چگونگی اثرگذاری متغیرهای اقتصادی بر بازدهی شرکت‌های بورسی در شرایط رونق و رکود بازار سرمایه ایران

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار گروه مدیریت بازرگانی،دانشکده مدیریت و حسابداری،واحدیادگارامام خمینی(ره) شهر ری،دانشگاه آزاد، تهران،ایران.

2 2-کارشناس ارشدمدیریت مالی،دانشکده مدیریت و حسابداری، واحد یادگارامام خمینی(ره) شهر ری،دانشگاه آزاد، تهران،ایران.

چکیده

پژوهش حاضر به بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازدهی شرکت­های بورسی در شرایط رکود و رونق بازار سرمایه پرداخته است. جامعه آماری، کلیه شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های 1371 الی 1396 بوده­اند. 110 شرکت بورسیبه روش حذف سیستماتیکبه عنوان نمونه آماری انتخاب شدند. فرضیه­های پژوهش با استفاده از مدل مارکوف­سویپچینگ در چارچوب نرم­افزار OxMetrics6 آزمون شده­اند. یافته‌ها نشان داد بین شاخص قیمت مصرف­کننده و شاخص کل قیمت بورس رابطه مثبت­ و معناداری وجود دارد .همچنین تأثیر متغیر تورم در دوران رکود بیشتر از دوران رونق می‌باشد. بعلاوه بین نرخ ارز، قیمت نفت و تولید ناخالص داخلی با شاخص کل قیمت بورس در دوران رکود رابطه مثبت ­و معناداری وجود دارد. اما در شرایط رونق بازار سرمایه رابطه معناداری یافت نشد. این در حالی است که بین نرخ سود بلندمدتبانکی و شاخص کل قیمت بورس در دوران رونق رابطه مثبت­ومعناداری وجود دارد ولی این رابطه در شرایط رکود تایید نشده است

کلیدواژه‌ها


چگونگی اثرگذاری متغیرهای اقتصادی بر بازدهی شرکت‌های بورسی

 در شرایط رونق و رکود بازار سرمایه ایران

 

 

عبدالمجید دهقان

تاریخ دریافت: 12/04/1398            تاریخ پذیرش: 17/06/1398

[1]

منیره کامیابی[2]

 

 

چکیده

پژوهش حاضر به بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازدهی شرکت­های بورسی در شرایط رکود و رونق بازار سرمایه پرداخته است. جامعه آماری، کلیه شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های 1371 الی 1396 بوده­اند. 110 شرکت بورسیبه روش حذف سیستماتیکبه عنوان نمونه آماری انتخاب شدند. فرضیه­های پژوهش با استفاده از مدل مارکوف­سویپچینگ در چارچوب نرم­افزار OxMetrics6 آزمون شده­اند. یافته‌ها نشان داد بین شاخص قیمت مصرف­کننده و شاخص کل قیمت بورس رابطه مثبت­ و معناداری وجود دارد .همچنین تأثیر متغیر تورم در دوران رکود بیشتر از دوران رونق می‌باشد. بعلاوه بین نرخ ارز، قیمت نفت و تولید ناخالص داخلی با شاخص کل قیمت بورس در دوران رکود رابطه مثبت ­و معناداری وجود دارد. اما در شرایط رونق بازار سرمایه رابطه معناداری یافت نشد. این در حالی است که بین نرخ سود بلندمدتبانکی و شاخص کل قیمت بورس در دوران رونق رابطه مثبت­ومعناداری وجود دارد ولی این رابطه در شرایط رکود تایید نشده است.

واژه‌های کلیدی:متغیرهای کلان اقتصادی، شاخص کل قیمت بورس، رکود و رونق بازار سرمایه.

طبقه بندی JEL:C58، E44

 

1- مقدمه

سهام یکی از اجزای سبد دارایی مالی سرمایه‌گذاران می‌باشد. ازاین‌رو، شناخت عوامل تأثیرگذار بر ارزش این دارایی، موردتوجهسرمایه‌گذاران است. تغییرات قیمت سهام در بورس، تنها ناشی از عوامل درونی شرکت‌ها مانند سود تقسیمی، سود خالص و جریانات نقدی شرکت منتشرکننده سهام و غیره نیست بلکه عوامل غیر درونی مانند متغیرهای کلان اقتصادی نیز تأثیر متقابل توجهی بر تغییرات قیمت سهامدارند. بامطرح‌شدن بکارگیری بخش خصوصی در فعالیت‌های اقتصادی و مشارکت هرچه بیشتر این بخش، بحث تجدید حیات بورس مطرح گردید. هدف دولت از اجرای سیاست خصوصی‌سازی جذب سرمایه وجلب سرمایه‌گذاران در فعالیت‌های مولد و اقتصادی بود تا بدین‌وسیله بتواندمقدمات رشد اقتصادی را فراهم نماید. بورس اوراق بهادار ایران نیز در راستای سیاست‌های کلان اقتصادی دولت، پس از پایان جنگ و برای جلب مشارکت مردم در سرمایه‌گذاری و سوق دادن سرمایه‌های راکد و غیر مولد به‌سوی فعالیت‌های مولد اقتصادی و تأمین نیازهای مالی بنگاه‌های تولیدی و به‌تبع آن تأمین کالاهای موردنیاز جامعه، فعالیت دوباره­ی خود را به شکل گسترده­تری از سال 1369 آغاز کرد. از آن سال تاکنون به دلیل شرایط اقتصادی پس از جنگ و تأثیر تغییرات حاصل از متغیرهای کلان اقتصادی ازجمله نرخ تورم و نرخ ارز بر شاخص بازار سهام، این بازار شاهد نوسانات زیادی بوده است.در مطالعه­ی رفتار عوامل مؤثر بر بازار ویا اقتصاد بازار، جستجوی متغیر یا متغیرهایی که بتواند ارتباط بخش مالی اقتصاد را با بخش حقیقی اقتصاد توضیح دهد، از اهمیت بسیاری برخوردار است. بازارهای پول و سرمایه به‌عنوان ارکان بخش مالی، وظیفه­ی تأمین منابع را برای بخش حقیقی اقتصاد بر عهده‌دارند. کارایی بخش مالی موجب تخصیص بهینه منابع کمیاب به فعالیت­های اقتصادی می­شود. تخصیص بهینه منابع به‌نوبه‌ی خود بهینگی پس‌انداز و سرمایه­گذاری و به‌تبع رشد اقتصاد ملی، در حدودی نزدیک به ظرفیت‌های بالقوه اقتصاد را در پی دارد. ثبات اقتصادی از جملهمهم‌ترینعامل اثرگذاربرسرمایه‌گذاریدرهرکشوریمی‌باشد. ازجملهمسائلیکه بربازارهایسرمایهدردنیاو همچنینبررویمیزانسرمایه‌گذاریدراینبازارهانقشدارندمتغیرهایکلاناقتصادیمی‌باشند کهنوساناتآنرویبازدهیسهاماثر می­گذارد.

طی سال­های اخیر نیز پژوهشگران و تحلیل­گران اقتصادی و مالی سعی داشته­اند تا انواع مختلف عوامل تأثیرگذار بر بازدهی سهام شرکت­ها و شاخص­های بورس را شناسایی کنند. در مطالعاتبسیاری نیز رابطهمیان شاخصقیمت سهامومتغیرهای کلاناقتصادیمورد توجه قرارگرفته و در بسیاری از این مطالعات تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی مانند قیمت نفت خام، GDP[i]، حجم پول و نرخ ارزبر بازدهی سهام مورد تأیید قرارگرفته است. از سوی دیگر، طبق تئوری­های اقتصادی قیمت و بازده سهام باید منعکس­کننده انتظارات مربوط به عملکرد شرکت باشد، چرا که سود شرکت­ها باید سطح فعالیت­های اقتصادی را منعکس کند. اگر این تئوری که قیمت سهام همه عوامل اقتصادی بنیادی (عوامل کلان اقتصادی و مالی) را منعکس می­کنددرست باشد، بنابراین شاخص­های سهام باید با فعالیت­های اقتصادی در ارتباط باشد (عالم، 2013: 22). بررسیومطالعاتمختلف نیزنشانازتأثیرمتغیرهایکلاناقتصادیبرشاخصبازدهبورسدارندکهدراینزمینهمقالاتمتعددیبهبررسیاینرابطه،بااستفادهازمدل‌هایسریزمانیپرداخته­اند.

نکته دیگری که می‌توان به آن اشاره کرد آن است که تاثیر متغیرهای کلان اقتصادی در شرایط رکود و رونق بازار سرمایه بر بازده سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران ممکن است متقاوت باشد؛ به عنوان مثال تاثیر تورم در شرایطی که بازار سرمایه با رکود مواجه است، می‌تواند متفاوت از شرایطی که بازار سرمایه با رونق مواجه است باشد. در نتیجه ما در اینجا باید به دنبال مدلی هستیم که تاثیر متغیر های کلان اقتصادی را در شرایط رکود و رونق بازار سرمایه نشان دهد، در نتیجه این پژوهش تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازدهی سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در شرایط رکود و رونق بازار سرمایه با استفاده از مدل مارکوف سویچینگ[ii] موردبررسی قرار خواهد داد تا شواهد بیشتری در این زمینه به دست آید.

 

2- اهمیت و ضرورت تحقیق

از دیدگاه نظریه‌های کلان اقتصادی انباشت سرمایه فیزیکی شرط لازم اما نه کافی برای توسعه اقتصاد ملی است، میزان پیشرفت اقتصادی جامعه با میزان سرمایه گذاری همسو ومتناسب می‌باشد (پدرام و همکاران،1393). از این رومی‌توان گفت انباشت سرمایه به عنوان یکی از عوامل انگیزه توسعه ورشد اقتصادی در سیاستگذاری‌های کلان اقتصادی از اهمیت فوق العاده برخورداراست. برای انباشت سرمایه الزاما باید منابع، راهها وابزارهای آن را شناخت. موضوع راههای تامین مالی برای انباشت سرمایه تا حدود زیاد به ترتیبات وساختار نهادهای مالی در اقتصاد کشور باز می‌گرددازاینرواهمیت بازارهای مالی شامل بازارهای پول، سرمایه، بیمه ونیز نهادهای مالی فعال با کارکردهای مختلف به دلیل نقش اساسی در گردآوری منابع پس‌انداز کوچک وبزرگ موجود در اقتصاد ملی و هدایت آنها به سوی مصارف مولداقتصادی است (کوبو و کیروس،[iii] 2008). بازار سرمایه از طریق اثرگذاری بر فرآیندهای تامین مالی و سرمایه گذاری در کلیه بخش‌های صنعتی، کشاورزی و خدماتی روی بازدهی این بخش‌ها و در نهایت بازدهی کل اقتصاد اثر می‌گذارد. اگر بازار سرمایه بد عمل کند، ممکن است کلیه بخش‌ها ازآن تاثیر پذیرفته و در روند حرکت انها اخلال ایجاد می‌شود. بازارهای متشکل سرمایه می‌توانند با فراهم اوردن امکانات معاملات اوراق بهادار میان مدت و بلند مدت شرکت‌ها، نهادها و موسسات اقتصادی از یک طرف تسهیلات و منابع ضروری را در اختیار متقاضیان آنها قرار داده و از طرف دیگر بازدهی مناسبی را برای ارائه دهندگان این منابع فراهم می‌نمایند (بریاجی، 1394). بنابرین بورس می‌تواند به عنوان یکی از اهرم‌های قوی در اقتصاد کشور محسوب شده و در جهت تسریع روند توسعه صنعتی، بخصوص در کشورهای رو به رشد عمل می‌نمایند‌. بنابراین شناخت ضعف وقدرت و موقعیت ونقش میزان تاثیر بازار سرمایه بر رشد وتوسعه اقتصادی وهمچنین تاثیر‌پذیری آن از شاخص‌های کلان اقتصاد نقش راهبردی در تدوین قوانین جامعه ایفا می‌کند.

 

3. مبانی نظری و پیشینه پژوهش

بازار سرمایه نقش مهمی در اقتصاد ایفا می‌کند زیرا منابع داخلی را تحریک نموده و به‌سوی سرمایه‌گذاری مولد[iv] روانهمی‌سازد؛ اما برای انجام چنین نقشی باید رابطه معناداری با فعالیت اقتصادی داشته باشد. بازار سرمایه عنصر مهمی در سیستم اقتصادی مدرن بازار‌مدار ایفا می‌کند زیرا آن‌ها کانال جریانی بازارهای سرمایه کارا به‌عنوان عناصر مهم برای رشد اقتصادی می‌باشند. بعد از جهانی‌سازی اقتصادی بازارهای سرمایه بین‌المللی در حال تلفیق‌شدن هستند و چنین تلفیقی برای رشد اقتصادی مثبت بوده و ریسک نزولی اثر گسترش بحران مالی می‌باشد به‌خصوص زمانی که منشأ آن بازارهای بزرگ‌تر است.فرآیند معامله سهام و عملکرد بازار سرمایه[v] قوانین اقتصاد کلان را تحت تأثیر قرار می‌دهند. قانون‌گذار باید فرآیند معامله سهام و عملکرد بازار سهام را برای طراحی قوانین صحیح در نظر گیرد. علاوه براین ادبیات اقتصادی نشان می‌دهد که قیمت سهام انتظار در مورد عملکرد آتی شرکت، سود شرکت و سطح فعالیت‌های اقتصادی را نشان می‌دهد. اگر قیمت سهام این اصول بنیادین را نشان دهند قیمت سهام به‌عنوان شاخص مهم فعالیت‌های اقتصادی آتی به کار می‌رود؛ بنابراین تعامل پویا و رابطه میان قیمت سهام و متغیرهای اقتصادی برای طراحی قوانین اقتصادی کلان مهم هستند. برای تأثیر متغیرهای اقتصاد کلان همچون تغییرات قوانین پولی و مالی بر قیمت سهام، فرضیه بازار کارا نشان می‌دهد که رقابت میان سرمایه‌گذاران در بازار کاملاً رقابتی نشان می‌دهد که همه اطلاعات بر اساس سرمایه‌گذار هستند. در بازارهای کارا سرمایه‌گذار قادر به دست آوردن سود فوق‌العاده از طریق پیش‌بینی نوسان بازار سهام آتی نیست؛ بنابراین به نظر می‌رسد که اگر فرضیه بازار کارا در نظر گرفته شود، هیچ صنعت واسطه‌گری سهام وجود نخواهد داشت (چانگ و کیم،2002: 29). فرضیه حاصل از بازار کارا توسط فاما[vi]، نلسون و (شورت[vii]، 1978) و (جف[viii]،1976) نشان دادند که متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام تأثیر می‌گذارند؛ بنابراین این پژوهش‌ها فرضیه بازار کارا را موردبحث قرار داده و نشان دادند که متغیرهای اقتصاد کلان مهم به پیش‌بینی سری زمانی بازده سهام کمک می‌کنند. راس[ix] (1976) سعی در بررسی تأثیر نیروهای اقتصاد کلان درچارچوب نظری بر اساس نظریه قیمت آربیتراژAPT داشته است. مدل APT برای بررسی وابستگی صرف ریسک با چندین متغیر اقتصاد کلان تأثیرگذار بر بازده دارایی در نظر گرفته‌شدهاست. طبق چن و رول و (راس[x]، 1989) عوامل اقتصادی نرخ تنزل و توانایی شرکت برای ایجاد جریان نقدی آتی، پرداخت سود سهام و غیره را تحت تأثیر قرار می‌دهد.

در اغلب مطالعات خارجی بررسی رابطه بین متغیرهای اقتصاد کلان و بازدهی بازار سهام مورد توجه قرار گرفته شده است. برای مثال ویلیام برون و همکاران (2015)، در تحقیقی به‌عنوان رابطه بینعملکرد بازده سهام و نرخ تورم پرداختند. نتایج تحقیق آن‌ها نشان داد که ارزش سهام به‌شدت تحت تأثیر تورم قرار دارد. همچنین در این تحقیق آن‌ها نشان دادند که سهام با رشد پایین نسبت به سهام‌هایی با رشد بالا از تورم تأثیر بیشتری می‌پذیرند. در مقاله دیگری کومار[xi] و همکاران (2015)،رابطه بین عملکرد بازده سهام و نرخ تورم را آزمون کردند و دریافتند که در کوتاه‌مدت بین تورم و بازده سهام رابطه وجود دارد اما در بلندمدت این امر صادقنیست.پرادهان[xii] و همکاران (2015)، در تحقیقی به بررسی ارتباط بین رشد اقتصادی، قیمت نفت، عمق در بازار سهامو سه شاخص‌ اقتصاد کلان کلیدی دیگر: نرخ ارز مؤثر واقعی، نرخ تورمو نرخ بهره واقعیپرداختند و نتایج نشان دادرابطه بلندمدت قوی بین رشد اقتصادی، قیمت نفت، عمق بازار سهام، نرخ ارز مؤثر واقعی، نرخ تورمو نرخ بهره واقعیوجود دارد. در مطالعه­ای احمد بیوک سالواسی[xiii] (2010)، به بررسی اثر عوامل اقتصاد کلان در بازار سهام ترکیه پرداخت. وی اثر نرخ ارز، نرخ بهره، نرخ تورم و قیمت طلا بر شاخص قیمت سهام را برای دوره زمانی ژانویه 2002 تا مارس 2010 با تئوری قیمت‌گذاری آربیتراژ مورد بررسی قرار داد. در این پژوهش به‌منظور محاسبه رابطه بین عوامل اقتصادی و قیمت سهام مدل رگرسیون چندعاملی استفاده‌شده است. نتایج به‌دست‌آمده از این مطالعه نشان می‌دهد که نرخ ارز و نرخ بهره اثر منفی بر شاخص قیمت سهام می‌گذارند درحالی‌که نرخ تورم و قیمت طلا هیچ تأثیری بر شاخص قیمت سهام ندارند.

رابرتو گی[xiv] (2008)، در مقاله­ای به بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده بازار سهام چهار اقتصاد نوظهور برزیل، روسیه، هند وچین با استفاده از مدل ARIMA می­پردازد.متغیرهای کلان اقتصادی شامل نرخ ارز و قیمت نفت در کشورهای برزیل، روسیه، هند و چین می­باشد. نتیجه حاصل از این تحقیق نشان داد که رابطه­ضعیف میان این متغیرها و شاخص قیمت سهام در این چهار کشور وجود دارد. در تحقیقی دیگر برهمسون[xv]و همکاران (2007)، به بررسی رابطه‏ی بین بازده بازار سهام و متغیر‏های کلان اقتصادی (تولیدات صنعتی، عرضه‏ی پول، شاخص قیمت مصرف‏کننده، نرخ بهره، نرخ معاوضه و قیمت نفت) در بازار سهام تایلند پرداخته است. دوره‏ی مورد بررسی تحقیق سال‏های 2003‏-‏1992 می‏باشد. آن‏ها در این پژوهش به‌منظور تجزیه‌ و تحلیل داده‏ها از آزمون هم‌جمعی و علیت گرنجر استفاده نموده‏اند. نتایج پژوهش حاکی از وجود رابطه‏ی معنی‏دار بین متغیر‏های کلان اقتصادی و بازده بازار سهام می‏باشد. از طرف دیگر نتایج آزمون علیت گرنجر حاکی از آن است که عرضه‏ی پول تنها متغیر تأثیرگذار مثبت بر بازده سهام است.

در ایران نیز در این خصوص مطالعاتی انجام شده است. کاویانی و همکاران (1397) در پژوهشی با شبیه‎سازیتأثیرشوک‎هایپایهپولیوسرمایه‎گذاریبربازدهقیمتیسهامشرکت‎هاازطریقمدلتعادلعمومیتصادفیپویا (DSGE) وبالحاظکردنبرخیازواقعیاتمشاهدهشدهدراقتصادایرانوسپسبعدازبهینه‎یابیوبهدستآوردنشرایطمرتبهاولکارگزاران،بااستفادهازروشاهلیگ،شکلخطی- لگاریتمی‎معادلاتحاصلنتیجه گرفتندکهشوکپایهپولیابتدابربازدهقیمتیسهامشرکت‌هاتاثیرمثبتداردوسپسدردوره‎هایبعدیباکاهشاینشوکبهحالتتعادلیوپایدارخودبرمی‎گردد. همچنینشوکسرمایه‎گذاریبهعلتعرضهبیشترسهامشرکت‌هادربازارسرمایهابتدابازدهقیمتیسهامراکاهشمی‎دهدزیراسهامبیشتریدربازارعرضهمی‎گردد،امادردوره‎هایبعدیقیمتسهامبعلتسودآوریموردانتظاراینسرمایه‎گذاری‎هاافرایشیافتهومتعاقباًبازدهقیمتیافزایشمی‎یابد. نهایتاًاینکهبامقایسهگشتاورهایمتغیرهایحاضردرمدلمقالهحاضروگشتاورهایداده‎هایواقعیدراقتصادایرانبیانگرموفقیتنسبیمدلدرواقعیاتاقتصادایراندارد. اماموردی و همکاران (1396) با مطالعه اثرساختارسرمایهشرکت‌هایموردبررسیبرسودآوریشرکت‌هابادرنظرگرفتناثراتنامتقارننسبتبدهیبرشاخصسودآوریشرکت‌هانتیجه گرفتند که نسبتبدهیبالااثرمنفیبرسودآوریشرکت‌هاداردونسبتبدهیپاییندرمقایسهباسایررژیمهاتاثیرمثبتونسبتاٌبیشتریداشتهاستودرمحدودهبیندوآستانهنسبتاهرمیبرسودآوریشرکتهابیتاثیربودهاست.زمانیان و همکاران (1396) با ارائه رهیافت مدلاحتمالمبادلهآگاهانهدربررسیاثرعدم‌تقارناطلاعاتبربازدهسهاموحجممعاملاتدرشرکت‌هایمنتخببورساوراقبهادارتهران، عنوان کرد که یکیازاینموارداثرگذاری،بربازدهسهاموحجممعاملاتدرشرکت‌هایبورساوراقبهاداراستکهمیزاناثرگذاریآننیازبهبررسیدارد. دراینراستانتایجبهدستآمدهازمطالعهنشاندادکهعدمتقارناطلاعاتدرکلبربازدهسهاماثرمثبتداردکهدرنتیجهآنبرتلاطمبازدهسهامنیزاثرگذاراست. ازطرفیاحتمالوقوعخبرخوبوجدید (کهازمعیارهایاندازه‌گیریPINهستند) برنرخرشدحجممعاملاتاثرگذاراست؛کهدرنتیجهآنعدمتقارناطلاعاتبرحجممعاملاتاثریمثبتداشتهاست. درنهایتاینکهتلاطمحجممعاملاتبرعدمتقارناطلاعاتاثریمنفیدارد. پدرام و همکاران (1393)، به بررسیاثراتنامتقارنتورمبر شاخصقیمتسهامدرایران پرداخت. برایاینمنظوراثرشوک‌هایتورمبرشاخصکل قیمتسهامموردبررسیقرارگرفتهاست. داده‌هابرایدوره‌یزمانی 1371 تا 1395 و با استفاده از روش‌هایخود‌رگرسیونباوقفه‌هایتوزیعی (ARDL) و تصحیحخطا (ECM) وآزمون‌هایاثباتعدمتقارنموردتجزیه‌وتحلیلقرارگرفته‌اند.براساس آزمون‌های انجام‌شده اثراتتورمبرشاخصقیمتسهامدرایران نامتقارن است درحالی‌کهشوک‌هایمنفیومثبتتورمدربلندمدتوکوتاه‌مدتاثرمشابهیبرقیمتسهام بر جا نمی‌گذارد. عرب‌مازار یزدی و همکاران (1394)، به بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر سیاست تقسیم سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند و نتایج پژوهش نشان داد که ارتباط مستقیم ومعناداری بیننرخ بهره و سیاست تقسیم سود وجود دارد. همچنین، نتایج تحقیقنشان داد بین نرخ ارز و سیاست تقسیم سود ارتباط منفی و معناداری وجود دارد. این در حالی است کهنتایج تحقیق حاکی از عدم ارتباط معنادار بین نرخ تورم و سیاست تقسیم سود بوده است. خانی و همکاران (1395) نیز بااستفادهازیکالگویخود توضیح با وقفه‌های گسترده، (ARDL) رابطةبیننوسان‌هایقیمتنفت،شاخصقیمتمصرف‌کننده،تولیدبخش صنعتوبازدهبازارسهامدرکوتاه‌مدت و بلندمدت مطالعه شده است.نتایج پژوهش رابطةتعادلیکوتاه‌مدت راتأییدمی‌کند اما در بلندمدتمعنادار نیست.

دایی کریم‌زاده و همکاران (1392)، به بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام بانک‌هاپرداخته‌اند. در این پژوهش، اثر متغیرهای نرخ ارز، نرخ سود بانکی، حجم نقدینگی، تولید ناخالص داخلی و نرخ تورم بر شاخص سهام بانک‌ها به کمک داده‌های فصلی دوره زمانی (1390-1382) و با استفاده از روش هم‌جمعی یوهانسون – جوسیلیوس بررسی و رابطه بلندمدت میان آن‌ها مشخص شد. نتایج به‌دست‌آمده حاکی از آن است که تورم و نرخ ارز اثر منفی و نرخ سود سپرده بانکی و تولید ناخالص داخلی اثر مثبت بر شاخص سهام بانک‌هاداشته‌اند. عزیزی و همکاران (1391)، در پژوهشی رابطه تورم و بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران را با ارزیابی فرضیه جانشینی فاما موردبررسی قراردادند. آن‌ها از داده‌های فصلی سال‌های 1370 تا 1387 استفاده نموده‌اند. نتایج حاکی از آن است که فرضیه فیشر، مبنی بر اینکه بازده حقیقی سهام، مستقل از تورم بوده و سهام عادی سپر کاملی در مقابل تورم است، در کوتاه‌مدت رد شده و بازار سهام تهران، سپر ضعیفی در مقابل تورم بوده است. به همین منظور عزیزی از فرضیه فا ما استفاده نموده و یا به‌کارگیری فیلتر هدریک - پرسکات[xvi] تورم به دو جزء دائمی و موقت تجزیه شد. با اعمال توجیه فاما برای برقرار نشدن فرضیه فیشر، نشان می‌دهد که توجیه فاما قادر به توضیح این پدیده نبوده و منفی بودن رابطه تورم و بازده حقیقی سهام در کوتاه‌مدت مربوط به جزئی موقت تورم است، در حالی که در بلندمدت شاخص قیمت سهام سپر تورمی است.

 

4-فرضیه ها یا سوالات پژوهش

1)   بین شاخص قیمت و بازده سهام در دوران رکود ورونق بازار سرمایه رابطه­ معناداری وجود دارد.

2)   بین نرخ ارز و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود دارد.

3)   بین قیمت نفت و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود دارد.

4)   بین نرخ سود بلندمدت بانکی و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود دارد.

5)   بین تولید ناخالص داخلی و بازده سهام در دوران رکود و رونق اقتصادی رابطه معناداری وجود دارد.

 

5- روش­شناسی پژوهش

5-1- مدل مارکوف سویچینگ

روش رایج برای مطالعه­ی رفتار پویای متغیرهای اقتصادی و مالی استفاده از مدل­های سری­ زمانی می­باشد. از میان مدل­های سری زمانی، مدل­های خطی همانند مدل­های خود رگرسیونی (AR) و میانگین متحرک (MA) و یا ترکیب این مدل­ها (ARMA) دارای شهرت بیشتری می­باشند. قسمتی از شهرت این مدل­ها شاید بدین دلیل می­باشد که چنین مدل­هایی به‌راحتی از طریق نرم­افزارهای معمول اقتصادسنجی قابل تخمین می­باشند. گرچه این مدل­ها در بسیاری از موارد موفق عمل نموده­اند ولی در توضیح رفتارهای غیرخطی همچون عدم تقارن و غیره ناتوان هستند.برای مثال نرخ رشد تولید ناخالص داخلی معمولاً در دوران رونق حول سطوح بالا نوسان می­کند و دوره­ی رونق دارای دوام بیشتری می­باشد؛ در دوران رکود نیز در سطوح نسبتاً پایین نوسان می­کند و دارای دوام کمتری می­باشد. برای چنین داده­هایی انتظار نمی­رود که مدل­های خطی بتوانند رفتار متفاوت آن‌ها را توضیح دهند.

در دو دهه­ی اخیر، شاهد رشد سریع مدل­های سری زمانی غیرخطی بوده­ایم[xvii]. البته مدل­های غیرخطی (همانند مدل مارکوف-سویچینگ) نیز مدل­های ایده‌الی نبوده و محدودیت­های خاص خود را دارند. اول اینکه، تخمین­ مدل­های غیرخطی در مقایسه با مدل­های خطی کار نسبتاً دشواری است (به‌عنوان مثال الگوریتم­های بهینه­سازی غیرخطی ممکن است در یافتن نقطه بهینه در فضای پارامترها دچار مشکل گردد). دوم اینکه، اغلب مدل­های غیرخطی برای توضیح حالت­های خاصی از رفتار متغیرها طراحی شده­اند و ممکن است به اندازه­ی کافی انعطاف­پذیر نباشند. مورد دوم در حقیقت بدین معناست که موفقیت مدل­های غیرخطی به میزان بالایی به داده­هایی بستگی دارد که این مدل­ها بر روی آن داده­ها اعمال می­شود. البته استثنایی نیز وجود دارد و آن‌هم مدل شبکه­های عصبی مصنوعی می­باشد که به ساختار داده­ها بستگی نداشته و قابلیت اعمال بر روی هر نوع داده­ای را دارد[xviii]. متأسفانه این مدل نیز از مسئله­ی شناسایی رنج می­برد و بنابراین آسیب­پذیر می­باشد.

مدل مارکوف-سویچینگ که توسط همیلتون[xix] در سال 1989 مطرح شد و به مدل تغییر رژیم نیز شناخته می­شود یکی از مشهورترین مدل­های سری زمانی غیرخطی می­باشد. این مدل از چندین معادله برای توضیح رفتار متغیرها استفاده می­کند. این مدل با تغییر معادلات در رژیم­ها این امکان را فراهم می­آورد تا مدل بتواند الگوهای پویای پیچیده­ای را توضیح دهد. ویژگی بدیع مدل مارکوف-سویچینگ این است که مکانیسم تغییر رژیم در این مدل، به یک متغیر وضعیت بستگی دارد که از ویژگی­های زنجیره­ی مارکوف مرتبه­ی اول پیروی می­کند؛ به عبارت دیگر، مقدار اخیر متغیر وضعیت تنهابه مقدار این متغیر در دوره­ی قبل بستگی دارد. این ویژگی مدل مارکوف-سویچینگ در تضاد کامل با مدل تغییر تصادفی (کوانت[xx]،1972) می­باشد که در آن تغییرات رژیم در طول زمان کاملاً مستقل از یکدیگرند. مدل مارکوف-سویچینگ همچنین متفاوت از مدل­های تغییر ساختاری می­باشد؛ در مدل مارکوف-سویچینگ اجازه تغییر در هر نقطه از زمان و به هر تعداد وجود دارد، ولی در مدل­های تغییر ساختاری تنها اعمال تغییر در زمان­های خاص و به صورت برون‌زا امکان­پذیر می­باشد؛ بنابراین مدل مارکوف-سویچینگ برای توضیح داده­هایی که الگوهای رفتاری گوناگونی در بازه­های مختلف زمانی نشان می­دهند مناسب می­باشد. حالت اصلی مدل مارکوف سویچینگ که توسط همیلتون مطرح گردید برای میانگین متغیرها می­باشد. این حالت و همچنین حالت­های دیگر مدل مارکوف-سویچینگ به‌طور گسترده برای بررسی متغیرهای اقتصادی و مالی استفاده شده است.

 

5-2- مدل ساده

فرض کنید  متغیر غیرقابل مشاهده وضعیت باشد که تنها دو مقدار صفر و یک را اختیار می­کند. مدل ساده­ مارکوف-سویچینگ برای متغیر  به شکل زیر خواهد بود:

شکل1)   


که در آن  بوده و  ها به‌صورت همانند و مستقل از یکدیگر توزیع‌شده[xxi] و دارای میانگین صفر و واریانس  می­باشد. هنگامی‌که  می­باشد فرآیند  یک فرآیند AR(1) پایا خواهد بود که میانگین آن برابر  می­باشد و هنگامی‌که  است فرآیند  یک فرآیند AR(1) پایا با میانگین  خواهد بود. اگر شرط  نیز برقرار باشد در این صورت بسته به مقدار متغیر وضعیت، معادله به‌صورت یکی از دو معادله فوق خواهد بود. به‌عبارت‌دیگر در هرلحظه از زمان، متغیر  تعیین خواهد کرد که فرآیند  محصول کدام‌یک از معادلات مذکور می­باشد.

هنگامی‌که برای دوره­ی ،  باشد و برای بازه­ی ،  باشد در این حالت، مدل3-1یک مدل تغییر ساختاری خواهد بود که در آن تنها یک‌بار در نقطه  به پارامتر مدل اجازه تغییر داده‌شده است و هنگامی‌که  یک متغیر تصادفی مستقل برنولی باشد در این صورت مدل1 همان مدل تغییر تصادفی کوانت (1972) خواهد بود. در مدل تغییر تصادفی، مقدار اخیر متغیر ، به هیچ‌یک از مقادیر گذشته و آینده این متغیر وابسته نمی­باشد و بنابراین ممکن است که  دچار تلاطم گردد[xxii].

اگر مقدار متغیر  توسط شرط  تعیین گردد به‌طوری‌که اگر شرط برقرار باشد مقدار صفر و هنگامی‌که برقرار نباشد مقدار یک را اختیار کند در این صورت مدل 1یک مدل آستانه­ای خواهد بود که در آن مقدار آستانه­ای برابر c و متغیر آستانه­ای  می­باشد. معمولاً در چنین مدل­هایی مقادیر وقفه­دار متغیر وابسته به‌عنوان متغیر آستانه­ای انتخاب می­گردد.

درحالی‌که تمامی مدل­های فوق توانایی توضیح رفتار متغیر سری زمانی را در دو رژیم دارا هستند، هرکدامبه‌نوبه‌ی خود دارای محدودیت­هایی نیز می­باشند. مدل تغییر ساختاری بسیار محدود­کننده می­باشد زیرا در آن تنها یک‌بار به پارامتر اجازه تغییر داده می­شود. گرچه به‌راحتی می­توان چندین نقطه­ی تغییر را برای مدل تعیین نمود، ولی در عمل، برآورد و آزمون فرضیه چنین مدلی کار بسیار دشواری می­باشد،بای[xxiii] (1999)، بای و پررون[xxiv](1998)، وگذشته از این، نقاط تغییر نیز در طول زمان برای چنین مدل­هایی به‌صورتبرون‌زا تعیین می­گردد که این نیز به‌نوبه‌ی خود جزو اشکالات وارد به این مدل می­باشد. گرچه مدل تغییر تصادفی برخلاف مدل تغییر ساختاری اجازه چندین تغییر را فراهم می­آورد اما در این مدل نیز متغیر وضعیت نسبت به مدل برون‌زا می­باشد. مشکل دیگری که مدل تغییر تصادفی با آن روبرو می­باشد این است که متغیر وضعیت در طول زمان مستقل از مقادیر گذشته و آینده آن می­باشد و بنابراین برای داده­های سری زمانی زیاد مناسب نمی­باشد. برخلاف مدل­های فوق، در مدل آستانه­ای، تغییرات درون‌زا بوده و علاوه بر آن، امکان چندین تغییر نیز وجود دارد. مشکلی که در این مدل وجود دارد این است که انتخاب مقدار آستانه­ای و متغیر آستانه­ای برای این مدل معمولاً کار دشواری می­باشد.

یک روش برای فائق آمدن بر مشکلات فوق‌الذکر در نظر گرفتن تصریح متفاوتی برای  می­باشد. فرض کنید که  از یک زنجیره مارکوف مرتبه اول پیروی می­کند و ماتریس انتقال آن به شکل زیر می­باشد:

 

=

 

که در آن ، نشان‌دهنده احتمال انتقال از  به  می­باشد. واضح است که احتمالات انتقال باید شرط  را تأمین نمایند. ماتریس انتقال تنها شامل دو پارامتر  و  بوده و تعیین‌کننده رفتار تصادفی متغیر وضعیت می­باشد. مدل 1 که متغیر وضعیت آن دارای ویژگی­های مارکوف مرتبه اول می­باشد به مدل مارکوف-سویچینگ شهرت دارد.

در مدل مارکوف-سویچینگ ویژگی­های فرآیند به‌صورت مشترک، توسط رفتار تصادفی  و  تعیین می­گردد. به‌عبارت‌دیگر، متغیر وضعیت باعث تغییر مکرر ساختار (معادله) مدل می­شود. احتمالات انتقال نیز نشان­دهنده دوام و پایداری هر رژیم می­باشد. گرچه مدل آستانه­ای دارای ویژگی­های مشابه مدل مارکوف-سویچینگ می­باشد ولی انجام دادن مدل مارکوف-سویچینگ نسبتاً ساده­تر است چراکه در آن نیازی به تعیین متغیر آستانه­ای وجود ندارد؛ همچنین در این مدل طبقه­بندی رژیم­ها همراه با احتمال می­باشد و توسط داده­ها تعیین می­گردد. مشکلی که در مدل مارکوف-سویچینگ وجود دارد این است که تفسیر آن ساده نمی­باشد به این خاطر که متغیر وضعیت غیرقابل مشاهده می­باشد.

 

 

 

5-3- مدل پژوهش

در این مطالعه به‌منظور بررسی اثر متغیرهای کلان روی بازدهی سهام در شرایط رکود و رونق بازار سرمایه از روش مارکوف-سویچینگ استفاده خواهد گردید؛ بنابراین مدل اصلی این تحقیق به شکل زیر خواهد بود:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

که تحت رونق بازار سهام پارامترها عبارت‌اند از:  و تحت رکود بازار سهام عبارت‌اند از:

که در رابطه بالا:

Return Stock: بازده سهام کل بورس

CPI: نرخ تورم

:Exchange Rate نرخ ارز

:GDP Growth نرخ رشد تولید ناخالص داخلی

:Interest Rate نرخ بهره واقعی می‌باشد.

 

 

6-جامعه آماری، نمونه آماری و روش نمونه‌گیری

از آنجایی که اطلاعات مورد نیاز پژوهش حاضر در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران قابل دستیابی بوده و اطلاعات آن‌ها به طور نسبی از صحت بیشتری برخوردار است، جامعه آماری این تحقیق، کلیه شرکت‌های غیرمالی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی سال‌های1371 تا 1396 می‌باشد.

حجم نمونه 110 شرکت بورسی طی سال‌های مورد مطالعه می‌باشد. در این تحقیق برای انتخاب نمونه آماری از روش حذف سیستماتیک استفاده شد. بدین منظور کلیه شرکت‌های جامعه آماری که دارای شرایط زیر باشند، به عنوان نمونه انتخاب و مابقی حذف خواهند شد:

1)   اطلاعات مالی شرکت‌های نمونه در دسترس باشند.

2)   سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفندماه هر سال باشد.

3)   عدم تغییر دوره مالی طی قلمرو زمانی تحقیق داشته باشند

4)   شرکت‌های عضو صنایع سرمایه‌گذاری، بانک‌ها، هلدینگ، بیمه، نهادهای پولی و واسطه گر مالی نباشند.

5)   اطلاعات مربوط به داده‌های صورت‌های مالی از ابتدای سال مالی 90 لغایت 95 در دسترس باشند.

6)    شرکت‌های نمونه توقف معاملاتی بیش از 6 ماه طی دوره زمانی تحقیق نداشته باشند.

 

7- تجزیه و تحلیل داده­ها و آزمون فرضیه­ها

اولین گام برای برآورد الگو بعد از جمع­آوریآمار،بررسیویژگی­هایمانایی یا ایستاییمتغیرهاست. برایاینمنظور، از آزمونریشه واحد استفاده می‌شود. بر اساس این آزمون،P-Value کمتر از 5% بوده است، کل متغیرهای پژوهش در سطح، پایا هستند. این بدان معناست که میانگین و واریانس متغیرها در طولزمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است. درنتیجه استفاده از این متغیرهادر مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود. نتایج بررسی درجدول  نشان‌دهنده آن است همه متغیرها در تفاضل مرتبه اول مانا هستند.

 

جدول 2- آزمون مانایی بر اساس رویکردفیلیپس پرون روی سطح برای متغیرهای پژوهش

 

مقادیر (بدونتفاضلگیری)

مقادیر (تفاضلگیریمرتبةاول)

آماره t

سطح معناداری

آماره t

سطح معناداری

نتیجه

لگاریتم قیمت نفت

82/0-

809/0

51/7-

000/0

در تفاضل مرتبه اول مانا است

لگاریتم نرخ ارز

77/0-

823/0

36/8-

000/0

در تفاضل مرتبه اول مانا است

لگاریتم تولید ناخالص داخلی

31/3-

117/0

31/3-

017/0

در تفاضل مرتبه اول مانا است

لگاریتم شاخص قیمت

18/1-

680/0

21/3-

022/0

در تفاضل مرتبه اول مانا است

لگاریتم شاخص بورس

59/0-

867/0

10/6-

000/0

در تفاضل مرتبه اول مانا است

لگاریتم نرخ سود

68/0-

723/0

12/3

000/0

در تفاضل مرتبه اول مانا است

منبع: یافته‌های پژوهشگر

8- برآورد مدل پژوهش

پژوهش حاضر دارای 5 فرضیه اصلی می­باشد. بطوریکه پنج فرضیه در چارچوب مدل نظری پژوهش بامدل مارکوف سویچینگ وبا استفاده از نرم‌افزار Ox Metric مورد آزمون قرارگرفته‌اند.

 

جدول 3-نتایج حاصل از برآورد مدل

متغیر

دوره

ضرایب

انحراف معیار

آمار t

سطح معناداری

ضریب ثابت

دوره رکود

4038/10-

07/11

94/0-

35/0

دوره رونق

5075/54-

29/27

2-

049/0

قیمت نفت

دوره رکود

2966/0

087/0

38/3

001/0

دوره رونق

1250/0

081/0

53/1

13/0

تولید ناخالص داخلی

دوره رکود

1402/0

071/0

97/1

052/0

دوره رونق

0585/0

107/0

547/0

586/0

شاخص قیمت

دوره رکود

8023/1

472/0

81/3

000/0

دوره رونق

3933/1

609/0

29/2

025/0

نرخ ارز

دوره رکود

2983/0

139/0

13/2

036/0

دوره رونق

0610/0-

236/0

258/0-

797/0

نرخ سود

دوره رکود

0052/0-

04/0

131/0-

896/0

دوره رونق

2291/0

106/0

16/2

034/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به جدول 3 خلاصه نتایجحاصل از برآورد مدل پژوهش آورده شده است.

آزمون فرضیه اول:

: بین شاخص قیمت و بازده سهام در دوران رکود ورونق بازار سرمایه رابطه­ معناداری وجود ندارد.

:  بین شاخص قیمت و بازده سهام در دوران رکود ورونق بازار سرمایه رابطه­ معناداری وجود دارد.

براساس جدول  بین شاخص قیمت و بازده سهام هم در دوران رکود وهم در دوران رونق بازار سرمایه رابطه­ مثبت معناداری وجود دارد. رابطه مثبت فوق بدین معناست چه در دوران رکود و چه در دوران رونق در شرایط تورمی به‌طور متوسط سود اسمی شرکت­ها پس از مدت‌زمانی، به دلیل کاهش ارزش پول، افزایش می­یابد؛ بنابراین، افزایش نرخ تورم، سود تقسیمی و به‌تبع آن شاخص بازده سهامرا افزایش می‏دهد. ازاین‌رو بین افزایش نرخ تورم و شاخص بازده کل سهام، یک رابطه­ی مثبت، مورد انتظار است. نتایج این پژوهش مغایر با نتایج سعیدی و امیری(1378)، موافق با نتایج صامتی(1388)، می‌باشد.

 

آزمون فرضیه دوم:

: بین نرخ ارز و بازده سهام در دوران رکود ورونق بازار سرمایه رابطه­ معناداری وجود ندارد.

:  بین نرخ ارز و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود دارد.

براساس جدول  بین نرخ ارز و بازده سهام فقط در دوران رکود بازار سرمایه رابطه مثبت ومعناداری وجود دارد. و در دوران رونق چنین رابطه­ای مشاهده نمی­شود. در مورد رابطه مثبت شوک‌های ارزی با قیمت سهام می‌توان گفت شوک‌های ارزی مثبت (افزایش نرخ ارز) می‌تواند باعث تغییر در موقعیت رقابتی تولیدکنندگان داخلی شود. بدین‌صورت که با افزایش نـرخ ارز، قیمت کالاهای خارجی به پول ملی افـزایش و تقاضـا بـرای کالاهـای خـارجی کـاهش می‌یابد و کالاهای داخلی نیز در خارج باقیمتارزان‌تری بـه فـروش می‌رسند، درنتیجه میـزان واردات کاهش و صادرات افزایش می‌یابد. در چنین تحلیلی در اثر تقویت موقعیـت رقـابتی تولیدکننـدگان داخلی، سود آن‌ها افزایش می‌یابد و درنتیجه شاخص قیمت سهام افزایش می‌یابد. نتایج این پژوهش مغایر با نتایج پژوهش اسلاملو وزارع (1385)، است.

 

آزمون فرضیه سوم:

: بین قیمت نفت و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود ندارد.

: بین قیمت نفت و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود دارد.

براساس جدول  بین قیمت نفت و بازده سهام فقط در دوران رکود بازار سرمایه رابطه مثبت ومعناداری وجود دارد. و در دوران رونق چنین رابطه­ای مشاهده نمی­شود. رابطه مثبت فوق در دوران رکود بدین معناست نوسان قیمت نفت بر اقتصاد کشورهای که بودجه آن متکی به نفت باشد، تأثیرگذار است. با توجه به پوشش بخش عمده‌ای از بودجه سالانه کشورهای با درآمد نفتی و اتکای آن‌ها به نفت، کوچک‌ترین تغییر در قیمت نفت در بودجه تأثیرگذار است. صنعت نیز بخش مهمی از اقتصاد کشور را تشکیل می‌دهد و کاهش قیمت نفت آسیب جدی را به آن وارد می‌کند. از طرفی افزایش قیمت نفت نیز درصورتی‌که به نحو مناسبی وجوه درآمدی آن مدیریت نشود، می‌تواند موجب افزایش مخارج دولت، نقدینگی و در نهایت به بروز تورم و افزایش شاخص قیمت بورس می‌شود.

آزمون فرضیه چهارم:

: بین نرخ سود بلندمدت بانکی و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود ندارد.

: بین نرخ سود بلندمدت بانکی و بازده سهام در دوران رکود و رونق بازار سرمایه رابطه معناداری وجود دارد.

براساس جدول  بین نرخ سود بلندمدت بانکی و بازده سهام فقط در دوران رونق بازار سرمایه رابطه مثبت ومعناداری وجود دارد. و در دوران رکود چنین رابطه­ای مشاهده نمی­شود.

 

آزمون فرضیه پنجم:

: بین تولید ناخالص داخلی و بازده سهام در دوران رکود و رونق اقتصادی رابطه معناداری وجود ندارد

: بین تولید ناخالص داخلی و بازده سهام در دوران رکود و رونق اقتصادی رابطه معناداری وجود دارد.

براساس جدول  بین تولید ناخالص داخلی و بازده سهام فقط در دوران رکود بازار سرمایه رابطه مثبت ومعناداری وجود دارد. و در دوران رونق چنین رابطه­ای مشاهده نمی­شود. در تحلیل وجود رابطه مستقیم بین تکانه تولید ناخالص داخلی و شاخص قیمت سهام می‌توان گفت ازآنجاکه تولید ناخالص داخلی به‌عنوان شاخصی از رشد یا رکود اقتصادی در نظر گرفته می‌شود، لذا تغییرات تولید ناخالص داخلی می­تواند وضعیت بازار را نشان دهد که درنتیجه می‌توان آثار آن را در تغییر ارزش میزان فروش بنگاه‌ها و نیز تغییر بازدهی سهام بنگاه‌ها و در پی آن، شاخص قیمت سهام مشاهده کرد؛ بنابراین افزایش تولید ناخالص داخلی حاکی از وجود رونق در اقتصاد بوده و درنتیجه باعث افزایش بازدهی شرکت‌ها و سودآوری آن‌ها و درنهایت باعث افزایش تقاضای سهام آنان و افزایش شاخص قیمت سهام در بازار خواهد شد، نتایج این پژوهش موافق با نتایج رضایی (1387) می‌باشد.

 

9-نتیجه­گیری و بحث

با توجه به نتایج تحقیق به مدیران ارشد سازمان‌ها پیشنهاد می‌شود تا به‌منظور جلوگیری از ورود لطمه شدید به سازمان همواره رویکرد پیشگیرانه داشته و با استفاده از مدل‌های مختلف که تعدادی از آن‌ها در همین پایان‌نامه ارائه گردید، جریانات مالی خود را پیش‌بینی کرده و راهکارهای مختلف برای کنترل وضعیت را پیش‌تر آماده نمایند. از بین متغیرهای اقتصاد کلان، متغیر تورم از متغیرهای بسیار مهم و تأثیرگذار می‌باشند که پیشنهاد می‌شود تا مدیران سازمان همواره وضعیت آن را رصد کرده و آن را کنترل نمایند. با توجه به معنی‌داری شدن اثرات متغیرهای اقتصاد کلان موردنظر، بعضی از این متغیرها اثرات مثبت و بعضی منفی بربازده سهام بازار بورس اوراق بهادار تهران دارند که پیشنهاد می‌شود قبل از انجام اموری که ریسک ورشکستگی را افزایش می‌دهد تمام جوانب امر مورد بررسی و تحلیل قرار گیرد و پس‌ازآن در مورد اقدام آن تصمیم‌گیری شود. از بین متغیرهای محاسبه‌شده متغیر نرخ ارز دارای اهمیت ویژه‌ای بوده و نهاده­های مالی متغیر نرخ ارز را می‌بایست همواره مورد ارزیابی و تحلیل قرار دهند. همچنین، با توجه به این که بازار سهام به‌عنوان منبع مهم گردش سرمایه در اقتصاد هر کشوری نقش بسزایی دارد، لذا پیشنهاد می‏گردد سیاست‏گذاران در اعمال برنامه‏ریزی‏های کلان اقتصادی توجه‏ی خاصی به این بازار داشته باشند تا مبادا این بازار دچار بحران شود و درنهایت فرار سرمایه را به دنبال داشته باشد.

سرمایه گذاران بایستی از نظرات فعالان بورس، تحلیلگران و کارشناسان در هنگام سرمایه گذاری استفاده کنند. بعلاوه تصمیمات و سیاستگذاری­های دولت در گذشته و آینده را بر بازار بورس تحلیل نموده و سپس اقدام به سرمایه گذاری در بورس نمایند. سرمایه گذاران قبل از اقدام به خرید سهام وضیعت متغیرهای کلان اقتصادی مورد نظر را ارزیابی نموده و سپس اقدام به خرید سهام نمایند.

همچنین پیشنهاد می‌شود که در پژوهش­های آتی به چند نکته زیر توجه شود:

ü      بررسی دیگر عوامل مؤثر بر شاخص قیمت سهام ازجمله حجم نقدینگی.

ü     شناساییو رتبه‌بندیعوامل تأثیرگذاربررکودبورساوراقبهادار.

ü     ارائهنوعشناسی­هاو مدل‌های تأثیرگذاربرقیمتسهام.

ü     بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی همچون نرخ تورم و تولید ناخالص داخلی بر پیش‌بینی بازده غیرعادی سهام توسط خطای پیش‌بینی سود.

بررسی متغیرهای حسابداری مؤثر بر بازده غیرعادی سهام که در این پژوهش بررسی نشده‌اند، مانند درجه اهرم مالی، اقلام تعهدی، نرخ بازده سرمایه‌گذاری، رشد دارایی‌های ثابت، وجوه نقد عملیاتی، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، هزینه بهره و توزیع سود نقدی.

 

 

 

 

 



1-استادیار گروه مدیریت بازرگانی،دانشکده مدیریت و حسابداری،واحدیادگارامام خمینی(ره) شهر ری،دانشگاه آزاد، تهران،ایران. (نویسنده مسئول) mjd.dehghan@gmail.com      

2-کارشناس ارشدمدیریت مالی،دانشکده مدیریت و حسابداری، واحد یادگارامام خمینی(ره) شهر ری،دانشگاه آزاد، تهران،ایران. Monir.kamyabi@gmail.com



[i] Gross Domestic Product

[ii]Markov Switching

3 Cobo& Quiros

[iv] productive investments

[v] Capital market performance

[vi] Fama

[vii] Fama, Nelson and Schwert

[viii] Jaffe

[ix] Ross

[x] Chen, Roll and Ross

[xi] Kumar

[xii] Peradhan

[xiii] AhmetBuyuk Salvarcl

[xiv]Robert D.Gay

[xv] Brahmasrene

[xvi]. Hodrick and Prescott

[xvii]. برای مطالعه­ی بیشتر به Tong(1990) و Granger and Terasvirta(1993) مراجعه نمایید.

[xviii]. برای مطالعه بیشتر بهKuan and White(1994) مراجعه شود.

[xix].Hamilton

[xx].Quandt

[xxi].Independent and identically distributed (i.i.d).

[xxii]؛ یعنی بین دو وضعیت به‌طور مداوم درحالی‌که تغییر باشد.

[xxiii] Bai

[xxiv]Bai and Perron

1)   اسلاملوییان، کریم و زارع،‌هاشم (1385)، بررسی تأثیر متغیرهای کلان و دارایی‌های جایگزین بر قیمت سهام در ایرانیک الگوی خود همبسته با وقفه‌های توزیعی، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران. سال 8، شماره 29، صص 46-17.

2)   اماموردی، قدرتاله؛کریمی، مجتبیوصادقیبناب، هلن. (1396). بررسیاثرآستانهایونامتقارننسبتاهرمیبرسودآوریشرکت‌هایفعالدربورساوراقبهادارتهران، فصلنامه اقتصاد مالی، مقاله 3،دوره 11،شماره 39،صص85-57.

3)     بریاجی، مهناز (1394). تاثیرمتغیرهایکلاناقتصادیبرشاخصقیمتسهامباتاکیدبرصنعت، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی

4)   پدرام،مهدی؛شیرینبخش،ماسولهشمساله وروستایی، آمنه. (1393). بررسیاثرنامتقارنتورمبرشاخصقیمتسهامبورساوراقبهادارتهران، دانشمالیتحلیلاوراقبهادار (مطالعاتمالی) : تابستان 1393 , دوره 7 , شماره 22، صص 75-61.

5)   خانی،عبداله؛کریمی،زهره وکریمی،لیلا. (1393). بررسیارتباطبیننوسان‌هایقیمتنفت،شاخصقیمتمصرفکنندهوتولیدبخشصنعتبابازدهبازارسهامدرایران، تحقیقاتاقتصادی،دوره 49 ،شماره 3 ،صص498-483.

6)   دایی کریم‌زاده سعید، حسین شریفی رنانیو لطفعلی قاسمیان مقدم، (1392)، اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام بانک‌ها، مجله اقتصادی (دوماهنامه بررسی مسائل و سیاست‌های اقتصادی)،شماره ۳، صص 90-65.

7)   رضایی، هاشم، (1387)، بررسی اثر نوسانات شاخص‌های کلان اقتصادی بر بازده سهام، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد تهران مرکزی، دانشکده اقتصاد و حسابداری.

8)   زمانیان، غلامرضا؛جلالی، امالبنین؛کردیتمندانی، علی. (1396). رهیافتمدلاحتمالمبادلهآگاهانهدربررسیاثرعدم‌تقارناطلاعاتبربازدهسهاموحجممعاملاتدرشرکت‌هایمنتخببورساوراقبهادارتهران، فصلنامه اقتصاد مالی، مقاله 2،دوره 11،شماره 41،صص 66-43.

9)   سعیدی، پرویز و عبدالله امیری، (1378) "بررسی رابطه متغیرهای کلان اقتصادی با شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران" فصلنامه مدل‌سازی اقتصادی، شماره (6)2.

10) صامتی، مرتضی(1388) "تحلیل روابط علّی بین متغیرهای کلان اقتصادی، به‌منظور کاهش نرخ بهره در ایران با روش نقشه علی بیزین (BCM)" تحقیقات اقتصادی، شماره 86، صص 108-63.

11) صمدی، سعید ، شیرانی فخر، زهره و داور زاده، مهتاب (1386). بررسی میزان اثر پذیری شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادر تهران از قیمت جهانی نفت و طلا (مدل سازی و پیش بینی). فصلنامه بررسی‌های اقتصادی. دوره 4، شماره2: صص 51-25.

12) عرب مازار یزدی، محمد و خوری، مهدی، (1394)، تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر سیاست تقسیم سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، دانش حسابرسی، سال چهاردهم شماره 58.

13) عزیزی،فیروزه؛خداویسی، حسن وجوهری،فاطمه. (1391). بررسیرابطهتورموبازدهسهامبورساوراقبهادارتهران: ارزیابیفرضیهجانشینیفاما، پژوهشهایاقتصادی،دوره 12،شماره 2، صص 135-117.

14) کاویانی، میثم؛سعیدی، پرویز؛دیده‌خانی، حسین؛فخرحسینی، سیدفخرالدین. (1397). تأثیرشوک‎هایپایهپولیبربازدهقیمتیسهامشرکت‎هایفعالبورسی (رویکردDSGE)، فصلنامه اقتصاد مالی، مقاله 6،دوره 12،شماره 42،صص 148-121.

15)   Aviral Kumar Tiwari, Arif Billah Darm, Niyati Bhanja. (2015)." Stock returns and inflation in Pakistan." Journal of economic modeling, No 47, pp 23-31.

16)   Brahmasrene, T. & Jiranyakul, K. (2007), “Cointegration and Causality between Stock Index and Macroeconomic Variables in an Emerging Market”, Academy of Accounting and Financial Studies Journal, Vol.11, No. 3.

17)   Brown, William O. Dayong Huang, and Fang Wang. (2015).‏ "Inflation Illusion and Stock Returns." Journal of Empirical Finance.

18)   Buyuk salvarci,A. (2010), "The Effects of Macroeconomics Variables on Stock Returns: Evidence from Turkey", European Journal of Social Sciences, Vol.14, No. 3, pp70-83.

19)   Chung, R. Firth, M. and Kim, J.B. (2002). "Institutional monitoring and opportunistic earnings management". Journal of Corporate Finance 8,pp 29–48.

20)   Cobo-Reyes, R., & Quiros, G. P. (2005). The Effect of Oil Price on Industrial Production and on Stock Return. the Paper 05/18, Department of Economic, Theory and Economic History of the University of Granada

21)   Pradhan, Rudra P. Mak B. Arvin, and Atanu Ghoshray. (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, pp 84-95.‏

22)   Robert, D. & Gay, J. (2008). "Effect Of Macroeconomic Variables On Stock Market Returns For Four Emerging Economies: Brazil, Russia, India, And China". International Business & Economics Research Journal, 7(3),pp 1-18.

 

 

یادداشت‌ها