرست منابع

1)     ابراهیمی، سجاد (1393)، اثر ساختار نظام مالی بر رشد اقتصادی؛ فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی (رشد و توسعه­ی پایدار)، سال چهاردهم، شماره دوم، صص 134-117.

2)     ابونوری، عباسعلی و تیموری، منیژه (1392)، بررسی اثر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی: مقایسه‌ای بین کشورهای OECD و UMI؛ فصلنامه پژوهش‌های رشد و توسعه­ی اقتصادی، سال سوم، شماره یازدهم، صص 40-29.

3)     حسن زاده، علی و احمدیان، اعظم (1388)، اثر توسعه­ی بازار بورس بر رشد اقتصادی؛ فصلنامه پول و اقتصاد، شماره دوم، صص 52-31.

4)     خسروی، مهدی، مهرجو، سعید و محسنی، رضا (1393)، نقش بازار مالی و سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی بخش کشاورزی – رهیافت داده‌های ترکیبی پویا؛ تحقیقات اقتصاد کشاورزی، جلد ششم، دوره­ی اول، صص 130-103.

5)     سامتی، مرتضی، رنجبر، همایون و همت زاده، منیره (1391)، بررسی مقایسه‌ای تأثیر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی تحت اطلاعات نامتقارن (مورد مطالعه کشورهای منتخب توسعه­یافته و در حال­توسعه)؛ فصلنامه پژوهش‌های رشد و توسعه­ی اقتصادی، سال سوم، شماره نهم، صص 40-25.

6)      سیف الهی, ناصر؛ هاتف حاضری؛ حسین رحیمی کلور و وحید فخیمی ساریدرق، ۱۳۹۶، بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان ‏اقتصادی با شاخص قیمت صنعت، اولین کنفرانس بین المللی بهینه سازی سیستم ها و مدیریت کسب و کار، بابل، دانشگاه صنعتی ‏نوشیروانی - انجمن ایرانی تحقیق در عملیات.‏

7)     شیوا، رضا (1380)، اثر تأمین مالی در درازمدت بر رشد و توسعه­ی ­اقتصادی در ایران؛ فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، سال نهم، دوره­ی نهم، شماره 34، صص 65-33.

8)     طیبی، کمیل، پور شهابی، فرشید، خانی زاده امیری، مجتبی و کاظمی، الهام (1392)، اثر سرمایه گذاری مستقیم خارجی و درجه­ی باز بودن تجاری بر سرمایه‌گذاری داخلی و رشد اقتصادی (مطالعه موردی 10 کشور در حال توسعه­ی آسیایی)؛ فصلنامه پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، سال بیست و یکم، شماره 68، صص 152-131.

9)     فخر حسینی، سید فخرالدین و شهابی، علی (1386)، بررسی اثر توسعه‌ی بازار بورس بر رشد اقتصادی در ایران؛ پژوهشنامه‌ی علوم انسانی و اجتماعی "علوم اقتصادی"،  سال هفتم، شماره بیست و چهارم، صص 96-81.

10) فهیمی, علیرضا، ۱۳۹۵، تأثیر نوسانات پولی بر بازار سهام در ایران، فصلنامه مطالعات اقتصاد، مدیریت مالی و حسابداری 2 ‏‏(2).‏

11) کرباسی، علیرضا و نوبخت، مسعود (1388)، بازار سهام و رشد اقتصادی؛ آزمون علیّت؛ فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، شماره پنجم، صص 30-15.

12) کریم زاده، مصطفی و سلطانی، اصغر (1389)، برآورد رابطه بلندمدت شاخص قیمت سهام صنعت واسطه‌گری‌های مالی با متغیرهای کلان پولی با استفاده از روش ARDL؛ فصلنامه حسابداری مالی، دوره­ی دوم، شماره ششم، صص 18-1.

13) محمدی، تیمور، ناظمان، حمید و خداپرست پیر سرایی، یونس (1393)، بررسی رابطه علیّت پویای بین توسعه­ی مالی، باز بودن تجاری و رشد اقتصادی؛ مقایسه موردی دو کشور نفتی ایران و نروژ؛ فصلنامه اقتصاد انرژی ایران، سال سوم، شماره دهم، صص 178-151.

14) منصف، عبدالعلی، ترکی، لیلا و علوی، جابر (1392)، تحلیل اثر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی در کشورهای گروه دی هشت: علیّت گرنجر پانلی با رویکرد بوت استرپ (2010-1990)؛ فصلنامه پژوهش‌های رشد و توسعه­ی اقتصادی، سال سوم، شماره دهم، صص 92-73.

15) نادری، مرتضی (1382)، توسعه­ی مالی، بحران‌های مالی و رشد اقتصادی؛ فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، شماره پانزدهم، صص 62-37.

16)  هوشیدری, مریم و محمدحسن فطرس، ۱۳۹۵، بررسی اثرپذیری نوسانات شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران از ‏نوسانات قیمت نفت، چهارمین کنفرانس بین المللی پژوهشهای کاربردی در مدیریت و حسابداری، تهران، دانشگاه شهید بهشتی‎.‎

17)    Ayadi, R., Arbak, E., Naceur, S. B., & De Groen, W. P. (2015). Financial Development, Bank Efficiency, and Economic Growth Across the Mediterranean. In Economic and Social Development of the Southern and Eastern Mediterranean Countries (pp. 219-233). Springer International Publishing.

18)   Carp, L. (2012). Can stock market development boost economic growth? Empirical evidence from emerging markets in Central and Eastern Europe.Procedia Economics and Finance, 3, 438-444.

19)   Chizea, J. (2012). Stock Market Development and Economic Growth in Nigeria: A Time Series Study for the period 1980-2007, Doctoral dissertation, Northumbria University.

20)   Jawad, M., & Niazi, G. S. K. (2017). IMPACT OF OIL PRICE VOLATILITY AND MACROECONOMIC VARIABLES ON ECONOMIC GROWTH OF PAKISTAN. Review of Innovation and Competitiveness: A Journal of Economic and Social Research, 3(1), 49-74.

21)   Ngare, E., Nyamongo, E. M., & Misati, R. N. (2014). Stock market development and economic growth in Africa. Journal of Economics and Business, 74, 24-39.

22)   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.

23)   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.

24)   Sadorsky, P. (2011). Financial development and energy consumption in Central and Eastern European frontier economies. Energy Policy, 39(2), 999-1006.

25)   Sodeyfi, S., & Katircioglu, S. (2016). Interactions between business conditions, economic growth and crude oil prices. Economic research-Ekonomska istraživanja, 29(1), 980-990.

26)   Xu, Y., Ke, Z., Xie, C., & Zhou, W. (2018). Dynamic evolution analysis of stock price fluctuation and its control. Complexity, 2018.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

پیوست

نتایج حاصل از تخمین مدل VAR

Vector Autoregression Estimates

Date: 05/27/18   Time: 23:19

Sample (adjusted): 1371 1396

Included observations: 26 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

 

 

 

 

 

 

 

 

 

G

EX

INF

M

OIL

OPEN

TEPIX

 

 

 

 

 

 

 

 

G(-1)

1.302241

6121.302

9.039274

-0.082251

-0.319247

-18.00157

-7088.141

 

(0.24661)

(4461.07)

(7.65241)

(0.19356)

(0.76519)

(10.19026)

(8977.051)

 

[ 5.3346]

[ 1.3861]

[ 1.1933]

[-0.42931]

[-0.42151]

[-1.78453]

[-0.79762]

 

 

 

 

 

 

 

 

EX(-1)

-4.38E-04

-0.191031

-0.000782

7.71E-07

6.42E-06

0.000624

-0.08104

 

(2.3E-04)

(0.41051)

(0.00072)

(1.8E-32)

(6.8E-04)

(0.00095)

(0.80573)

 

[-2.10558]

[-0.47588]

[-1.06737]

[ 0.45702]

[ 0.95041]

[ 0.68013]

[-0.11076]

 

 

 

 

 

 

 

 

INF(-1)

-0.016018

-262.1703

0.840117

-0.001538

0.012155

0.360143

661.3251

 

(0.00882)

(158.107)

(0.27013)

(0.00691)

(0.02708)

(0.36009)

(319.078)

 

[-1.91171]

[-1.68007]

[ 3.18081]

[-0.27513]

[ 0.44503]

[ 0.99801]

[ 2.18108]

 

 

 

 

 

 

 

 

M(-1)

0.185283

4391.506

1.796159

0.990307

0.051027

-2.460123

-3401.308

 

(0.09801)

(1698.83)

(2.98531)

(0.07809)

(0.31281)

(3.89018)

(3518.81)

 

[ 1.91071]

[ 2.61071]

[ 0.62017]

[ 14.8014]

[ 0.18713]

[-0.66079]

[-0.99809]

 

 

 

 

 

 

 

 

OIL(-1)

0.131151

-675.4608

3.385108

0.047049

0.320471

3.650002

-2608.804

 

(0.08507)

(1507.29)

(2.59013)

(0.06809)

(0.26071)

(3.48009)

(3135.29)

 

[ 1.57148]

[-0.46771]

[ 1.30892]

[ 0.73083]

[ 1.29027]

[ 1.10953]

[-0.88175]

 

 

 

 

 

 

 

 

OPEN(-1)

0.012807

228.5389

-0.080117

-0.002176

0.015709

0.720782

-49.08271

 

(0.00513)

(89.0071)

(0.17834)

(0.00492)

(0.01927)

(0.21785)

(181.701)

 

[ 2.31827]

[ 2.46007]

[-0.54001]

[-0.31557]

[ 0.69055]

[ 3.59462]

[-0.30529]

 

 

 

 

 

 

 

 

TEPIX(-1)

2.41E-07

0.301115

0.000457

2.31E-07

3.51E-05

-0.000414

0.461072

 

(9.9E-05)

(0.18567)

(0.00049)

(7.8E-05)

(3.1E-06)

(0.00047)

(0.37165)

 

[ 2.41519]

[ 1.70528]

[ 1.16008]

[ 0.31207]

[ 0.12579]

[-0.89081]

[ 1.29127]

 

 

 

 

 

 

 

 

C

-5.608217

-125001.9

-99.9982

0.980012

2.993207

166.7109

116072.9

 

(3.301751)

(61085.3)

(109.673)

(2.59079)

(11.0089)

(138.852)

(119582.1)

 

[-1.67037]

[-2.09178]

[-0.99008]

[ 0.38825]

[ 0.31007]

[ 1.28543]

[ 0.98527]

 

 

 

 

 

 

 

 

R-squared

0.989843

0.952189

0.997009

0.999408

0.958127

0.801175

0.969172

Adj. R-squared

0.987451

0.920077

0.996016

0.999734

0.937217

0.685479

0.942483

Sum sq. resids

0.059827

18501184

57.53174

0.036217

0.556671

97.51071

74950426

S.E. equation

0.067017

1201.804

2.307159

0.058207

0.210087

2.780091

2427.884

F-statistic

162.8876

34.81457

549.7009

2617.371

35.99007

7.803716

46.80129

Log likelihood

33.47009

-181.6708

-41.83507

41.82495

8.704183

-46.90713

-192.5571

Akaike AIC

-2.755104

18.80719

4.895178

-2.907137

-0.05812

5.816729

19.00143

Schwarz SC

-1.980135

18.01728

4.985537

-2.497137

0.390147

5.587123

20.10813

Mean dependent

8.087519

5709.108

36.61727

20.86527

3.675701

20.04824

8976.811

S.D. dependent

0.527808

4208.907

29.51009

1.581074

0.775519

4.910782

9981.829

Determinant resid covariance (dof adj.)

1810082.

Determinant resid covariance

60107.82

Log likelihood

-351.0185

Akaike information criterion

37.00842

Schwarz criterion

39.01892

 

یادداشت‌ها