تأثیر شوک‎های پایه پولی بر بازده قیمتی سهام شرکت‎های فعال بورسی (رویکرد DSGE)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری مدیریت مالی، واحد علی‌آبادکتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آبادکتول، ایران

2 دانشیار گروه مدیریت مالی، واحد علی‌آباد کتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آباد کتول، ایران

3 استادیار گروه مهندسی مالی، واحد علی‌آباد کتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آباد کتول، ایران.

4 استادیار گروه حسابداری، واحد تنکابن، دانشگاه آزاد اسلامی، تنکابن، ایران.

چکیده

تحقیق حاضر به شبیه‎سازی تأثیر شوک‎های پایه پولی و سرمایه‎گذاری بر بازده قیمتی سهام شرکت‎ها از طریق مدل تعادل عمومی تصادفی پویا (DSGE) و با لحاظ کردن برخی از واقعیات مشاهده شده در اقتصاد ایران پرداخته شده است و سپس بعد از بهینه‎یابی و به دست آوردن شرایط مرتبه اول کارگزاران، با استفاده از روش اهلیگ، شکل خطی-لگاریتمی‎معادلات حاصل شد. نمونه مورد بررسی حاوی داده­های فصلی از سال 1381 تا 1395 است. در پایان، توابع واکنش آنی متغیرهای مالی در برابر شوک‎های پایه پولی و سرمایه‎گذاری بررسی شد. نتایج نشان می‎دهد که شوک پایه پولی ابتدا بر بازده قیمتی سهام شرکتها تاثیر مثبت دارد و سپس در دوره‎های بعدی با کاهش این شوک به حالت تعادلی و پایدار خود بر می‎گردد. همچنین شوک سرمایه‎گذاری به علت عرضه بیشتر سهام شرکتها در بازار سرمایه ابتدا بازده قیمتی سهام را کاهش می‎دهد زیرا سهام بیشتری در بازار عرضه می‎گردد، اما در دوره‎های بعدی قیمت سهام بعلت سودآوری مورد انتظار این سرمایه‎گذاری‎ها افرایش یافته و متعاقباً بازده قیمتی افزایش می‎یابد. نهایتاً اینکه با مقایسه گشتاورهای متغیرهای حاضر در مدل مقاله حاضر و گشتاورهای داده‎های واقعی در اقتصاد ایران بیانگر موفقیت نسبی مدل در واقعیات اقتصاد ایران دارد.
 
Abstract
The present study  through a Dynamic Stochastic General Equilibrium (DSGE) Model and considering some of the observed facts, attempts to simulate the effects of oil and currency shocks on systematic risk in Iran's economy.  Based on a DSGE  Model we estimated the influence of  stocks  price returns and then the linear-logarithmic form of the equations was obtained after optimization and obtaining first-order brokers' conditions with using the Uhlig method. Examined samples collected from seasonal data from 2002 to 2016. In the end, the immediate reaction functions of the financial variables against Monetary base and Private investment Shocks were investigated. The results indicate that monetary shock primarily  affects possitively on the price returns of the stock companies, and then returns to its equilibrium and sustained level in the following periods. Also,initially the shock of investment due to the higher supply of companies' stock in  capital market  decreases stock returns. But in next period,  stock prices are expected to increase due to the expected profitability of these investments, and  the price will increase too.  Finally, comparing present variables of the current article model and the actual data of Iran's economy show  the relative success of the model in the realities of the Iranian economy.

کلیدواژه‌ها


تأثیر شوکهای پایه پولی بر بازده قیمتی سهام شرکت‎های فعال بورسی (رویکرد DSGE)

 

میثم کاویانی

تاریخ دریافت: 16/10/1396             تاریخ پذیرش: 18/12/1396

[1]

پرویز سعیدی[2]

حسین دیدهخانی[3]

سیدفخرالدین فخرحسینی[4]

 

چکیده

تحقیق حاضر به شبیه‎سازی تأثیر شوک‎های پایه پولی و سرمایه‎گذاری بر بازده قیمتی سهام شرکت‎ها از طریق مدل تعادل عمومی تصادفی پویا (DSGE) و با لحاظ کردن برخی از واقعیات مشاهده شده در اقتصاد ایران پرداخته شده است و سپس بعد از بهینه‎یابی و به دست آوردن شرایط مرتبه اول کارگزاران، با استفاده از روش اهلیگ، شکل خطی-لگاریتمی‎معادلات حاصل شد. نمونه مورد بررسی حاوی داده­های فصلی از سال 1381 تا 1395 است. در پایان، توابع واکنش آنی متغیرهای مالی در برابر شوک‎های پایه پولی و سرمایه‎گذاری بررسی شد. نتایج نشان می‎دهد که شوک پایه پولی ابتدا بر بازده قیمتی سهام شرکتها تاثیر مثبت دارد و سپس در دوره‎های بعدی با کاهش این شوک به حالت تعادلی و پایدار خود بر می‎گردد. همچنین شوک سرمایه‎گذاری به علت عرضه بیشتر سهام شرکتها در بازار سرمایه ابتدا بازده قیمتی سهام را کاهش می‎دهد زیرا سهام بیشتری در بازار عرضه می‎گردد، اما در دوره‎های بعدی قیمت سهام بعلت سودآوری مورد انتظار این سرمایه‎گذاری‎ها افرایش یافته و متعاقباً بازده قیمتی افزایش می‎یابد. نهایتاً اینکه با مقایسه گشتاورهای متغیرهای حاضر در مدل مقاله حاضر و گشتاورهای داده‎های واقعی در اقتصاد ایران بیانگر موفقیت نسبی مدل در واقعیات اقتصاد ایران دارد.

 

واژه‌های کلیدی: شوک، پایه پولی، سرمایه‎گذاری، بازده سهام.

طبقه بندی JEL:C32, F43  

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

عوامل موثر بر بازده سهام بعنوان یکی از موارد بااهمیت در تصمیمات سرمایه‎گذاری محسوب می‎گردد و مدل‎های مختلفی جهت تحلیل آن استفاده می‎شود که از مهمترین آنها می‎توان به مدل‎های خطی و غیرخطی، مدل‎های شبکه‎های عصبی مصنوعی، مدل فاما و فرنچ[i]، مدل خودرگرسیون میانگین شرطی تعمیم‎یافته[ii](GARCH)، مدل بهینه‎سازی پایدار و... اشاره کرد که تمامی آنها بیانگر کاربرد روش‎ها و مدل‎های کمی‎‎ بکار گرفته شده در صنعت سرمایه‎گذاری است.  یکی از دلایل استفاده از این مدلها، توسعه اقتصاد مالی است. توسعه اقتصاد مالی با مفهوم بهینه‎سازی پرتفوی، توسعه بیشتری پیدا نموده است. در واقع، مفهوم بهینه‎سازی پرتفوی و تنوع‎بخشی، اساس توسعه و گسترش کلاسیک‎های مالی و تصمیم‎گیری مالی است (رهنمای رودپشتی،1394) باربریس[iii](2000) بیان می‌کند که بازده سهام متأثر از متغیرهای متعددی است و پیش‎بینی آن کار ساده‎ای نیست و می‎توان گفت یکی از مسائل مهمی‎که پژوهشگران و دانشمندان حوزه تصمیم‎گیری و پیش‎بینی با آن روبرو هستند انتخاب متغیرهای تاثیرگذار بر خروجی تصمیم و پیش‎بینی است (آب‎بر،1390). از اینرو مطالعات زیادی وجود دارد که از عوامل کلان اقتصادی در تعیین بازده سهام حمایت می‎کند (فاما، 1981؛ رانگوید، 2006؛ چن و همکاران، 1986؛ کامپِل و شیلر[iv]، 1988). با این حال، سازوکار زیربنایی که عوامل کلان اقتصادی، شوک‎های تکنولوژیک و بازده سهام به هم وابسته باقی می‎مانند هنوز به عنوان یک بحث تئوریک حل نشده است (کامپبل و دیبولد[v]، 2009). مجموعه دیگری از مقالات به این نکته اشاراه دارند که که شوک‎های تکنولوژی، از طریق تحقیق و توسعه[vi] (R & D)، ثبت اختراعات و تغییرات عامل بهره‎وری بر قیمت سهام تأثیر می‎گذارد (مادسِن و دیویس[vii]، 2006). فرض ‎کنیم که شوک‎های تکنولوژی سرمایه‎گذاری خاص[viii] (IST) به عنوانی محرکی چرخه تجاری ‎باشد، زیرا پیشرفت تکنولوژی منجربه ارزان شدن تجهیزات سرمایه جدید می‎شود و با ارزانتر شدن ابزارهای سرمایه، تقاضای سرمایه‎گذاری و تولید افزایش می‎یابد (گرینوود[ix]، 1997). از اینرو در زمانهای اخیراً یکپارچگی مالی بالا، ریسک مربوط به چرخه تجاری، به خصوص چرخه‎های تجاری جهانی می‎توانند بر روند حرکت قیمت سهام تاثیر‎گذارد، از این زاویه، چرخه تجاری به طور دقیق بازده سهام را توضیح می‎دهد (پراهیش و ویدیا[x] ،2017). مشاهدات اخیر سیاست‎های پولی انبساطی موجب شده است که مسئله چگونگی تأثیرگذاری سیاست‎های پولی بر بنگاه‎ها به ویژه تاثیرات متفاوتی که در صنایع مختلف و شرکت‎ها دارد را نشان ‎دهد. افزایش نقدینگی، بانک‎ها را مجبور به کاهش استانداردهای اعطای وام می‎کند (کیم و رسینگو[xi]،2017). لذا از دیدگاه "اثر مانده حقیقی[xii]" افزایش نقدینگی موجب به هم خوردن تعادل مانده حقیقی پول می‎شود. امّا از آنجا که افراد تمایل دارند تعادل مانده حقیقی خود را حفظ کنند سعی می‎کنند حجم پول اضافی را به طرف خرید سایر دارایی‎های مالی از جمله سهام سوق دهند. لذا از این دیدگاه ملاحظه می‎شود که افزایش حجم پول موجب افزایش تقاضا و افزایش قیمت سهام می‎شود. از سوی دیگر با اجرای سیاست پولی انبساطی توسط بانک مرکزی، نقدینگی در جامعه افزایش خواهد یافت که بیشترین اثر این سیاست، کاهش نرخ بهره است. هرچند در اقتصاد ایران نرخ بهره به صورت دستوری توسط مقامات پولی تثبیت می‎شود، امّا با بالا رفتن میزان تسهیلات وقتی نرخ بهره ثابت است، نرخ بهره را در بازار غیر رسمی‎کاهش می‎دهد و پایین آمدن نرخ بهره موجب بالا رفتن تقاضا برای سهام و در نتیجه افزایش قیمت سهام می‎شود (نونژاد و همکاران، 1391). لذا در این تحقیق به دنبال تاثیر دو متغیر کلان اقتصادی (پایه پولی و سرمایه‎گذاری خصوصی) تأثیرگذار بر بازده قیمتی سهام هستیم و در این راستا مدل‎های مختلفی جهت بررسی عوامل موثر بر بازده سهام مورد استفاده قرار می‎گیرد که یکی از این مدلها، مدل تعادل عمومی تصادفی پویا[xiii] (DSGE) در بازار سهام است که پیشتر جهت بررسی تاثیر شوکهای اقتصادی بر شاخص بازار سهام استفاده می‎گردید و تاکنون در مورد تأثیر شوک‎های پایه پولی و سرمایه‎گذاری خصوصی بر بازده سهام شرکت‎ها با بکارگیری این مدل تحقیقی در کشورمان انجام نشده است. از اینرو مقاله حاضر بصورت شبیه‎سازی شده به بررسی این تاثیر با ارائه مدلی از DSGE و با توجه به اقتصاد ایران گام برداشته است. مدل DSGE بر اساس متدلوژی کیدلند و پرسکات (1991 و 1996) مطرح شد که رفتار کارگزاران مختلف اقتصادی با توجه به توابع هدف و قیود هر یک بهینه‏یابی می‏شود (کیدلند و پرسکات[xiv]، 1990) و از الگوهای پرکاربرد تحلیل نوسانات تغییرات اقتصاد مالی و پولی می­باشد به طوری که مدل‌های سنتی پیش‌بینی اقتصاد کلان در برابر نقد لوکاس آسیب‌پذیر هستند که ادعا می‌کند اثرات سیاست‌های اقتصادی را نمی‌توان با استفاده از داده‌های تاریخی از یک دوره زمانی که آن سیاست (قواعد بازی) نبوده پیش‎بینی کرد، لذا مدل‌های DSGE از یک معیار طبیعی جهت ارزیابی اثرات تغییر سیاست بر رفاه، بهره‌مند هستند (تاور[xv]،2009). با این اوصاف تمرکز تحقیق حاضر به دنبال پاسخ این سوال است که تأثیر شوک‎های پایه پولی و سرمایه‎گذاری خصوصی بر بازده قیمتی سهام شرکت‎ها در چارچوب الگوی DSGE به چه صورت می‎باشد.

 

2- پیشینه تحقیق

نتایج ما و همکاران[xvi] (2018) نشان می‎دهد که نقدینگی از طریق یک کانال مهم بیانگر تاثیر نوسانات بازار بر بازده سهام در بازارهای بین‎المللی می‎باشد و این متفاوت از رابطه مستقیم نوسان - بازده است. نتایج تحقیق گونزالس و همکاران[xvii](2018) نشان می‎دهد که نسبت مصرف مازاد به همراه ریسک‎پذیری متغیر زمانی و صرف نکول، متغیرهای جمعی هستند که اثر آماری بالایی بر بتای بازار دارند. نتایج چانگ و چاوونگانانت[xviii](2017) نشان می‎دهد که بین بین نوسانات بازار و بازده سهام رابطه منفی وجود دارد و در عصر تجاری بازده سهام نسبت به شوک نوسانات قیمت حساسیت بالایی دارد. کیم و رسینگو[xix](2017) در تحقیقی بدین نتیجه رسیدند که شوک پولی انبساطی به طور نامتناسبی منجربه افزایش بازده یک شرکت درمانده می‎گردد که سود آنها کمتر هزینه بهره است و نیاز به تامین مالی خارجی دارند. پراهیش و ویدیا[xx] (2017) در تحقیقی به عنوان آیا چرخه‎های تجاری، شوک‎های تکنولوژی خاص سرمایه‎گذاری برای بازده سهام مهم هستند؟ بدین نتیجه رسیدند که (1) بین شوک‎های تجاری و بازده بازار سهام، بویژه در زمان آزادسازی بازار مالی رابطه وجود دارد (2) چرخه‎های جهانی نقش غالبی بر چرخه کشور در توضیح بازده سهام دارد (3) نرخ بهره نقش مهمی در تعامل چرخه تجاری پویا و بازده سهام دارد (4) یک اثر نسبتاً ضعیف از شوک‎های تکنولوژیکی سرمایه‎گذاری در چرخه تجاری و بازده سهام است. مک میلان[xxi] (2017) در تحقیقی بدین نتیجه دست یافت که ماهیت قابلیت پیش‎بینی بازده سهام متناسب با سطح تورم متغیر می‎باشد. پیتز و گوپتا[xxii] (2016) در تحقیقی با مدل DSGE بدین نتیجه دست یافتند که حدود 9 درصد نوسانات محصول بوسیله شوک‎‌های مالی توضیح داده می‎شود و بانک مرکزی از شاخص کل قیمت سهام واکنش مثبتی نشان نداده و همچنین شاخص کل قیمت سهام بر نوسانات نرخ بهره تأثیر صریحی نداشته است. چانگ و آریف[xxiii] (2016) در تحقیق‎شان بدین نتیجه رسیدند که تغییرات عرضه پول منجربه اثر نقدینگی مثبت می‎شود و همچنین تغییرات نقدینگی پس از کنترل اثرات تغییر درآمد، تغییر رژیم و بحران مالی جهانی، تاثیر مثبتی بر قیمت سهام دارند. همچنین به نظر می‎رسد که این یافته‎ها پس از حل مسائل جدی اقتصادسنجی در مطالعات بیانگر اثبات این تئوری است که عرضه پول بر نقدینگی؛ و نقدینگی بر قیمت سهام غیربانکی تاثیرگذار است. مولینیوکس و همکاران[xxiv](2014) نشان دادند که نوسانات قیمت سهام به عنوان متغیر مهمی‎برای تقاضای پول در کنار متغیرهای استاندارد و قیمت سهام است. با بررسی شاخصهای مختلف سهام، نتایج تحقیق آنها بیانگر آن است که ریسک‎گریزی سرمایه‎گذاران نیروی مهمی‎است که سرمایه‎گذاران در زمان نوسان قیمت سهام به سمت به دارایی‎های امن حرکت می‎کنند. گوپتا و مودیز[xxv](2013) در تحقیقی بدین نتیجه دست یافتند که نرخ تورم قدرت پیش بینی کننده بسیار قدرتمندی در افق‎های 6 ماهه خارج از نمونه دارد و متغیرهای نرخ بهره در توضیح رفتار بازده سهام دارای اهمیت متفاوتی است. کالز و همکارن(2013) با استفاده از مدل‎های DSGE پویا و VAR نشان دادند که توانایی مدلهای پیش‎بینی تحول بازده‎های مالی در بلندمدت است. کوچ و ویو[xxvi] (2012) در تحقیقی  با عنوان سرمایه‎گذاری خصوصی و بازده سهام عام بدین نتیجه رسیدند که مدل سرمایه‎گذاری خصوصی می‎تواند به خوبی بازده‎های مقطعی سهام را تقریبا به همان فاکتورهای فاما-فرنچ توضیح دهد. با این حال، بر خلاف مدل فاما-فرنچ، نشانه‎های ضرایب برآورد شده ما را با پیش بینی‎های نظری ما مطابقت داده شده است. بیات و همکاران(1395) در پژوهشی نشان داد که وضعیت شوک شاخص کل قیمت سهام، واکنش ملایم بانک مرکزی به انحرافات شاخص کل قیمت سهام از سطح تعادلی آن، منجر به کاهش دامنه نوسانات اقتصادی شده و ثبات کلی اقتصاد کلان را افزایش می‌دهد. نونژاد و همکاران(1391) در تحقیقی بدین نتیجه رسیدند که سیاست پولی اثر مثبت بر شاخص قیمت اسمی‎و حقیقی سهام دارد.

 

3- استخراج معادلات مدل تعادل عمومیپویای تصادفی خانوارها

الف- خانوار

فرض می­شود که اقتصاد از تعداد زیادی خانوار تشکیل شده است که با اندیسi نشان می­دهیم و همه آنها همگن هستند. خانوارها از مصرف کالاها و نگهداری مانده­های حقیقی پول مطلوبیت کسب می­کنند و با ارایه کار بیشتر از مطلوبیتش کاسته می­شود زیرا فراغت وی کاهش می­یابد. ارزش حال مطلوبیت­هایی که خانوار نماینده در طول دوران زندگی خود به دست می­آورد، به شکل زیر می­باشد:

(1)                                                    

 

که در آن عامل تنزیل زمانی است. شکل تابع مطلوبیت خانوار که تابعی از مصرف کل خانوار، مانده حقیقی پول و عرضه کار می­باشد، به شرح زیر است:

 

(2)          

 

در معادله شماره (2) کالاهای مصرفی از ترکیبی از کالاهای مصرفی تولید داخل و وارداتی متفاوت تشکیل شده است که توسط تولیدکنندگان داخلی و واردات تامین می­شود. در تابع مطلوبیت شماره(2)،  ضریب ریسک­گریزی نسبی را بیان می­کند که عکس کشش جانشینی بین دوره­ای مصرف را نشان می­دهد.[xxvii]

پارامتر  بیانگر عکس کشش عرضه نیروی کار نسبت به دستمزد واقعی و  عکس کشش مانده حقیقی پول ( ) نسبت به نرخ بهره را نشان می­دهد.

تابع مطلوبیت در معادله (2)، عادات بیرونی (رفتار چشم هم چشمی) رفتار مصرف کننده را منعکس می­کند که این عادات به میزان متوسط مصرف سرانه اقتصاد بستگی دارد. لذا هر خانوار نماینده در اقتصاد در زمان t وقتی که مصرف وی از h درصد متوسط مصرف سرانه اقتصاد در دوره t-1 بزرگتر باشد، از مصرف بیشتر مطلوبیت مثبت کسب می­کند که در آن h بیانگر آن است که مصرف کننده تا چه میزانی تمایل دارد تا سطح مصرف خود را نسبت به متوسط مصرف سرانه دوره گذشته هموار کند.[xxviii] هر چه h بالا باشد درجه‌ وابستگی بالایی از عادت مصرفی را نشان می‌دهد.

 

  • ·       انتخابسبدمصرفیوبهدستآوردنتوابعتقاضایمصرف

در معادله (2) فرض می­شود مصرف کل به قیمت حقیقی( )، ترکیبی از مصرف کالاهای داخلی( ) و کالاهای وارداتی( ) است که به ترتیب توسط بنگاه­های تولیدی داخلی و وارداتی تامین می­شود. این کالاها از طریق جمعگر دیگسیت-استیگلیتز با هم ترکیب می­شوند، یعنی

(3)                            

 

که در آن و   به ترتیب سهم کالاهای تولیدی داخلی و وارداتی در کل سبد مصرفی خانوارها و  کشش جانشینی بین کالاهای مصرفی و وارداتی را نشان می­دهد.

در حالت کلی، مسئله تصمیم­گیری خانوار را می­توان در دو مرحله مورد بررسی قرار داد: در مرحله اول، خانوار تصمیم می‌گیرد که چه ترکیبی از کالاهای مصرفی را انتخاب کرد تا اینکه هزینه بدست آوردن سطح معینی از مصرف کالای ترکیبی حداقل شود. در این مرحله، خانوارها هزینه خرید مصرف ترکیبی ( ) را حداقل می‌کنند. در حالت کلی، مسئله تصمیم­گیری خانوار را می­توان در دو مرحله مورد بررسی قرار داد. در مرحله اول، خانوار تصمیم می­گیرد که چه ترکیبی از کالاهای مصرفی را انتخاب نمود تا اینکه هزینه به دست آوردن سطح معینی از مصرف کالای ترکیبی حداقل شود. در مرحله دوم با توجه به هزینه دسترسی در هر سطح معینی از مصرف ، خانوار مقادیر بهینه­ای از  ، را به گونه­ای انتخاب می­کند که مطلوبیت­اش حداکثر شود.

برای انجام مرحله اول، خانوارها هزینه خرید سطح مصرف ترکیبی ، را حداقل می­کنند. در خصوص انتخاب کالاهای مصرفی  تولید داخل و وارداتی، آنها مسئله زیر را حل می­کنند:

(4)                          

که در آن  و  به ترتیب مصرف کالاهای تولید داخل و کالاهای وارداتی و و  به ترتیب شاخص قیمت کالاهای داخلی و کالاهای وارداتی است.

از حل شرایط مرتبه اول رابطه(4) می­توان توابع تقاضا برای کالاهای مصرفی داخلی و وارداتی به صورت زیر به دست آورد:

(5)                                                    

 

(6)                                                                    

 

با جایگزینی روابط(5) و (6) در سبد مصرفی خانوارها  شاخص کل قیمت مصرف­کننده ( )، با اجزای آن به دست می­آ­ید، یعنی

(7)                                

 

که در آن  بیانگر شاخص کل قیمت مصرف کننده می­باشد.

بعد از اینکه ترکیب بهینه کالاها در مرحله اول تعیین شد، در مرحله سوم، هدف خانوارها این است که تابع مطلوبیت مورد انتظار خود را نسبت به قید بودجه بین دوره­ای حداکثر کنند.

در مرحله دوم، بعد از اینکه ترکیب بهینه کالاها در مرحله اول تعیین شد، هدف خانوارها این است که مقادیر بهینه‌ای از مصرف ، نیروی کار  و دارائیهای مالی را به گونه ای انتخاب می‌کند که مطلوبیت اش حداکثر شود.

دارائیهای مالی خانوارها از پول، اوراق مشارکت و سهام تشکیل شده است. به پول هیچ سودی تعلق نمی‎گیرد ولی به اوراق مشارکت سودی (بهره ای) با نرخ  تعلق می‎گیرد. به سهام سود تقسیمی‎(در صورت وجود) و عایدی سرمایه تعلق می‎گیرد. میزان دارائیهای مالی خانوارها در پایان دورهt  شامل پول نقد، اوراق مشارکت، سبدی از سهام  که توسط بنگاههای واسطه­ای ام منتشر می­شود. قیمت اسمی‎هر سهم بنگاه jام در دوره t با  نشان می­دهیم. بنابراین، ثروت سهام خانوار iام شامل سبدی از سهام بنگاههای واسطه­ای است، که هر کدام از این سهام دارای سود تقسیمی‎با ارزش اسمی ‎ می­باشد. بنابراین، در شروع هر دوره منابع درآمدی خانوارها شامل خالص اجاره دستمزد، سرمایه و مجموعه­ای از ثروت مالی از دوره قبل (شامل پول، اوراق مشارکت و سهام ) می‎باشد.

برای مدل­سازی دارایی سهام از مطالعات نیستیکو[xxix](2003 و2010) استفاده می­کنیم. دارائیهای (ثروت) سهام خانوار iام  را که از دوره قبل  به همراه داشته( ) را می‎توان به صورت زیر نوشت:

(8)                                                                

 

از آنجایی که ضریب بتا (ریسک سیستماتیک) طبق تعریف حساسیت بازده سهام (تغییرات قیمت سهام) نسبت به بازده بازار (بازده قیمتی یا همان شاخص قیمت سهام) می­باشد فرمول زیر را خواهیم داشت:

(9)                                                                                  

 

همچینی قید بودجه بین دوره­ای خانوارها بر حسب قیمت­های حقیقی را می­توان بصورت زیر بیان کرد:

(10)               

 

که در آن  میزان سرمایه­گذاری،  اوراق مشارکت،  بیانگر نرخ بهره اسمی‎اوراق مشارکت،   مالیات خانوارها (مالیات مستقیم، غیر مستقیم و ارزش افزوده)،  پرداختهای یارانه­ای دولت،  شاخص قیمت سرمایه­گذاری می­باشد و خانوار ثروت خود را بصورت مانده واقعی پول  و اوراق مشارکت  نگهداری می­کنند،  نرخ تورم بر مبنای شاخص کل قیمت مصرف کننده‌،   شوک قیمت سهام می­باشد که در واقع حباب قیمت را تشکیل می­دهد. سایر متغیرها قبلا در متن تعریف شده است و   بیانگر درآمد خانوارها می­باشد که بصورت زیر تعریف می­شود: 

(11)                                 

 

درآمد کل خانوارها از محل دستمزد نیروی کار( )، اجاره سرمایه منهای هزینه مربوط به تغییرات در نرخ بهره­برداری از ظرفیت سرمایه و سودهای تقسیم شده بنگاه­های تولید کننده کالاهای واسطه­­ی  به دست می­آید. در رابطه (11)،  دستمزد اسمی،  نرخ بازدهی حقیقی سرمایه و  شدت استفاده (نرخ بهره برداری) از ظرفیت سرمایه و  هزینه بهره­برداری از سرمایه می­باشد. هزینه بهر­ه­برداری از ظرفیت سرمایه  بیانگر هزینه هر واحد سرمایه فیزیکی است. در حالت تعادل بلندمدت روابط برقرار است.

 

 

  • ·       موجودیسرمایهوسرمایه­گذاری

موجودی سرمایه در مالکیت خانوارها است و به عنوان عامل تولید همگن در فرایند تولید مورد استفاده قرار می­گیرد. خانوارها موجودی سرمایه خود را با نرخ  به بنگاه­های تولیدکننده کالاهای واسطه­ی اجاره می­دهند. خانوارها می­توانند به دو صورت سرمایه را افزایش دهند:

1)      از طریق افزایش سرمایه­گذاری  که منجر به افزایش در موجودی سرمایه می­شود.

2)      تغییر در میزان بهره­برداری از موجودی سرمایه.

فرض می­شود که فرایند انباشت سرمایه از طریق معادله زیر انجام می­شود:

(12)                                            

 

که در آن  نرخ استهلاک سرمایه­گذاری، سرمایه­گذاری ناخالص بخش خصوصی و  تابع هزینه تعدیل سرمایه­گذاری می­باشد که تابعی مثبت از تغییرات در سرمایه­گذاری می­باشد.  در واقع بیانگر منابعی است که برای تبدیل سرمایه­گذاری جدید به موجودی سرمایه از دست می­­رود.

در معادله (12)، بیانگر شوک مربوط به تابع هزینه سرمایه­گذاری است که تغییرات برون زا در کارایی نهایی تبدیل کالای نهایی به سرمایه فیزیکی را بیان می­کند. جوستینیانو و همکاران[xxx](2009) نشان می‌دهند که این تغییرات نه تنها ممکن است ناشی از شوک تکنولوژیکی مربوط به تولید کالاهای سرمایه­گذاری باشد[xxxi]، بلکه ناشی از اختلال بر فرایندی است که براساس آن کالاهای سرمایه­گذاری به موجودی سرمایه­‌ای تبدیل می‌شود. در اینجا فرایند شوک سرمایه­گذاری به صورت زیر تصریح شده است:

 

                                          

در حالت تعادل ایستا که در آن سطح 1= z می­باشد،  و  است، لذا هزینه تعدیل تنها به مشتق دوم بستگی دارد.

با توجه به توضیحات فوق، مسئله خانوارها حداکثر کردن تابع مطلوبیت نسبت به قید بودجه است. در فرایند بهینه یابی، خانوارها میزان مصرف، پول، سرمایه­گذاری در سهام، سپرده­گذاری، عرضه نیروی­کار، موجودی سرمایه، سرمایه­گذاری و میزان بهره­برداری از سرمایه را به گونه­ای انتخاب می­کنند که تابع هدف­شان نسبت به قید بودجه حداکثر شود:

 

 

(13)   

 

 

که در آن  ضریب فراینده مربوط به قید بودجه و  ضریب فراینده مربوط به موجود سرمایه­ای است. شرایط مرتبه اول برای هر دوره   بشرح زیر است:[xxxii]

(14)                                                                         

 

(15)      

 

(16)                                                                                

 

(17)                       

 

(18)                                                           

 

(19)                                                        

 

(20)                                                                         

 

(21)                           

 

  • ·       رفتارپساندازومصرفخانوارها

معادله (14) بیانگر معادله اویلر مصرف می­باشد و از نسبت دو معادله اویلر در زمانهای  t و 1+t  معادله زیر به دست میآید:

(22)                                                                   

با استفاده از معادله(15) برای دوره­های زمانی t و t+1، می­توان به رابطه زیر رسید:

(23)                                                                  

 

از ترکیب معادلات(14) و (15) می­توان به رابطه تعادلی بین زمانی مصرف بصورت زیر رسید:

(24)                                                       

 

معادله(16) تخصیص بهینه مصرف بین دوره­ای خانوارها را نشان می­دهد که خانوارها با توجه به نرخ تنزیل و نرخ سود این تخصیص را انجام می­دهند.

 

  • ·       تقاضایپول

 از ترکیب معادله (19)، (23) و (24) می­توان معادله تقاضای برای پول خانوارها را به دست آورد که به شرح زیر می­باشد:

(25)                                                                     

 

مانده حقیقی پول با مصرف رابطه مثبت و کشش آن برابر  است ولی با نرخ سود(بهره)سپرده­ها رابطه منفی دارد.

 

  • ·       انباشتسرمایهوسرمایهگذاری

 از ترکیب معادلات(20) و (22) می­توان رابطه Qنهایی توبین را نوشت که از نسبت  به دست می­آید و بیانگر ارزش میزان سرمایه­گذاری بر حسب هزینه جایگزینی سرمایه می­باشد. با توجه به تعریف رابطه Qنهایی توبین، معادلات (20) و (22) را پس از انجام عملیات جبری لازم به ترتیب می­توان به صورت زیر نوشت.

(26)           

 

(27)                                      

 

معادله(26) را می­توان به عنوان معادله اویلر سرمایه­گذاری تفسیر کرد که بیانگر مسیر بهینه سرمایه­گذاری است. در خصوص معادله(26) باید گفت که وقتی که هیچ هزینه تعدیل سرمایه­گذاری وجود نداشته باشد، یعنی  .

 

  • ·       تصمیم خانوارها برای عرضه نیروی کار و معادله تعیین دستمزد

گرچه در اقتصاد کینزی جدید به دلایل مختلفی چسبندگی دستمزدها وجود دارد و این دستمزها از طریق اتحادیه­های کارگری تعیین می­شود ولی در این مطالعه فرایند چسبندگی تنها برای قیمت‎ها انجام شده و برای تبیین رفتار عرضه نیروی کار توسط خانوارها از شرایط مرتبه اول یعنی رابطه(25) و (19) استفاده می­شود. یعنی خانوارها نیروی کار خود را در قیمت کاملا رقابتی عرضه می­کنند. لذا رابطه عرضه نیروی کار خانوارها را به صورت زیر بیان می­شود:

(28)                                                             

 

  • ·       پویائیهای قیمت سهام

معادله شماره (28) پویائیهای بازده سهام را نشان می­دهد. با ترکیب معادلات (20) و (14)، پویائیهای بازده سهام ( شامل سود تقسیمی‎و عایدی سرمایه) را می­توان به صورت زیر نوشت:

(29)                                                      

 

یا با استفاده از رابطه (23)، رابطه اخیر را می­توان به صورت زیر نوشت:

(30)                                                

 

و یا بر حسب قیمت­های حقیقی می­توان به صورت زیر بیان کرد:

(31)                                                                

 

که در آن  بیانگر نسبت بازده سهام ام به شاخص قیمت مصرف کننده است.

بر اساس رابطه ‘(29)، بازده هر سهم بنگاه jام با ارزش حال کلیه عایدات آتی آن سهم (شامل سود تقسیمی ‎‎و عایدی سرمایه) برابر است.  

فرض شده است که تقاضا برای سهام در دوره t تحت تاثیر شوک تصادفی می‌گرددکه در واقع حباب قیمت را تشکیل می­دهد که این شوک با متغیرهای بنیادی اقتصادی که قیمت واقعی سهام را تشکیل می­دهد، همبستگی ندارد.

به علاوه، مشابه استدلال مقاله نیستیکو (2005) تعادل باید به گونه­ای باشد که شرایط تسویه  بازار برای تمام ...0،1،2 = t و برای تمام  به شرح زیر برقرار باشد:

 

 

 

 

شرایط فوق رابطه قید بودجه تعادلی به معادله زیر تبدیل می‎کند:

(32)   (10)             

 

البته بیان دیگر موضوع به این صورت است که سود بنگاه برابر است با تولید منهای پرداختی به نیروی کار و سرمایه‎گذاری. به عیارتی دیگر، ارزش افزوده کل در اقتصاد بین نیروی کار،  سرمایه‌گذاری و  سود توزیع می­شود. بنابراین می­توان رابطه زیر را نوشت:

(33)   (11)                                                                                                                       

 

ب- بنگاه­ها

  • o     رفتار بنگاههای تولید­کننده کالای نهایی

بنگاه نمونه مشابه آنچه در آیرلند[xxxiii] (a2004) فرض ­شده است، تولید کننده کالاهای نهائی از واحدهای کالای واسطه   است، که در آن  ، را با قیمت اسمی  خریداری و کالای نهائی  را تولید می­کند.بر طبق معادله زیرکه به تبعیت از دکسیت و استیگلیتز (1997) یک جمعگر است، می­توان نوشت:

 

که در آن   و کالاهای واسطه، متمایز و جانشین ناقص همدیگر بوده و کشش جانشینی ثابت   بین آنها برقرار است.  پس در طی دورهt = 0,1,….  بنگاه نمونه تولید کننده کالاهای نهائی، را برای همه  طوری انتخاب می­کند تا سودش حداکثر شود:

 

 

با توجه به قید(5)، شرط مرتبه اول این تابع تقاضای برای محصول متمایز تولیدی برای بنگاه j بصورت زیر خواهد بود:

 

 

   در آن  کشش قیمتی تقاضا برای کالای واسطهj  را نشان می­دهد. در بازارهای رقابتی، سود بنگاه تولید کننده کالای نهائی صفر است؛ شرط سود صفر  بصورت زیر تعریف می­شود:

برای همه t=0,1,….  

 

  • o     بنگاههای تولید­کننده کالاهای واسطه­ای

اقتصاد از زنجیره­ای از بنگاههای رقابت انحصاری در بخش تولید­کننده کالاهای واسطه ای تشکیل شده است که در دامنه ]1و0[ شاخص­بندی می‌شود. هر کدام از بنگاهها کالاهای متمایزی تولید می­کند. این بنگاهها با به کارگیری نیروی کار و سرمایه و سایر نهاده‎ها به تولید کالاهای واسطه‌ای j می‌پردازند.

این بنگاهها نهاده‌های نیروی کار و سرمایه را به عنوان نهاده در فرآیند تولید استفاده می‌کنند. از آنجایی که به‌دلیل مسلط بودن دولت در اقتصاد، بودجه‌های عمرانی مهمی در بهره‌وری بخش خصوصی دارد لذا لازم است که تشکیل سرمایه دولتی به نوعی در تابع تولید بنگاههای تولید کننده کالاهای واسطه‌ی لحاظ گردد. تابع تولید بنگاههای تولیدکننده کالاهای واسطه‌ای به شکل کاب- داگلاس به شرح زیر تصریح می شود:

 (30)                

   

 که در آن  موجودی سرمایه موثر،  تشکیل سرمایه دولتی[xxxiv]است و فرض می‌شود که برای تمام بنگاها در این بخش مشترک است.  بیانگر بهره‌وری است که برای تمام بنگاهها مشترک است و فرض می شود که از فرایند زیر تبعیت می‌کند.

(31)               

 

بنگاه تولید کننده کالای واسطه­ای j ام به دنبال آن است که هزینه‎هایش را با توجه مقدار معین تولید حداقل می‌کند. لذا تابع هدف بنگاه jام به صورت زیر است:

(32)                                           

                                                                            s.t.

 

 

که در آن  دستمزد اسمی،  نرخ بازدهی سرمایه و  تقاضای کالای j ام است.

اگر شرط مرتبه اول مربوط به مسئله بهینه یابی بنگاهها را بدست آوریم، بنابراین هزینه نهایی بنگاه بر حسب قیمت‌های واقعی را می‌توان به صورت زیر نوشت:

(33)     

 

مسئله دیگری که بنگاه تولید کننده کالای واسطه‌ای با آن مواجه است، تعدیل قیمت­ها است. در این مطالعه برای تعدیل قیمتها از روش کالو[xxxv](1983) استفاده می‌کنیم. یعنی در هر دوره تنها  درصد از آنها قادر خواهند بود تا بطور بهینه قیمت محصول خود را تعدیل کنند، بقیه بنگاه‌ها ( درصد) که نمی‌توانند در دوره جاری قیمت­ها را بصورت بهینه تعیین کنند براساس قیمت­های گذشته با استفاده از فرمول زیر بصورت جزئی قیمت­‎ها را شاخص­بندی می­کنند.[xxxvi]

(34)                                          

 

که در آن   بیانگر نرخ تورم تولیدات بخش i و  پارامتری است که درجه شاخص­بندی قیمت­ها را نشان می‌دهد.

 قیمتی که توسط بنگاه iام در زمان t، تعیین می‌شود تابعی از هزینه­های نهایی مورد انتظار آینده است و برابر است با یک مقدار افزوده[xxxvii] (مارک آپ) بر روی هزینه­های نهایی موزون. اگر قیمت­ها کاملاً‌ انعطاف پذیر باشد( )، مقدار افزوده (مارک آپ) در زمان t برابر است با ( ) که در این صورت  می­باشد که همان شرط رقابت انحصاری در حالت انعطاف پذیری کامل قیمتها است که در آن قیمت برابر است با یک مقدار افزوده(مارک آپ) به علاوه هزینه نهایی اسمی.

ولی وقتی قیمت­ها چسبندگی داشته باشند( )، مقدار افزوده (مارک آپ) در طول زمان وقتی که اقتصاد با تکانه برون‌زا مواجه می­شود، تغییر می‌کند.[xxxviii]

با توجه به اینکه در هر دوره زمانی تنها  درصدی از بنگاه‌ها می­توانند قیمت­هایشان را بصورت بهینه تعدیل کنند و مابقی بنگاه‌ها، قیمت­ها را براساس قیمت دوره‌های قبل شاخص­بندی می­کنند. لذا با استفاده از رابطه (34)، شاخص قیمت کل در زمان t براساس فرمول متوسط وزنی زیر عمل می‌کند.

(35)                             

 

  ج-  دولتوبانکمرکزی

- دولت: مشابه مطالعه برگ و همکاران[xxxix](2010) برای کشورهای در حال توسعه با درآمد پائین و دارای درآمد نفتی و و مطالعه دقیر[xl](2010) برای کشور غنا، قید بودجه دولت به قیمت حقیقی از طریق رابطه زیر بیان می­شود:

(36)                            

 

که در آن  کل مخارج دولت،  نرخ ارز اسمی،  درآمدهای ارزی نفتی،  اوراق مشارکت  درآمدهای مالیاتی،  سایر درآمدها و  واگذاری شرکتهای دولتی،   کسری بودجه دولت است. همان طور که مشخص است دولت  درصد از درآمد نفت را از طریق بودجه خرج می­کند.

 

- سیاست‌گذاری پولی: فرض می‌شود که سیاست‌گذاری پولی به نحوی است که بر اساس آن، سیاست‌گذار نرخ رشد بدهی بانکها به بانک مرکزی (ابزار پولی) را به‌صورت کاملاً صلاحدیدی در جهت رسیدن به دو هدف خود یعنی کاهش انحراف تولید از تولید بالقوه و انحراف تورم از تورم هدف تعیین می‌کند. به‌علاوه، فرض می‌شود که بانک مرکزی هیچ‌گونه هدف‌گذاری صریحی برای تورم که برای عموم اعلام گردد، ندارد. با این حال به دلیل وجود هدف‌گذاری در برنامه‌های توسعه، سیاست‌گذاران همیشه سعی دارند تا یک هدف ضمنی را دنبال نمایند.

تابع عکس‌العمل سیاست‌گذاری پولی (به‌شکل لگاریتم-خطی) به‌صورت زیر خواهد بود:

(37)                     

 

(38)                                                                

 

(39)                              

 

که در آن  نرخ رشد اسمی پایه پولی[xli]، ،  و  به‌ترتیب انحراف نرخ تورم و لگاریتم تولید و نرخ ارز حقیقی از مقادیر وضعیت پایدارشان، ،  و ، ضریب اهمیتی که سیاست‌گذاری به‌ترتیب برای شکاف تورم، تولید ، نرخ ارز و شاخص کل قیمت سهام لحاظ می‌کند.  تکانه سیاست‌گذاری پولی است که خود از یک فرایند تصادفی AR(1)تبعیت می‌کند.

 

د- تعادل بازار

بازار کالای نهایی وقتی در تعادل است که تولید برابر تقاضای خانوارها برای مصرف و سرمایه‌گذاری، مخارج دولت و صادرات منهای واردات باشد:

(40)                             

 

مقدار تولید کل برابر است با تولید غیر نفتی و نفتی به صورت زیر است

(41)                              

 

4- دادههای آماری و کالیبره پارامترها

شوک­های معرفی شده در این تحقیق، بیانگر وضعیت تاثیر شوکهای قیمت نفت و نرخ ارز خواهد بود. شکاف تولید به صورت انحراف لگاریتم تولید حقیقی از تولید بالقوه تعریف می‌شود. تولید بالقوه نیز با استفاده از فیلتر هودریک-پرسکات (HP) محاسبه می‌شود. این موضوع در مورد مصرف خصوصی و دولتی، درآمدهای نفتی، سرمایه‌گذاری کل، .... نیز صادق است. همچنین بر اساس تعریف نرخ رشد در ادبیات مکتب کینزی جدید،‌ نرخ رشد متغیر به صورت نسبت متغیر در دوره t به متغیر در دوره ۱t- تعریف می‌شود و از آنجا که کلیه متغیرها در مدل به صورت انحراف لگاریتم متغیر از مقدار وضعیت پایدار تعریف شده‌اند،‌ نرخ تورم­ها و نرخ رشد پایه پول از استخراج فیلتر HP با 677=λ[xlii] لگاریتم نسبت هر متغیر به مقدار دوره گذشته آن بدست آمده است. قبل از برآورد پارامترها، باید پارامترهایی که نیاز به برآورد ندارند، مشخص شده و مقدار آنان کالیبره شوند. برخی از پارامترها از مقادیر وضعیت پایدار متغیرها استخراج می‌شوند و لذا نیازی به برآورد آنان وجود ندارد. برخی دیگر از پارامترها نیز نسبت متغیرها در وضعیت پایدار مدل است. بر این اساس پارامترهایی که بر اساس داده‌های اقتصاد ایران قابل کالیبره کردن هستند در جدول شماره (1) خلاصه شده‌اند.

 

جدول 1- پارامترهای مقدار­دهی­شده (کالیبره­شده)

پارامتر

مقدار

منبع

 

نرخ ترجیحات زمانی مصرف‌کننده

97/0

یافته تحقیق

 

درجه پایداری عادات

3/0

فخرحسینی(1393)

 

عکس کشش جانشینی بین دوره‌ای مصرف

8/0

کاوند(1388)

 

عکس کشش مانده حقیقی پول

315/1

زنگنه(1388)

 

کشش تابع هزینه تعدیل سرمایه‎گذاری

943/3

رهبر و همکاران(1393)

 

عکس کشش نیروی کار نسبت به  دستمزد واقعی

92/2

طائی(1385)

 

ضریب سرمایه در تولید

42/0

شاهمرادی(1387)

 

عکس کشش تابع هزینه نسبت به هزینه بهره‌برداری

21/0

رهبر و همکاران(1393)

 

درجه شاخص بندی قیمت

511/0

رهبر و همکاران(1393)

 

درصد بنگاه‌هایی که قادر به تعدیل قیمت خود نیستند

20/0

پارسا و همکاران(1394

 

کشش جانشینی بین کالاهای مصرفی و وارداتی در داخل

05/1

پارسا و همکاران(1394)

 

کشش جانشینی بین تولید نفت و غیر نفتی

15/0

منظور و تقی پور(1394)

 

ضریب فرایند خودرگرسیون تکانة سرمایه­گذاری

28/0

منظور و تقی پور(1394)

 

ضریب اهمیت تورم در تابع عکس‌العمل سیاست پولی

548/1-

شاه‌حسینی و همکاران(1392)

 

ضریب اهمیت تولید در تابع عکس‌العمل سیاست پولی

70/1-

شاه‌حسینی و همکاران(1392)

 

ضریب اهمیت شاخص کل قیمت سهام در تابع عکس‌العمل پولی

9/0

بیات و همکاران(1395)

 

ضریب اهمیت نرخ ارز حقیقی در تابع عکس‌العمل سیاست پولی

80/0

منظور و تقی پور(1394)

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

 

  • ·       سنجشاعتبارمدل

برای بررسی و ارزیابی میزان موفقیت مدل ارایه شده، از میزان سازگاری و نزدیکی گشتاروهای تولید شده از کالیبراسیون مدل ساخته با گشتاورهای دنیای واقعی استفاده می­کنیم. به عبارت دیگر، با استفاده از پارامترهای برآورد شده و نسبت­های محاسبه شده می­توان اقدام به شبیه­ سازی سری زمانی متغیرها در مدل کرد که هر چه گشتاورهای این سری­های شبیه سازی شده با گشتاورهای سری­های زمانی متناظر در دنیای واقعی بیشتر به هم نزدیک باشد، نشان از موفقیت مدل ارایه شده در شبیه­سازی دنیای واقعی دارد.

 

جدولشماره 2- مقایسهگشتاورهایحاصلازمدلباگشتاورهایداده­هایدنیایواقعی

متغیرها

نوسانات (انحرافمعیار)

نوساناتنسبی(نسبتانحرافمعیارمتغیر بهانحرافمعیارتولید)

 

مقدار مشاهده شده در داده‎های واقعی

مقدار کالیبره شده در مدل

مقدار مشاهده شده در داده‎های واقعی

مقدار کالیبره شده در مدل

تورم

018/0

025/0

62/0

96/0

مصرف

032/0

021/0

10/1

84/0

سرمایه‎گذاری

044/0

043/0

52/1

65/1

تولید

029/0

026/0

1

1

*نمونه مورد بررسی حاوی داده­های فصلی از سال 1381 تا 1395 است.

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

 برای روندزدایی متغیرها از روش فیلتر هدریک- پرسکات با احتساب 677=λ استفاده شده است. گشتاورهای مورد توجه اغلب عبارتند از انحراف معیار متغیرهای اصلی نظیر، تورم تولید، مصرف و سرمایه‎گذاری است. که معیاری برای نوسانات در یک اقتصاد است. نسبت انحراف معیار متغیرهای مورد توجه به انحراف معیار متغیری همچون تولید که مبنا قرار گرفته است، نوسانات نسبی را بیان می­کند. ضریب همبستگی بین سری­های زمانی برخی از متغیرها هم حرکتی بین متغیرها را نشان می­دهد.  در جدول شماره 3 نتایج حاصل از مقایسه گشتاورهای مربوط به تولید، تورم، مصرف و سرمایه­گذاری که از جمله متغیرهای مهم مدل هستند که نوسانات آنها بیانگر نوسانات و ادواری تجاری یک کشور است، نشان داده شده است که بیانگر موفقیت نسبی مدل در شبیه سازی دنیای واقعی است.

 

5- نتایج حاصل از شبیه سازی

در این قسمت، با استفاده از پارامترهای و همچنین محاسبه برخی پارامترها با استفاده از داده­های اقتصاد ایران، سیستم معادلات لگاریتم - خطی با استفاده از نرم افزار داینر[xliii] شبیه‌سازی شده است که در این خصوص بیشتر بر تحلیل آثار شوک شاخص کل قیمت سهام و شوک پولی بر متغیرهای کلان اقتصادی و ریسک و بازده سهام مورد بررسی قرار می­گیرد. در این قسمت، با استفاده از پارامترهای برآوردی به روش بیزی و همچنین محاسبه برخی پارامترها با استفاده از داده‎های اقتصاد ایران، نتایج حاصل از شبیه­سازی مدل مورد بررسی قرار گرفته که نتایج به شرح زیر گزارش می‎شود:

 

5-1- آثار شوک پایه پولی

در این تحقیق برای شبیه‎سازی تاثیر شوک پایه پولی بر بازده قیمتی سهام شوکی به اندازه انحراف معیار (10%)  شوک پولی  برای واکنش  که نتایج بیانگر آن است که تورم به میزان 10 درصد افزایش یافته و به تبع آن دستمزدها افزایش می‌یابد. با ایجاد شرایط تورمی، بدلیل کاهش نرخ بهره حقیقی، میزان مصرف نیز از طریق معادله اولر افزایش می‌یابد زیرا در فرایند بهینه‎یابی مصرف خانوارها، مطلوبیت نهایی پس‎انداز آنها در برابر مصرف کاهش یافته و مصرف خود را افزایش می‎دهند که در نتیجه آن مصرف خصوصی به میزان 5/4 درصد افزایش می‎یابد. شوک پولی، رشد نرخ ارز اسمی‎را افزایش می‎دهد زیرا بخش از پولی ایجاد شده از طریق تقاضا برای واردات و احتمالا سفته بازی به بازار ارز هدایت شده و از طریق تقاضا برای ارز در این بازار، نرخ ارز را تحت تاثیر قرار می‎دهد. به گونه ای که رشد نرخ ارز اسمی‎را به میزان 5/9 درصد افزایش می‎دهد ولی به دلیل شرایط تورمی‎بوجود آمده، نرخ ارز  حقیقی به میزان 1/0 درصد کاهش می‎یابد ولی مجدداً‌ به تدریج افزایش می‌یابد. سرمایه‌گذاری نسبت به شوک پولی، ابتدا کمتر از 2 واحد درصد افزایش یافته و سپس به تدریج کاهش یافته و باعث کاهش اشتغال می‌گردد. ولی بعد از چهار فصل سرمایه‌گذاری بیش از 25/0 درصد افزایش نشان می‎دهد و نهایتاً‌ موجودی سرمایه نیز متناسب با آن افزایش می‌یابد و تولید را تحت تاثیر قرار می‎دهد. بنابراین، افزایش رشد پایه پولی ظاهر به سرعت به حوزه فعالیتهای تولیدی و سرمایه‎گذاری سوق پیدا نمی‌کند و احتمالاً‌ با تاخیر این عمل اتفاق می‌افتد. در نتیجه کاهش اشتغال و سرمایه‌گذاری، تولید ابتدا کاهش می‌یابد و به میزان 6/0 درصد کاهش می‎یابد ولی در دوره‎های بعدی تولید حدود 1/0 درصد افزایش می‌یابد. در واقع نقدینگی جدید ایجادشده که به شکل سپرده‎های جدیدی در بانکها نگهداری می‎شود بخشی از آن به صورت اعتبارات بانکی به فعالیتهای تولیدی اختصاص داده می‎شود. با توجه به اینکه اعتبارات بانکی به عنوان یک عامل تسهیل کننده برای خرید نهاده می‎باشد، باعث می‎شود ارزش افزوده بخشی از فعالیت‎ها تاثیر قرار گرفته و موجب افزایش تولید می‎گردد ولی بخش زیادی از نقدینگی ایجاد شده بیشتر به سمت فعالیتهای تورم زا سوق داد شده است. لازم به ذکر است که افزایش رشد پایه پولی منجر به افزایش واردات کالاهای مصرفی و کالاهای واسطه ای و سرمایه ای به ترتیب 6/0 درصد و 5 درصد رشد داشته است.

 

 

 

نمودار 1- توابع عکس العمل آنی متغیرهای اقتصادی و مالی  نسبت به شوک پایه پولی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همچنین با بررسی تأثیر این شوک بر بازده قیمتی سهام، از آنجایی که یکی از اجزای مهم ثروت مصرف‎کنندگان، سهام محسوب می‎شود، از اینرو طبق کانال ثروت[xliv] افزایش قیمت سهام که در نتیجه افزایش حجم پول بوجود می‎آید منجربه افزایش مصرف و تولید کل نیز می‎گردد. به عبارتی دیگر با عرضه بیشتر پول، افراد مازاد نیاز خود پول دارند و لذا یکی از بازارهایی که اقدام به سرمایه‎گذاری می‎کنند، بازار سهام می‎باشد. طبق این شوک باافزیش تقاضا در این بازار ابتدا بازده قیمتی (Pi_s) به ازای افزایش قیمت سهام افزایش یافته و سپس خیلی زود در یک دوره سه ماهه یا کوتاه مدت کاهش می‎یابد، از اینرو بر اساس شوک 10 درصدی در عرضه پولی، تغییرات بازده قیمت سهام تا 19 درصد افزایش می‎یابد. از دیدگاه تئوری سرمایه‎گذاری توبین[xlv]نیز می‎توان اینگونه تشریح کرد که شوک پایه پولی منجربه تحت تاثیر قرار دادن ارزشگذاری سهام می‎گردد و لذا افزایش نقدینگی منجربه افزایش تقاضای سهام می‎گردد و لذا قیمت آن در بازار افزایش می‎یابد و برای سهامدران منجربه به بازدهی بیشتری از قیمت سهام می‎گردد.

 

5-2-  آثار شوک سرمایهگذاری خصوصی

در نمودار شماره 2 آثار شوک سرمایه‎گذاری خصوصی به میزان 10 درصد بر روی متغیرهای کلان اقتصاد و مالی گزارش شده است. در نتیجه یک شوک سرمایه‌گذاری خصوصی اولاً‌ مصرف خصوصی در مرحله اول کاهش و در سالهای بعد مصرف خصوصی افزایش می‌یابد. دلیل کاهش اولیه مصرف بخاطر جانشینی بین مصرف و سرمایه‌گذاری است که خانوارها مصرف خود را به دوره‌های بعد انتقال می‎دهند. در دوره‎های بعد به دلیل افزایش تولید کشور در نتیجه سرمایه‌گذاری، مصرف نیز افزایش می‌یابد. لذا ابتدا مصرف خصوصی به میزان 5/17 درصد کاهش ولی از فصل اول شروع به افزایش می‎کند. شوک سرمایه‎گذاری واردات کالاهای مصرفی و سرمایه ای را کاهش می دهد. دلیل کاهش واردات نهاده ای و سرمایه ای آن است که احتمالاً‌ در ابتدا سرمایه‌گذاری کشور به ماشین آلات و نهاده‌های وارداتی نیاز ندارد اما در دوره‎های با اینکه شوک سرمایه‎گذاری خصوصی کاهش می‎یابد، ولی نیاز کشور برای سرمایه‎گذاری به واردات کالاهای سرمایه ای بیشتر می‎گردد. لذا منجربه کاهش واردات کالاهای مصرفی به میزان 5/0 درصد و کاهش واردات کالاهای سرمایه‌ای و نهاده ای به میزان 20 درصد می‌شود. از طرفی، افزایش سرمایه‌گذاری خصوصی بدلیل افزایش حجم موجود سرمایه کل کشور، منجر به افزایش تولید غیرنفتی به میزان 7 درصد می‌شود. به علاوه، افزایش سرمایه‌گذاری، تقاضا برای اشتغال را به میزان 7 درصد افزایش می‌یابد.

همچنین با بررسی تأثیر این شوک بر بازاده قیمتی سهام، از آنجایی که یکی از روشهای مناسب و کارآمد جذب سرمایه‎های بخش خصوصی انتشار و فروش سهام می‎باید، لذا بازار سرمایه مکان مناسبی برای این امر تلقی می‎شود و چون که اغلب متقاضیان و سرمایه‎گذاران در بورس اوراق بهادار از بخش خصوصی می‎باشند، با افزایش عرضه سهام در بورس جهت تامین مالی بخش سرمایه‎گذاری خصوصی، بعد از عرضه سهام (افزایش سرمایه) همانطور که انتظار می‎رود ابتدا بعلت عرضه بیشتر سهام، قیمت آن کاهش می‎یابد و منجربه به کاهش بازدهی قیمت سهام به اندازه 3/0 درصد می‎گردد اما سپس بعد از کاهش اثرات این شوک قیمت سهام افزایش یافته و در دوره بلندمدت به تعادل خود می رسد.

 

 

نمودار 2- توابع عکس العمل آنی متغیرهای اقتصادی و مالی  نسبت به شوک سرمایهگذاری خصوصی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6- نتیجه گیری و پیشنهادات

گروه­های مختلفی از مشارکت‎کنندگان بازار، سرمایه­گذاران و کارشناسان مالی، همچنین سیاست‎گذاران و برنامه‎ریزان اقتصادی خواهان بررسی آثار ناشی از سیاستهای پولی و مالی بر بازارهای سرمایه  از جمله بازدهی قیمت سهام در شرایط مختلف و در برنامه­های سیاست­گذاری نیاز دارند و خواستار چارچوبی هستند که نشان دهند که تغییرات پایه پولی و سرمایه‎گذاری در اقتصاد بر بازده قیمتی سهام چه تأثیری می‎گذارد. از اینرو مقاله حاضر با رویکرد مدل DSGE به بررسی و تحلیل این شوک‎ها بر بازده قیمتی سهام در بازار سرمایه ایران پرداخته که نتایج نشان می‎دهد تغییرات بازده قیمتی سهام بر اثر این شوک‎ها متفاوت از هم بوده، بطوری که می‎توان ادعا نمود که تغییرات این شوکها بر بازدهی سهام شرکت‎ها بطور غیرمستقیم و از طریق سایر متغیرهای مهم اقتصادی قابل تحلیل است. با مقایسه نتایج تحقیق با نتایج مشابه قبلی ملاحظه می­گردد که از لحاظ تاثیر شوک پایه پولی بر بازده سهام؛ با نتایج تحقیق کیم و رسینگو  (2017)، چانگ و آریف  (2016) و نونژاد و همکاران (1391) همسو بوده و همچنین از لحاظ تاثیر شوک سرمایه‎گذاری خصوصی بر بازده سهام با نتایج تحقیق پراهیش و ویدیا (2017) و کوچ و ویو (2012) همسو بوده است. از اینرو مبتنی بر نتایج بدست آمده در تحقیق حاضر موارد زیر بعنوان پیشنهادات مهم ارائه می‎گردد:

ü     به سرمایه­گذاران فعال در بورس اوراق بهادار پیشنهاد می­شود که به تأثیرات پایه پولی و سرمایه‎گذاری خصوصی بر قیمت سهام واقف باشند و لذا نوسانات یکباره بازده قیمتی را فقط ملاک ارزیابی سودآوری و انتخاب سهام جدید قرار ندهند.

ü     به سرمایه­گذران پیشنهاد می‎گردد که جهت سرمایه‎گذاری در بازار سهام به دلیل متفاوت بودن تأثیر این شوکها بر بازده قیمتی سهام، در پرتفوی‎های خود به نوع صنعت توجه نمایند.

ü     به مدیران سازمان بورس پیشنهاد می‎گردد جهت توسعه بازار سرمایه ایران از طریق سرمایه‎گذاری خصوصی، موانع و محدودیت‎های موجود در عرضه و معاملات سهام شرکتها را تا حد امکان رفع کنند، تا عرضه سهام شرکتها در بورس آسانتر، منظمتر و کارآمدتر صورت پذیرد.

ü     به مدیران سازمان بورس پیشنهاد می‎گردد که زمانی نقدینگی از طریق شوک پایه پولی در اقتصاد افزایش یافته، نظارت بیشتری بر بازار سهام داشته باشند که قیمت‎ها حبابی نگردد.

ü     به سیاستگذاران پیشنهاد می‎گردد هنگام اجرای سیاست‎هـای پولی و مالی در سطح کلان اقتصادی به زیان احتمالی وارده از طریق این سیاستها به سرمایه‎گذاران توجه نمایند.

ü     به مدیران سازمان بورس پیشنهاد می‎گردد با لحاظ کردن نتایج و مدل‎سازی این تحقیق، مانند سایر سازمان‎های اقتصادی، مالی و پولی به دنبال طراحی مدلی DSGE برای سازمان بورس باشند تا بتوانند آثار شوک‎های اقتصادی ایجاده شده بر بازار سهام را پیش‎بینی و تحلیل نمایند.

 

 

 

 

 

 

 

 



1- دانشجوی دکتری مدیریت مالی، واحد علی‌آبادکتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آبادکتول، ایران  meysamkaviani@gmail.com

2- دانشیار گروه مدیریت مالی، واحد علی‌آباد کتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آباد کتول، ایران. (نویسنده مسئول) dr.parvizsaeedi@yahoo.com

3- استادیار گروه مهندسی مالی، واحد علی‌آباد کتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آباد کتول، ایران.   h.didehkhani@gmail.com

4- استادیار گروه حسابداری، واحد تنکابن، دانشگاه آزاد اسلامی، تنکابن، ایران.   f_fkm21@yahoo.com



[i] Fama and french

[ii] Generalized AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity

[iii] Barberis

[iv] Fama; Rangvid; Chen et al.; Campbell and Shiller

[v] Campbell and Diebold

[vi] Research and Development

[vii] Madsen and Davis

[viii] investment-specific technological

[ix] Greenwood et al

[x] Prabheesh & Vidya

[xi] Kim& Rescigno

[xii] Real balance effect

[xiii] Dynamic Stochastic General Equilibrium

[xiv] Kydland & Prescott

[xv] Tovar

[xvi] Ma & et al

[xvii] Gonzalez & et al

[xviii] Chung & Chuwonganant

[xix] Kim, S. T., & Rescigno

[xx] Prabheesh & Vidya

[xxi] McMillan

[xxii] Paetz & Gupta

[xxiii] Chung & Ariff

[xxiv] Mullineux

[xxv] Gupta  & Modise

[xxvi] Couch & Wu

[xxvii]  کشش جانشینی بین دوره ای مصرف در واقع کشش نرخ رشد مصرف نسبت به رشد مطلوبیت نهایی مصرف را نشان می­دهد که معادل است با درصد تغییر در رشد مصرف نسبت به افزایش درصدی در نرخ بهره واقعی. یعنی 

[xxviii]  Castelnuovo and Vistico (2010)

[xxix] Nistico (2003, 2010)

[xxx] - Justiniano and et.el (2009).

[xxxi] Gieen wood and et al (1997, 1988)

[xxxii]  در شرایط مرتبه اول اندیسهای i حذف شده است. یعنی شرایط مرتبه اول در بین تمام خانوارها در اقتصاد یکسان است(تعادل متقارن).

[xxxiii] Ierland

[xxxiv] تشکیل سرمایه دولتی به عنوان مکمل نهاده‌های بخش خصوصی است به این معنا که افزایش در  باعث افزایش در بهره‌وری نهایی نیروی کار و سرمایه بخش خصوصی می‌شود.

[xxxv] Calvo (1983)

[xxxvi]  برخی  از مطالعات مثلاً (2007) Adolfsonet al برای شاخص بندی از توسط تورم دوره قبل و تورم مورد انتظار دوره بعدی استفاده کرده‌اند.

[xxxvii] mark-up

[xxxviii] یک شوک مثبت طرف تقاضا مارک آپ را پایین آورده و اشتغال، سرمایه‌گذاری و محصول را تحریک می‌کند.

[xxxix] Berg et al.

[xl] Dagher et al. (2010)

[xli]البته این ابزار ممکن است نرخ رشد نقدینگی نیز باشد که در مرحله کالیبره کردن و برآورد پارامترها آزمون خواهد شد.

[xlii] - بنابراین با 677  فرض می‌کنیم که طول هر چرخه معادل 32 فصل یا 4 سال می‌باشد.

[xliii] Dynare

[xliv] Wealth Channel

[xlv] Tobin Q theory of investment

فهرست منابع                            

1)     بیات، مرضیه؛ افشاری، زهرا؛ توکلیان، حسین. (1395). سیاست پولی و شاخص کل قیمت سهام در چارچوب یک مدل DSGE. فصلنامه پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، 24(78): 171- 206.

2)     تقی‌پور، انوشیروان و منظور، داود (1394). تنظیم یک مدل تعادل عمومی‎پویای تصادفی (DSGE) برای اقتصاد باز کوچک صادرکننده‌ی نفت: مورد مطالعه‌ی ایران، فصلنامه‌ی پژوهش‌ها و سیاست‪های اقتصادی.

3)     رهبر، فرهاد و  احسان سلیمی. (1394). نقش انضباط مالی دولت و صندوق توسعه ملی در کاهش بیماری هلندی در اقتصاد ایران، فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادیِ کاربردی ایران. سال چهارم، شماره‎ی 4، صص 243 – 219.

4)     زنگنه، محمد (1388)، ادوار تجاری در قالب یک الگو DSGE کینزی جدید با وجود نقصان در بازارهای مالی، رساله دکتری، تهران، دانشگاه تهران، دانشکده اقتصاد.

5)     شاه‎حسینی، سمیه و جاوید بهرامی.  (1391). طراحی یک مدل تعادل عمومی‎پویای تصادفی کینزی جدید برای اقتصاد ایران با در نظر گرفتن بخش بانکی. فصلنامه پژوهش‎های اقتصادی ایران. سال هفدهم، شماره‎ی 53، صص 83 – 55.

6)      شاهمرادی، اصغر.  (1387) . بررسی اثرات تغییر قیمتهای انرژی بر روی سطح قیمت، تولید و رفاه در اقتصاد ایران. وزارت امور اقتصادی و دارایی.

7)     طائی، حسن(1385)، تابع عرضه نیروی کار: تحلیلی بر پایه داده­های خرد، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره 29، صص 93-112.

8)     فخرحسینی، سیدفخرالدین. (1393). ادوار تجاری حقیقی تحت ترجیحات مصرفی و فراغت در اقتصاد ایران: رهیافت تعادل عمومی‎پویای تصادفی، مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، دوره 3، شماره 11، پاییز 1393، صفحه 81-106.

9)     کاوند، حسین(1388)، تبیین آثار درآمدهای نفتی و سیاست­های پولی در قالب یک الگوی ادوار تجاری واقعی برای اقتصاد ایران، رساله دکتری، تهران، دانشگاه تهران، دانشکده اقتصاد.

10) نونژاد، مسعود؛ زمانی کردشولی، بهزاد؛ حسین زاده یوسف آباد، سید مجتبی .(1391). اثر سیاست‎های پولی بر شاخص قیمت سهام در ایران، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 6، شماره 20، پاییز ، صص 38-9.

11)   Chung, K. H., & Chuwonganant, C. (2017). Market volatility and stock returns: the role of liquidity providers. Journal of Financial Markets.

12)   Chung, T. F., & Ariff, M. (2016). A test of the linkage among money supply, liquidity and share prices in Asia. Japan and the World Economy, 39, 48-61.

13)   Couch, R., & Wu, W. (2012). Private investment and public equity returns. Journal of Economics and Business, 64(2), 160-184.

14)   Fama, E.F., 1981. Stock returns, real activity, inflation and money. Am. Econ. Rev. 71, 530–562.

15)   González, M., Nave, J., & Rubio, G. (2018). Macroeconomic determinants of stock market betas. Journal of Empirical Finance, 45, 26-44.

16)   Greenwood, J., Hercowitz, Z., Krusell, P., 1997. Long-run implications of investmentspecific technological change. Am. Econ. Rev. 87, 342–362.

17)   Gupta, R., & Modise, M. P. (2013). Macroeconomic variables and South African stock return predictability. Economic Modelling, 30, 612-622.

18)   Kim, S. T., & Rescigno, L. (2017). Monetary policy shocks and distressed firms’ stock returns: Evidence from the publicly traded US firms. Economics Letters, 160, 91-94.

19)   Ma, R., Anderson, H., & Marshall, B. (2017). Market Volatility, Liquidity Shocks, and Stock Returns: Worldwide Evidence.

20)   Madsen, J.B., Davis, P.E., 2006. Equity prices, productivity growth and the new economy. Econ. J. 116, 791–811.

21)   Milani, F. (2017). Learning about the interdependence between the macroeconomy and the stock market. International Review of Economics & Finance, 49, 223-242.‏

22)   Mullineux, A., Bissoondeeal, R., Karoglou, M., Hagstromer, B., & Binner, J. (2014). Stock Market Volatility, Risk Attitude and the Demand for Money in the UK.

23)   Prabheesh, K. P., & Vidya, C. T. (2017). Do business cycles, investment-specific technology shocks matter for stock returns?. Economic Modelling.

24)   Rangvid, J., 2006. Output and expected returns. J. Financ. Econ. 81, 595–624.

25)   Tovar, Camilo (2009). "DSGE Models and Central Banks". Economics 3 (2009-16): 1. doi:10.5018/economics-ejournal.ja.2009-16.

 

 

یادداشت‌ها