پیوندهای مفید
اخبار و اعلانات
آمار
| تعداد نشریات | 418 |
| تعداد شماره‌ها | 9,997 |
| تعداد مقالات | 83,560 |
| تعداد مشاهده مقاله | 77,801,171 |
| تعداد دریافت فایل اصل مقاله | 54,843,829 |
تأثیر شوکهای پایه پولی بر بازده قیمتی سهام شرکتهای فعال بورسی (رویکرد DSGE) | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اقتصاد مالی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مقاله 6، دوره 12، شماره 42، خرداد 1397، صفحه 121-148 اصل مقاله (1.35 M) | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نوع مقاله: علمی پژوهشی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نویسندگان | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| میثم کاویانی1؛ پرویز سعیدی* 2؛ حسین دیده خانی3؛ سید فخر الدین فخر حسینی4 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 1دانشجوی دکتری مدیریت مالی، واحد علی‌آبادکتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آبادکتول، ایران | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 2دانشیار گروه مدیریت مالی، واحد علی‌آباد کتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آباد کتول، ایران | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 3استادیار گروه مهندسی مالی، واحد علی‌آباد کتول، دانشگاه آزاد اسلامی، علی‌آباد کتول، ایران. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 4استادیار 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 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| واژه‌های کلیدی: شوک، پایه پولی، سرمایهگذاری، بازده سهام. طبقه بندی JEL :C32؛ F43 Keywords: Shocks؛ Monetary Base؛ investment؛ Stock Return JEL Classification: O43؛ F41؛ C32 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اصل مقاله | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
تأثیر شوکهای پایه پولی بر بازده قیمتی سهام شرکتهای فعال بورسی (رویکرد DSGE)
میثم کاویانی
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.
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.
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)
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.
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.
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 .
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)
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
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,….
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)
ماخذ: یافته‌های پژوهشگر
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
*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 [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 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مراجع | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
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
| ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
آمار تعداد مشاهده مقاله: 1,762 تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 1,012 |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||