اثرات متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص های بازدهی بورس اوراق بهادار تهران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 6، دوره 4، شماره 11، اردیبهشت 1389، صفحه 121-144   

نوع مقاله: پژوهشی

چکیده

هدف این مقاله ارزیابی اثرمتغیرهای کلان اقتصادی بر بازدهی بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از روش هم‌جمعی و داده‌های فصلی 1387-1377 می‌باشد. برآوردها با پنج شاخص برای بازدهی سهام (شاخص کل قیمت سهام، شاخص قیمت و بازده نقدی، شاخص بازده نقدی، شاخص قیمت صنعت و شاخص قیمت مالی) نشان می‌دهد که تولید ناخالص داخلی، حجم پول و حجم نقدینگی از متغیرهای اثرگذار کلیدی بر بازدهی سهام محسوب می‌شوند. سکه جانشین ضعیفی برای بازار سهام می‌باشد. اما نرخ ارز و مسکن بسته به شاخص منتخب برای بازار سهام، بر بازدهی بورس اوراق بهادارتهران اثرگذارند. همچنین اثر نرخ بهره حقیقی با وجود این که منفی است ولی پایدار نیست. همچنین شواهد نشان می‌دهد که انتخابات ادواری ریاست جمهوری به شدت بر بازدهی سهام تاثیر می‌گذارد.

کلیدواژه‌ها

Stock Price Index؛ Money Stock؛ Gross Domestic Product؛ Housing Price Index؛ Interest Rate

اصل مقاله

1- مقدمه

بازارهای مالی باواسطه موسسات مالی وبا فنون خاص، پس اندازهای جامعه را جمع­آوری نموده و آنها را در اختیار کارآفرینان و کسانی که تمایل به استقراض دارند قرار می­دهند. ابزارهای مالی متعددی که دراین بازارهامعامله میشوند به فراخورسررسیدشان به کوتاه­مدت (کمترازیکسال) وبلندمدت تقسیم بندی می­شوند. اوراق کوتاه­مدت دربازارپول وبلندمدت دربازارسرمایه مبادله می­شوند. بدیهی است هرقدر کارایی این بازارها افزایش یابند مکانیزم تجهیز وتخصیص نهاده سرمایه درکشور بطور بهینه تری صورت خواهدگرفت وامکان رشد وتوسعه اقتصادی و به­دنبال آن افزایش رفاه جامعه بیشتر فراهم خواهدشد. شاخص­­های بازار سرمایه در هر اقتصادی، به صورت دماسنج، نحوه کارکرد اقتصاد را نشان داده و اثرات تصمیم­گیری­های متعدد سیاست­گذاران بر اقتصاد کشور را حتی قبل از اجرایی شدن آن سیاست­ها، سریعاً منعکس می­نمایند. ارتباط بین شاخص­های قیمت سهام و چرخه­های تجاری
می­توانند وقوع رونق و رکود اقتصادی راپیش بینی نمایند.

بورس اوراق بهادار تهران به­عنوان تنها بازار سرمایه متشکل کشوراز زمان تاسیس درپانزدهم بهمن1346 تا قبل ازدهه هفتاد، از حجم فعالیت چندانی برخوردار نبوده است. تنها پس از جنگ تحمیلی، تجدید فعالیت بورس اوراق بهادار تهران به­عنوان زمینه ای برای اجرای سیاست­های خصوصی سازی وجذب نقدینگی، به­صورت نسبی مورد توجه قرار گرفته است. با این وجود، تاکنون سهم این بازار در جذب نقدینگی بسیار کم بوده است. به­طوری­که هم اکنون ارزش کل سالانه معاملات این بازار کمتر از ده درصد نقدینگی موجود در کشور را تشکیل می­دهد وارزش کل جاری بازار به نصف نقدینگی بخش خصوصی نمی­رسد. در شرایط کنونی که کشور ما شرایط گذار از اقتصاد دولتی به خصوصی را با اجرایی شدن بند جیم اصل چهل وچهار قانون اساسی، سپری می­کند، توجه و تقویت تنها بازار سرمایه متشکل کشور، ضروری می نماید. در این راستا علاوه بر بستر سازی قانونی سخت افزاری و افزایش تعداد شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، به عنوان تقویت  طرف عرضه، لازم است که سیاست­گذاری­های مناسب برای تقویت طرف تقاضای این بازار نیز صورت پذیرد، شناسایی عوامل موثر بر ریسک و بازده سرمایه گذاری دربورس تهران، می­تواند راهنمای مناسبی برای سیاست­گذاران برای یافتن راه­های افزایش انگیزه سرمایه گذاری در این بازار باشد. براساس مبانی نظری، عوامل موثر بر ریسک و بازده سهام در دو گروه عوامل درونی و بیرونی دسته بندی می­شوند. عوامل درونی، متغیرهای در سطح شرکت و صنعت را در بر می­گیرند. عواملی مثل ترکیب وساختار دارایی ها و بدهی های شرکت، نسبت­های فعالیت، نقدینگی، بدهی و حاشیه سود بنگاه، افزایش رقابت در صنعتی خاص، نوع آوری در شرکت ویا صنعت و... می­توانند مطرح باشند. این عوامل منحصر به شرکت و یا صنعتی خاص بوده و در سطح کل بازار فراگیر نیستند. عوامل کلان فرهنگی، سیاسی و اقتصادی به صورت برونزا بر میزان ریسک و بازده مجموعه کل بازار سهام تاثیر می­گذارند. در این مطالعه تلاش
می­شود اثر مجموعه­ای منتخب از متغیرهای کلان اقتصادی و بیرونی برشاخصهای متعدد قیمت  وبازدهی سهام در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرارگیرند. از این رو این مقاله به دنبال تبیین اثرگذاری برخی متغیرهای کلان اقتصادی برمتغیرهای متعدد بازارسهام یعنی شاخص کل قیمت سهام[1]، شاخص قیمت وبازده نقدی[2]، شاخص قیمت صنعت[3] و شاخص قیمت مالی[4] می باشد. در این راستا، پرسش کلیدی این مقاله عبارت است از «آیا رابطه­ای بین شاخص­های بازدهی در بورس اوراق بهادار تهران و فعالیت­های کلان اقتصادی وجود دارد؟»

سازمان دهی این مقاله به این شرح است: پس از مقدمه، پیشینه موضوع بررسی می­شود. سپس روش تحقیق و برآورد مدل آورده می­شود. خلاصه و نتیجه گیری بخش پایانی مقاله خواهد بود.

2- مبانی نظری

براساس تئوری، بازدهی سرمایه گذاری درسهام ازدو محل صورت می­گیرد، یکی از محل توزیع سالانه سود سهام (DPS) ودیگری ازمحل تغییرقیمت سهام[5]. بنابراین باتوجه به تئوری­های اقتصاد خرد از طریق بررسی عوامل موثر برعرضه وتقاضای سهام می­توان درخصوص چگونگی تغییرات قیمت وبازدهی سهام به نتایجی رسید.
به عنوان مثال دربازارسهام، ورود شرکت­های جدید به بازار وانجام معاملات سهام آنها دربورس، طرف عرضه راتشکیل می­دهند. بدیهی است عدم ورود نقدینگی(تقاضای) جدید به بازار، وتداوم عرضه اولیه سهام شرکت­های جدیدالورود، باعث کاهش قیمت­های سهام شرکت­های قبلی خواهدشد(به­دلیل گرایش نقدینگی موجود به سمت سهام جدید) و این موضوع کاهش بازدهی کل بازار را به­ همراه خواهد داشت. بنابراین توجه به طرف تقاضا همزمان با عرضه های اولیه، نقش مهمی درتداوم رونق دربازارسهام وتوسعه این بازاردارد. ازاین­رو طرف تقاضا دراین بازار ازاهمیت مضاعفی برخورداراست. درطرف تقاضاسرمایه گذاران همواره تلاش دارند ارزش اوراق بهادار را ارزیابی نمایند.

معامله گران دربازارسهام همواره به قیمتهای ذاتی توجه دارند. به­طوری­که اگرارزش ذاتی ورقه بهاداری را بیشتر از ارزش بازاری آن برآورد نمایند، ازفروش وعرضه آن خودداری نموده ویا اقدام به خرید ونگهداری آن می­نمایند وبالعکس. بنابراین ارزشیابی اوراق بهادار برای فعالان بازارسرمایه ازاهمیت بالایی برخورداراست.به لحاظ نظری دو روش عمده برای ارزیابی اوراق بهادار قابل طرح می­باشد، یکی روش ارزش فعلی(PVA)[6]است ودومی روش ضریب قیمت به سود هرسهم(P/E) می­باشد که این هم به نوعی وابسته ومرتبط با روش ارزش فعلی است. براساس روش ارزش فعلی، ارزش فعلی(تنزیل شده)کلیه جریانات نقدی آتی[7] که سرمایه گذاران انتظاردارند ازدارایی(ورقه بهادار) خود بدست آورند باهم جمع می­شوند و ارزش واقعی[8] و یا ارزش ذاتی[9] دارایی فوق را تشکیل می­دهند. در مورد ارزشیابی سهام یک شرکت، روش فوق به مدل تنزیل سود تقسیمی[10] تعدیل شده است و در آن ارزش فعلی سهام عادی شرکت برابر با مجموع ارزش تنزیل شده سودهای تقسیمی سال­های آتی است :

 

در این رابطه (k)  نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذار( نرخ تنزیل ) بوده و ((D_t بیانگر میزان سود تقسیمی هر سهم در سال t می باشد و (P)  بر ارزش فعلی ( قیمت ) برآورد شده هر سهم دلالت دارد. با فرض تداوم فعالیت شرکت، تعداد سالهای سود دهی آتی شرکت می‏تواند نامحدود باشد ( یعنی  n به سمت بی نهایت می کند). البته با در نظر گرفتن فرضهایی برای سود سالهای آتی بنگاه می توان به روشهای محاسباتی ساده تری نیز دست یافت. مثلاً اگرn بینهایت بوده و سودهای تقسیمی  سالانه از نرخ رشد ثابت (g)  برخوردار  باشند، خواهیم داشت:

 

ویا اگر (g=0)  باشد،   خواهد بود. همان­گونه که ملاحظه می­گردد بین K وP رابطه معکوس وبین  D_tوP رابطه مستقیم برقرار است.

 برای تفکیک نرخ تنزیل(k) به اجزای تشکیل دهنده­اش کافی است ازمدل قیمت گذاری دارایی­های سرمایه ای(CAPM)،استفاده شود. در مدل قیمت گذاری دارائی های سرمایه ای فرض می­شود بازار سرمایه از نوع رقابت کامل بوده و تمامی فروض و ویژگی های رقابت کامل را دارد و سرمایه گذاران در چنین بازاری رفتاری عقلانی دارند. از این­رو افراد در راستای کاهش ریسک ، متنوع ترین پرتفولیو از دارایی­ها ( بنام پرتفولیوی بازار یا M)^[11] را انتخاب و تشکیل می­دهند. براساس مدل (CAPM)، قیمت دارایی براساس روش ارزش فعلی ارزیابی می­گردد. اما برای محاسبه نرخ تنزیل لازم است به رابطه زیر توجه شود :

صرف ریسک دارایی i ام  + نرخ بازده اسمی بدون ریسک = نرخ بازده­داراییi  ام

 

در این مدل یک سرمایه گذار می تواند با ایجاد حداکثر تنوع در پرتفولیو دارایی­های خود، ریسک غیر سیستماتیک هر دارایی را به صفر برساند؛ اما در هر حال امکان حذف ریسک سیستماتیک  به­خاطر عوامل بیرونی میسر نیست. بنابراین نرخ بازده مورد انتظار یک سرمایه­گذار (نرخ تنزیل) که معادل میانگین نرخ بازدهی پرتفولیو دارایی­های وی است، براساس رابطه زیر قابل محاسبه خواهد بود. که در آن صرف ریسک، پاداش ناشی از تحمل ریسک سیستماتیک است.

  صرف ریسک + نرخ بازدهی مورد انتظار اسمی بدون ریسک سرمایه گذاری= نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذار

     براساس رابطه فیشر بین نرخ بهره واقعی و اسمی و نرخ تورم مورد انتظار،رابطه زیر برقرار است:

نرخ تورم مورد انتظار + نرخ بهره واقعی  = نرخ بهره اسمی

حال اگر نرخ بازده اسمی بدون ریسک سرمایه گذار را معادل نرخ بهره اسمی در نظر بگیریم، نرخ تنزیل مورد نظر بدین صورت محاسبه خواهد شد:

(صرف ریسک)+(نرخ تورم موردانتظار)+(نرخ بهره واقعی)=(نرخ بازده موردانتظارسرمایه‏گذار)

نرخ بهره واقعی دراینجا می­تواند بر نرخ بازده سایر فرصت­های سرمایه گذاری پس از کسر صرف ریسک آنها وکسر نرخ تورم مورد انتظار دلالت نماید. براساس روش ارزشیابی ارزش فعلی سهام (DDM)، نرخ تنزیل در مخرج کسر قرار می­گیرد بنابراین سه آیتم، ریسک، نرخ تورم مورد انتظار و نرخ واقعی بهره از عوامل منفی تاثیرگذار بر قیمت و بازدهی سهام محسوب می­گردند. بدیهی است هر عامل تاثیر گذار بر این سه آیتم نیز می­تواند همین اثر را داشته باشند. در خصوص نحوه تاثیر تورم بر قیمت سهام ذکر این نکته ضروری است که هر چند تورم از طریق کانال نرخ تنزل  تاثیر منفی بر قیمت سهام دارد ولی اگر تورم و افزایش قیمت محصولات  شرکت­های بورسی بیشتر از رشد هزینه های  تولید باشند در اینصورت سود بنگاه­ها افزایش یافته و تورم از کانال جریان وجوه نقدی آتی عایدی ها می­تواند تاثیر مثبتی بر قیمت سهام داشته باشد، بدیهی است در این­صورت برآیند این دو اثر مخالف هم، نحوه تاثیر تورم برقیمت و بازدهی سهام را تعیین خواهد کرد.

عوامل تاثیرگذاربرمقادیرجریانات نقدی آتی دارایی­ها وهمچنین عوامل موثر بر نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذاران، به نوعی عوامل تاثیرگذار برقیمت وبازدهی سهام بنگاه­ها نیز محسوب می­شوند. به لحاظ تئوریکی این عوامل به دو دسته درونی و بیرونی تقسیم می­شوند. عوامل در سطح شرکت و صنعت مثل نسبت­های مالی، حاشیه سود، نتایج حاصله از بررسی و مطالعه صورت­های مالی شرکت وعوامل تاثیرگذار بر رونق و رکود در شرکت وصنعتی خاص، همگی از عوامل درونی محسوب می­شوند. از این­رو این عوامل تا حدود زیادی بوسیله مدیریت بنگاه­ها قابل کنترل می باشند. اما عوامل کلان اقتصادی، اجتماعی و حتی سیاسی وجود دارند که بر قیمت و بازدهی سهام تاثیر می گذارند که خارج از کنترل مدیریت بنگاه­ها بوده واز اینرو عوامل بیرونی محسوب می­شوند، مثل نرخ تورم، نرخ بهره، نرخ رشد اقتصادی، مالیات، سوبسید، قوانین ومقررات مربوطه، حجم نقدینگی، ادوار تجاری کسب وکار، میزان بازدهی فرصت­های سرمایه گذاری جایگزین و سیاست­های اقتصادی، اجتماعی و سیاسی دولت. در این مطالعه تلاش می شود اثر منتخبی از این متغیرهای بیرونی واقتصادی تاثیرگذار برقیمت و بازدهی سهام مورد بررسی قرار گیرد. درهر حال درطرف تقاضا دوکانال برای تاثیر گذاری بر روی قیمت وبازدهی سهام وجود دارد. کانال اول جریانات وجوه نقدی (عایدی) آتی سهم بوده و کانال دوم نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذاران می­باشد که به عنوان نرخ تنزیل در محاسبه ارزش فعلی عایدی های آتی سهام مورد استفاده قرار می­گیرد.

به لحاظ رقابتی که بین بازارهای پول وسرمایه برای جذب نقدینگی وجود دارد، با افزایش نقدینگی و در نتیجه کاهش نرخ بهره، ازسرمایه گذاری دربازارپول کاسته شده ومنابع مالی به سمت بازارسرمایه سرازیرمی­شوند. افزایش نقدینگی و حجم  پول در کوتاه مدت می­تواند با کاهش نرخ واقعی بهره از طریق کانال نرخ تنزیل، باعث افزایش قیمت سهام گردد. همچنین افزایش نقدینگی، توانایی تجهیز منابع مالی بانکها را افزایش داده و در نتیجه با افزایش توان وام دهی بانک­ها به شرکتهای بورسی، عایدیها و جریان وجوه نقدی آتی بنگاه­ها افزایش می یابد و از این کانال نیز میتواند بر قیمت سهام تاثیر مثبت  بگذارد. البته بخشی از اثر مثبت نقدینگی بر قیمت سهام، از طریق تاثیر آن برتورم میتواند  خثنی گردد (البته به­شرطی که برآیند رابطه تورم وقیمت سهام منفی باشد). با افزایش رشداقتصادی، میزان درآمد افرادوسرمایه گذاران افزایش یافته ازیک سو تقاضا برای سرمایه­گذاری دربازارسرمایه بیشترشده وبا افزایش قیمتهای سهام، بازدهی این بازاربیشتر می­شود و ازسوی دیگرتقاضا برای خرید کالاها و خدمات تولیدی شرکت­های بورسی افزایش می یابد و این میتواند بر قیمت محصولات و میزان تولید شرکت­ها اثرمثبت گذاشته و در نهایت باعث افزایش سود آوری و جریان وجوه نقدی آتی بنگاه­ها گردد.وبدین ترتیب رشد اقتصادی می­تواند از کانال افزایش عایدی ها و جریان وجوه نقدی بر قیمت وبازدهی سهام تاثیر مثبت داشته باشد.

افزایش تنش­های سیاسی باعث افزایش ریسک سیاسی وسیستماتیک در کل بازار سهام شده تقاضا برای سرمایه گذاری دراین بازارکاهش یافته و با افزایش صرف ریسک، نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذاران (نرخ تنزیل) افزایش خواهد یافت و در نتیجه قیمتهای سهام کاهش خواهند یافت.

افزایش قیمت­های جهانی نفت درکشورهای صادر کننده نفت میتواند ازیک سو درآمد افرادو سرمایه گذاران را افزایش دهد وتقاضا برای خرید سهام افزایش یابد وازسوی دیگرباعث فراهم شدن افزایش واردات مواد اولیه بنگاهها  وانتقال تکنولوژی به داخل کشورشده، در نتیجه میزان سوددهی و جریان وجوه نقدی عایدیهای آتی
بنگاه­ها افزایش یابد و از این جهت می­تواند بر قیمت و بازدهی سهام تاثیر مثبت داشته باشد.

به لحاظ رقابتی که بین بازار سهام با بازارهای مسکن، زمین، ارز و سکه وجود دارد، افزایش قیمت ارز، سکه و یا مسکن و زمین، باعث افزایش هزینه های فرصت سرمایه گذاری در بازار سهام میگردند. و بدین ترتیب با افزایش بازدهی در بازارهای رقیب، منابع سرمایه گذاران ازبازارسهام به سمت بازارهای دیگر سرازیرمیشود،درنتیجه قیمت­های سهام کاهش خواهند یافت.درواقع دراین شرایط نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذاران در بازار سهام ( نرخ تنزیل) افزایش یافته وازکانال نرخ تنزیل تقاضا برای خریدسهام کاهش می­یابد، رابطه بین نرخ ارز و قیمت سهام از دیدگاه دیگری نیز قابل بررسی است، به­طوری­که اگر درجه ارزبری صنایع عمده  فعال کشور بالا باشند، با افزایش نرخ ارز، هزینه­های تولید بیشتر از قیمت محصولاتشان افزایش یافته و این موضوع از کانال کاهش جریان نقدی عایدی های آتی بنگاه­ها می­تواند باعث افت قیمتهای سهام گردد. اما اگر درجه ارزآوری صنایع عمده کشور بالا باشند، رابطه بین نرخ ارز و قیمت سهام از کانال جریان  وجوه نقدی بنگاهها مثبت خواهد بود. برآیند اثرات منفی ناشی از رقابت بین بازارهای سهام و ارز واثر مثبت اخیر، تعیین کننده رابطه نهایی بین نرخ ارز و قیمت سهام خواهد بود.

     بدیهی است جدای ازطرف عرضه، درطرف تقاضا هرگونه تغییر در قوانین و مقرراتی که بتوانند برمیزان ریسک و بازده بنگاه­های بورسی تاثیر بگذارند، از طریق یکی از کانال­های جریان وجوه نقدی عایدی های آتی و یا نرخ تنزیل برقیمت­های سهام اثر خواهند داشت. در هر حال هر یک از متغیرهای کلان اقتصادی که برجریان وجوه نقدی بنگاه­ها و یا نرخ بازده مورد انتظار سرمایه گذاران تاثیر بگذارند، می­توانند موجبات تحریک تقاضا در بازار سهام را فراهم آورده و قیمت و بازدهی سهام را تحت تاثیر قرار دهند.

3- مطالعات تجربی

فاما[12] (1981) رابطه بین بازده واقعی سهام و تورم برای دوره زمانی 1954-1977 در اقتصاد امریکا را مورد بررسی قرار داد. نتایج به دست آمده وجود یک رابطه منفی بین بازده واقعی سهام و تورم را نشان می­­­­­داد. گالتکین[13] (1983) در مقاله‌ای ارتباط بین تورم و بازده سهام عادی را برای 26 کشور و در دوره بعد از جنگ جهانی دوم بررسی نمود. او فرضیه فیشر را بررسی کرد و به این نتیجه رسید که ارتباط بازده و تورم در طی فواصل زمانی مختلف ثابت نمی‌باشد و از کشوری به کشور دیگر متفاوت است. چن و همکاران[14](1986) در مقاله­ای تحت عنوان "نیروهای اقتصادی و بازار سهام"  به بررسی تاثیرات تغییرات غیرمنتظره در متغییرهای کلان اقتصادی، بر بازده سهام در دوره زمانی 1953 - 1983 پرداختند. نتایج نشان می دهد که تغییرات غیر منتظره در صرف ریسک و تورم، همچنین رشد تولیدات صنعتی تاثیرات مهمی بر سیستم اقتصاد ایالات متحده دارد. در ادامه با تفکیک تورم به دو بخش تورم مورد انتظار و تورم غیر منتظره اثر تورم بر بازده سهام مورد تحقیق قرار گرفته است که نتایج نشان
می­دهد که ارتباط بین تورم و بازده سهام منفی می­باشد. جونز و نوئل[15] (1987) نشان داد هیچ رابطه معنی­داری بین عرضه پول و بازده سهام در آمریکا وجود ندارد و این به این معنی است که داشتن اخبار تغییرات عرضه پول بر بازده سهام در امریکا بی تاثیر است و این امر نشان دهنده شفافیت و کارایی در بازار سهام می­باشد. هاردولیس[16] (1987) تاثیر پذیری قیمت سهام در بازار امریکا از اخبار و اطلاعات مربوط به  متغییرهای پولی و غیر پولی را مورد بررسی قرار داد. وی در این تحقیق داده های مربوط به چهار شاخص مهم در بازار امریکا (S&P500، NYSE financial index، AMEX و Value Line index[17]) را از اکتبر 1979 تا اگوست 1984 را مورد ارزیابی قرار داد. پون و تیلور[18] (1991) نشان داد که متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده­های سهام در انگلستان اثر ندارند. بونگ سو لی[19] (1992)، به بررسی روابط علی دینامیک بین بازده واقعی سهام، نرخ­های بهره واقعی (IRE)، رشد تولیدات صنعتی و نرخ تورم در دوران بعد از جنگ جهانی در امریکا پرداخته است. بالدوزی و پییرلونگی^[20](1994) فرضیه جانشینی فاما مورد آزمون و بررسی قرار داد. بیشتر اثرات روی بازده سهام حاصل تورم می‌باشد، ‌و بین تورم و بازده سهام یک همبستگی معنی دار و منفی وجود دارد.

گلنور مراد اوغلو و کیویلیسم[21] (1996)، در مقاله­ای به بررسی رابطه بین شاخص قیمت سهام، نرخ بهره، نرخ ارز(دلار امریکا)، نرخ تورم، حجم پول و نقدینگی در اقتصاد ترکیه پرداختند. نتایج نشان می دهد که شاخص قیمت سهام همبستگی منفی با نرخ ارز و نرخ بهره دارد. در کوتاه مدت ارزش واحد پول ملی[22] و یا نرخ اوراق خزانه یک رابطه منفی با شاخص قیمت سهام دارند. میزان حجم پول بر قیمت سهام تاثیر مثبت دارد و درکل یک رابطه معنی­دار بین شاخص قیمت سهام و متغییرهای پولی وجود دارد. هوانگ، ماسولیس و استول[23](1996)، رابطه بین بازده روزانه شاخص سهام و سود­­آوری روزانه آتی بازار نفت را از طریق داده­های روزانه نفت و سهام در بازار امریکا طی دوره زمانی 1979 تا 1990 مورد تجزیه و تحلیل قرار دادند.آن­ها در این تحقیق از زوش خود رگرسیونی برداری استفاده کردند. نتایج به دست آمده از این تحقیق نشان می دهد ارتباط موثری بین قیمت­های آتی نفت و بازده کل در بازار امریکا وجود ندارد.

حبیب الله و بهارم شاه[24] (1996) نشان دادند که عرضه پول چه در سطح محدود  و چه در سطح گسترده ،  همجمعی با شاخص قیمت سهام در مالزی ندارد و این امر نشان می­دهد که بازار بورس در مالزی از نظر اطلاعاتی کارا می باشد. سولنیک[25] (1997) تحقیقی را در مورد ارتباط بین بازده سهام و تورم برای 9 کشور طی سال­های 1971 لغایت 1980 براساس مدل فیشر و مدل Geske و Roll انجام داد و به دو نتیجه رسید: ‌اولا در اکثر بازارهای مهم، سهام مدل فیشر که بر اساس آن بازده واقعی مستقل از انتظارات تورمی می‌باشد کاملاً رد می‌شود. ثانیاً مدل Geske و Roll که بر اساس آن تغییرات قیمت سهام رابطه منفی با انتظارات تورمی دارد، ثابت می‌گردد.

چونگ وآنجی[26] (1998)، تاثیر قیمت واقعی نفت، مصرف واقعی، عرضه واقعی پول (M1) و تولید واقعی(GNP) را بر شاخص ملی پنج بازار سهام عمده جهان شامل: ایالات متحده، کانادا، ژاپن، آلمان و ایتالیا در طول دوره زمانی 1957 تا 1992 مورد تجزیه و تحلیل قرار دادند. نتایج آزمون جانسون نشان می دهد که در ایالات متحده، ژاپن و ایتالیا قیمت­های نفت، تاثیر مثبت بر شاخص قیمت­ها در بازار سهام دارند، اما در دو کشور کانادا و  آلمان، قیمت­های نفت تاثیر منفی بر قیمت سهام دارند. در این تحقیق بین قیمت سهام و مصرف واقعی همبستگی مثبت وجود دارد. تاثیر تولید واقعی(GNP) بر قیمت سهام مبهم است و در نهایت تاثیر عرضه واقعی پول(M1) بر بازار سهام قابل تشخیص نمی­باشد. چودری[27] (1999)، در یک تحقیق تجربی، رابطه بین بازده سهام (اسمی و واقعی) و تورم را در چهار کشور با تورم بالا در امریکای لاتین و مرکزی شامل: مکزیک، آرژانتین، ونزوئلا و شیلی را در طی دهه­های 80 و 90  مورد بررسی قرار داد. نتایج بیانگر اثر معنی­دار تورم بازده اسمی به وسیله تورم گذشته ایجاد شده است تا تورم آینده.

الشریف[28] (2005) نشان داد بازده سهام در بخش نفت و گاز واکنش مثبت به افزایش قیمت نفت از خود در انگلیس نشان می­دهد. اندرس هامپ و پیتر مک میلان[29](2006) در مقاله ای، واکنش بلند مدت بازار سهام نسبت به متغیرهای اقتصاد کلان در بازارهای بورس آمریکا و ژاپن را مقایسه کردند. نتایج نشان داد که قیمت سهام درآمریکا، بطور مثبت با تولید صنعتی و به­طور منفی با تورم و نرخ بهره بلند مدت در ارتباط است ، ولی عرضه پول تاثیر معنی داری بر قیمت سهام ندارد. در ژاپن، قیمت سهام به­طور مثبت با تولیدات صنعتی در ارتباط است ولی با عرضه پول رابطه منفی دارد. کریستوفرگان و همکاران[30] (2006)، تعاملات دو طرفه بین شاخص سهام و گروهی از متغیرهای کلان اقتصادی شامل نرخ ارز، تولید ناخالص داخلی، نرخ تورم،  عرضه­ی پول، نرخ بهره­ی بلندمدت، نرخ بهره کوتاه­مدت و قیمت خرده فروشی نفت محلی[31] را بررسی کردند.  نتایج نشان داد که بین شاخص قیمت سهم نیوزلند و متغیرهای اقتصادی مورد آزمون، رابطه­ی بلندمدت وجود دارد. مریکاس و مریکا[32] (2006)، به بررسی تاثیر متغییر های واقعی اقتصادی بر بازده سهام و همپنین تحلیل اثرات زنجیره­ای فاما در اقتصاد آلمان پرداختند. نتایج نشان می­دهد که اشتغال به شدت، بازار بورس را تحت تاثیر منفی قرار می­دهد ولی تولید سبب تقویت بازده سهام می شود. سرمایه­گذاری و قیمت های خرده فروشی تاثیر منفی بر بازده سهام از خود نشان می دهند. چین هونگ پوه وجایارامان[33](2007) نشان می­دهند که شاخص قیمت سهام فیجی نسبت به تولید واقعی و نرخ ارز با کشش است ولی نسبت به عرضه پول ونرخ بهره بی کشش می باشد. رابرت.دی. گی[34](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 می­دهد که رابطه­ ضعیف میان این متغیرها و شاخص قیمت سهام در این چهار کشور وجود دارد. باردو، دوکر و ویلوک[35](2008) نشان می­دهد که افزایش تورم و نرخ بهره دارا اثری منفی و قوی برشرایط بازارمی باشند واین تاثیر مستقل از تاثیر این متغیرها بر قیمت واقعی سهام است.

آنوکیم و توینبه[36](2008) که تاثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام در کشور غنا طی دوره1999-2007 می پردازند و به این نتیجه رسیده­اند ارتباط بلند مدت، میان متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص قیمت سهام غنا وجود دارد. هم چنین تجزیه و تحلیل­ها نشان می­دهد که متغیرهای نرخ بهره و تورم با وقفه قابلیت نشان دادن تغییرات بازار سهام را دارند و سرمایه گذاری مستقیم خارجی، قیمت نفت و نرخ ارز تاثیری ضعیف بر تغییرات قیمت سهام دارند.

4- تصریح مدل و نتایج تجربی

بر اساس آنچه که در ادبیات تحقیق مرور شد معادله زیر برای ارزیابی اثرات متغیرها بر بازدهی سهام انتخاب شده است:     

 

که در آن index شاخص‌های مربوط به بازدهی سهام است.  شاخص‌های مدنظر این تحقیق برای بازار سهام در بورس اوراق بهادار تهران عبارتند از:

Ÿ شاخص کل قیمت سهام[37] (Tepix)، این شاخص میانگین موزون  از قیمت سهام کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می­باشد. وزن هر سهم معادل سرمایه شرکت مربوطه بوده و روش محاسبه به صورت لاسپیرز است و سال پایه اول  فروردین  1369 می باشد. بطوریکه میزان این شاخص در سال پایه معادل عدد100 در نظر گرفته شده است.تغییرات دراین شاخص فقط بخشی ازبازدهی سهام که ناشی از تغییرقیمت است را نشان میدهد[38] و از این جهت معیاردقیقی برای بازدهی سهام شرکت­های بورسی نمی باشد.

Ÿ  شاخص قیمت وبازده نقدی[39](Tedpix) ایجاد بازدهی برای سهام یک شرکت از دو محل صورت می­گیرد. یکی ازمحل افزایش قیمت سهام  و دیگری ازمحل توزیع سالانه سود نقدی هرسهم[40].  عموماً پس ازتوزیع سود نقدی در مجامع عادی سالانه شرکت­ها ، قیمت سهام کاهش می­یابد. بنابراین شاخص قیمت سهام (Tepix) که فقط ایجاد بازدهی در سهم بواسطه رشد قیمت را نشان می­دهد معیار دقیقتری از بازدهی سهام نمی­باشد. اما شاخص قیمت وبازده نقدی(Tedpix) با لحاظ نمودن هم رشدقیمت وهم توزیع سود نقدی سهم در محاسبات، بازدهی ناشی از هر دو محل برای سهام شرکت­ها را در نظر می گیرد و از اینرو معیار دقیقتری از بازدهی سهام شرکتهای بورسی محسوب می­گردد.

Ÿ شاخص قیمت صنعت[41] و شاخص قیمت مالی[42]،  مجموعه شرکتهای بورسی عموماً در دو گروه صنعت و واسطه گری مالی قابل تقسیم بندی می باشند. شرکتهای سرمایه گذاری که مستقیماً در تولید کالاها و خدمات نقشی ندارند و بلکه ازمحل دریافت سود از شرکت­های زیر مجموعه خود ، سودسازی می­کنند وهمچنین بانک­ها که با ارائه خدمات مالی وتسهیلات به کارآفرینان و شرکتهای تولیدی، مستقیماً در امر تولید نقشی ندارند، درگروه واسطه گری مالی قرار می­گیرند. بدیهی است افزایش قیمت سهام این گروه ، در گرو سودآوری و رشد قیمت سهام شرکت­هایی است که مستقیماً کالاها و خدمات تولیدی خود را در اختیار مصرف کنندگان نهایی قرار می­دهند. از این­رو برای تفکیک میزان سودآوری در این­دو گروه شاخص قیمت صنعت و شاخص قیمت مالی تعریف می­گردد. هر دو این شاخص­ها بروش لاسپیرز محاسبه شده وسال پایه آنها اول فروردین  1369 می باشد و در محاسبه هر یک ، قیمت سهام شرکت­های گروه مربوطه قرار می­گیرند. و مقدار عددی آنها در سال پایه 100 می باشد.

متغیرهای توضیحی برای تبیین عوامل موثر بر بازدهی سهام عبارتند از:

Ÿ تولید ناخالص داخلی حقیقی (y): یکی از مهمترین متغیرهای موثر بر بازدهی سهام وضعیت رشد اقتصادی است.  رونق یا رکود اقتصادی به بازار سهام علامت می‌دهد. در شرایط رونق اقتصادی انتظار می رود با ترسیم چشم‌انداز مثبت اقتصادی شاهد اثرگذاری مثبت آن بر رشد بازدهی سهام باشیم. همچنان که تجارب نشان می‌دهد رکود اقتصادی به شدت بر بازدهی سهام تاثیر می گذارد. این متغیر به قیمت ثابت 1376 می باشد که از درگاه اطلاعاتی بانک مرکزی اخذ شده است.

Ÿ حجم نقدینگی در دست بخش خصوصی : بورس اوراق بهادار تهران به عنوان یکی از مراکز جذب و هدایت نقدینگی به بخش تولید کالاها و خدمات محسوب می‌شود. بنابراین انتظار می رود با افزایش نقدینگی دست بخش خصوصی، بخشی از این نقدینگی‌ها به سوی بازار سهام سوق داده شود و تاثیر مثبت بر بازدهی سهام داشته باشد.

Ÿ نرخ ارز : نرخ ارز دارایی جانشین برای سهام محسوب می‌شود. انتظار می رود با افزایش نرخ ارز (تضعیف پول ملی)، تقاضا برای سهام کاهش یابد.

Ÿ نرخ بهره حقیقی (r): نرخ بهره حقیقی ما به تفاوت نرخ بهره اسمی و نرخ تورم است. افزایش نرخ بهره حقیقی تاثیر منفی بر بازدهی سهام بر جای خواهد گذاشت.

Ÿ شاخص قیمت مسکن (residp): مسکن نیز همانند سایر دارایی های بادوام می‌تواند جانشین سهام باشد. انتظار در شرایط رونق بازار مسکن، بازدهی سهام کاهش یابد.

Ÿ قیمت سکه (coin): با توجه به این که سکه با پس‌اندازهای خرد نیز قابل تامین است انتظار می‌رود در مقایسه با مسکن جانشین نزدیکی با سهام باشد.

قبل از برآورد لازم است پایایی متغیرها آزمون شوند. آزمون ریشه واحد دیکی ‌فولر تعمیم ‌یافته به صورت‌های مختلف و ممکن و براساس معنی‌دار بودن هر یک از عوامل جبری (مقادیر ثابت و روند) و معنی‌دار بودن متغیرهای وابسته با وقفه، برای کلیه متغیرهای موجود در مدل، آزمون شده و نتایج نشان می‌دهد تمامی متغیرهای مورد مطالعه در سطح ناپایا بوده ولی با یکبار تفاضل‌گیری پایا می‌شوند.

جدول 2: پایایی متغیرها

ردیف	متغیر	سطح متغیر		تفاضل مرتبه اول
		مقدار آماره	پایا	مقدار آماره	پایا
1	coin	1.42-	×	7.7-	√
2	xrate	1.15	×	8.0	√
3	finindex	1.32-	×	4.6-	√
4	Gdpr	1.18-	×	10.94-	√
5	indindex	1.02-	×	4.37-	√
6	M2	0.84- (4)	×	4.94	√
7	residp	0.22-	×	4.55-	√
8	rinterest	1.35-	×	6.8-	√
9	tedix	0.85-	×	6.31-	√
10	tedpix	0.41-	×	4.95-	√
11	tepix	0.69-	×	5.47-	√

 

پنج معادله برای ارزیابی متغیرهای مهم کلان اقتصادی بر بازدهی سهام برآورد می‌شود. با توجه به این که همه متغیرها I(1) هستند می‌توان از هم‌جمعی گرنجری استفاده کرد. در این روش لازم است مراحل زیر  برای اطمینان از وجود رابطه بلندمدت طی شود: ارزیابی پایایی متغیرها و اطمینان از I(1)، برآورد رابطه بین متغیرها و ارزیابی پایایی جزء اخلال به دست آمده از رابطه بلندمدت.

4-1- روابط بلندمدت

برآورد معادله بر اساس شاخص Tedix نشان می‌دهد که نرخ ارز، نرخ بهره حقیقی، شاخص قیمت مسکن تاثیر منفی و معنادار بر بازدهی سهام دارند. ضریب قیمت سکه معنادار نمی‌باشد؛ به بیان دیگر سکه جانشین ضعیف برای سهام محسوب می­ود. رشد اقتصادی تاثیر مثبت و معنادار بر شاخص سهام دارد. افزایش نقدینگی مطابق انتظار تاثیر مثبت بر افزایش بازدهی سهام دارد.

شاخص قیمت وبازده نقدی(Tedpix) با لحاظ نمودن رشدقیمت وتوزیع سود نقدی سهم در محاسبات، بازدهی ناشی از هر دو محل برای سهام شرکت­ها را در نظر می گیرد و از این رو معیار دقیقتری از بازدهی سهام شرکت­های بورسی محسوب می گردد. ابتدا معادله با حضور همه متغیرها برآورد شد و نتایج  نشان داد که سکه، نرخ ارز و قیمت مسکن جانشین‌های ضعیفی برای بازار سهام محسوب می­شود و ضرایب به دست آمده معنادار نیستند. سپس معادله با متغیرهای باقیمانده برآورد شد. همچنین نتایج نشان داد با وجود این که نرخ بهره حقیقی تاثیر منفی بر شاخص بازدهی سهام دارد ولی معنادار نیست. حجم پول مطابق انتظار تاثیر مثبت ولی غیرمعنادار بر افزایش بازدهی سهام دارد. رشد اقتصادی متغیر مسلط و اثرگذار بر رشد بازدهی سهام دارد. به نظر می‌رسد در میان متغیرهای مهم کلان اقتصادی، رشد اقتصادی بیشترین تاثیر را بر بازدهی سهام دارد. همچنین شواهد نشان می‌دهد که چرخه و انتخابات ریاست جمهوری به شدت بر بازدهی سهام تاثیر گذار است.

شاخص قیمت سهام (Tepix) فقط ایجاد بازدهی در سهم به واسطه رشد قیمت را نشان می‌دهد. ابتدا معادله با حضور همه متغیرها برآورد شد مجددا نتایج نشان داد که سکه، نرخ ارز و قیمت مسکن جانشین‌های ضعیفی برای بازار سهام محسوب می شوند و ضرایب به دست آمده معنادار نیستند. حجم پول مطابق انتظار تاثیر مثبت ولی غیرمعنادار بر افزایش بازدهی سهام دارد. تاثیر نرخ بهره حقیقی منفی ولی غیرمعنادار است. سپس معادله با متغیرهای باقیمانده برآورد شد. رشد اقتصادی تاثیر مثبت بر بازدهی سهام دارد. همچنین شواهد نشان می‌دهد که چرخه و انتخابات ریاست جمهوری به شدت بر بازدهی سهام تاثیر گذار هستند.

شاخص قیمت صنعت (IPI)و شاخص قیمت مالی(FPI)، مجموعه شرکت­های بورسی عموماً در دو گروه صنعت و واسطه گری مالی قابل تقسیم بندی می باشند. شرکت­های سرمایه گذاری که مستقیماً در تولید کالاها و خدمات نقشی ندارند و ازمحل دریافت سود از شرکت­های زیر مجموعه خود ، سودسازی می­کنند وهمچنین بانک­ها که با ارائه خدمات مالی وتسهیلات به کارآفرینان و شرکتهای تولیدی، مستقیماً در امر تولید نقشی ندارند درگروه واسطه گری مالی قرار می­گیرند.

برآوردهای اولیه نشان داد که ضریب متغیرهای سکه و قیمت مسکن با وجود این که منفی هستند ولی معنادار نیستند؛ به عبارت دیگر جانشین‌های ضعیفی برای بازار سهام محسوب می شوند. همچنین ضریب GDP با وجود مثبت بودن معنادار نمی‌باشد. نرخ ارز تاثیر مثبت و معنادار دارد. حجم پول مطابق انتظار تاثیر مثبت و معنادار بر شاخص قیمت مالی دارد. تاثیر نرخ بهره حقیقی منفی و معنادار است. همچنین شواهد نشان می‌دهد که چرخه و انتخابات ریاست جمهوری به شدت بر بازدهی سهام تاثیر گذار هستند. معادله با حذف متغیرهای غیر معنادار مجددا برآورد شد نتایج نشان می‌دهد بر خلاف شاخص های قبلی، نقدینگی بخش خصوصی متغیر مسلط و غالب در شاخص قیمت مالی دارد.

برآوردها بر اساس شاخص قیمت مالی نشان داد که ضریب متغیرهای سکه و نرخ ارز و نرخ بهره حقیقی معنادار نیستند؛ بنابراین با استفاده از آزمون F و نسبت راست­نمایی مقدار آماره 8/1 (با احتمال 18/0) به دست آمد و نشان داد که حذف این متغیرها تاثیری بر مدل ندارد. بنابراین مدل بدون این متغیرها برآورد شد. نتایج نشان می‌دهد که حجم نقدینگی و رشد اقتصادی تاثیر و معنادار بر شاخص قیمت مالی دارند. همچنین شواهد نشان می‌دهد که چرخه و انتخابات ریاست جمهوری به شدت بر بازدهی سهام تاثیر گذار هستند. شاخص قیمت مسکن تاثیر منفی و معنادار بر بازدهی سهام دارد.

جدول 3: عوامل موثر بر بازدهی سهام در ایران: روابط بلندمت

متغیرها	tedix	tedpix	tepix	indindex	finindex
c	5850	551087	16228-	8100-	999.4
Gdpr	0.01	0.071	0.008	0.24	0.058
M1	0.02	0.006     *	-	0.24	0.067
rinterest	5.4-	-	-	188.9-  *	29.21 - *
xrate	0.61-	-	-	1.33 *	-
residp	7.5-	-	-	250.2-	60.02-
coin	0.0006  *	-	-	0.0006- *	-
D		-	2460-	22004.3-	5452.9-
	0.98	0.97	.98	0.63	0.76
دوربین واتسون	1.6	1.53	1.34	1.4	1.5
اماره F	413.4	384.4	1267.4	10.8	28.3

* به معنای معنادار نبودن در سطح 10 درصد است.  سایر ضرایب در سطح 5 درصد معنادار هستند.

 

آخرین مرحله برای ارزیابی وجود رابطه بلندمدت در میان متغیرها، آزمون پایایی اجزای اخلال است. در صورتی که جزء اخلال پایا باشد نتیجه‌گیری می‌شود که رابطه بلندمدت بین متغیرها وجود داشته و رگرسیون جعلی نیست. نتایج نشان می‌دهد که مقدار دیکی فولر تعمیم یافته برای معادلات یاد شده به ترتیب 6/26-، 7/9-، 3/53-، 8/5- و 8/2- بوده و پایا هستند. بنابراین رابطه بلندمدت بین متغیرها برقرار است.

4-2- مدل تصحیح خطا

برای برقراری ارتباط میان روابط بلندمدت و کوتاه مدت از مدل‌های تصحیح خطای برداری استفاده می‌شود. این معادله برای هر یک از معادلات برآورد شده و نتایج در جدول (4) ارائه شده است.

برآوردها برای معادله اول نشان می‌دهد که قیمت سکه و قیمت مسکن معنادار نیستد ولی نرخ بهره حقیقی و نرخ ارز تاثیر منفی و معنادار بر بازدهی سهام دارند. همچنین نتایج نشان می‌دهد که وضعیت اقتصادی و حجم نقدینگی در کوتاه مدت تاثیر مثبت و معنادار دارند. ضریب ECM در این معادله37/0- بوده و معنادار است به عبارت دیگر اگر شوکی وارد شود 37 درصد این شوک در فصل اول از بین می‌رود و به سمت تعادل بلندمدت حرکت می‌کند. به عبارت دیگر حدود 3 فصل طول می‌کشد تا آثار شوک به طور کامل از بین برود و به سمت رابطه بلندمدت حرکت نماید. 

برآوردها برای معادله دوم نشان می­دهد که در کوتاه مدت ضریب متغیرهای GDP، نرخ ارز و شاخص قیمت مسکن معنادار هستند. همچنین تاثیر نرخ بهره حقیقی منفی و معنادار است. همچنین انتخابات ادواری تاثیر منفی و معنادار بر بازدهی دارد. ضریب ECM منفی و معنادار است. البته تعدیل از نوسانات کوتاه مدت به بلندمت به کندی صورت می‌گیرد.

  نتایج معادله سوم نشان می‌دهد که قیمت سکه نرخ بهره حقیقی، نرخ ارز و قیمت مسکن تاثیر منفی و معنادار دارند و ارز، طلا و مسکن با درجات مختلف برای سهام، جانشین محسوب می­شوند. همچنین نتایج نشان می‌دهد که وضعیت اقتصادی و حجم نقدینگی در کوتاه مدت تاثیر مثبت و معنادار دارند. نکته قابل توجه این است که با وجود معنادار نبودن برخی متغیرها در بلندمدت، این ضرایب در کوتاه مدت معنادار هستند. به نظر می‌رسد تغییرات متغیرهای لحاظ شده در مدل، در کوتاه مدت اثرات بیشتری بر تغییرات بازدهی سهام دارد. با توجه به ماهیت بازار سهام و واکنش‌های آنی و لحظه‌ای به تحولات این نتیجه منطقی به نظر می‌رسد. ضریب ECM در این معادله 15/0- بوده و معنادار است به عبارت دیگر اگر شوکی وارد شود 15 درصد این شوک در فصل اول از بین می‌رود و به سمت تعادل بلندمدت حرکت می‌کند. به عبارت دیگر حدود 7 فصل طول می‌کشد تا آثار شوک به طور کامل از بین برود و به سمت رابطه بلندمدمت حرکت نماید.   

نتایج معادله چهارم نشان می‌دهد ضرایب اغلب متغیرها با وجود مطابقت نظری، از نظر آماری معنادار نیستند و فقط تغییرات GDP و حجم نقدینگی تا حدی بر بازدهی تاثیر دارند. ولی ضریب ECM منفی و معنادار است و نشان دهنده وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها و تعدیل از انحراف‌های کوتاه مدت به سوی رابطه بلندمدمت می‌باشد.

نتایج معادله پنجم  نشان می‌دهد در کوتاه مدت ضریب gdp، حجم نقدینگی، قیمت سکه و نرخ ارز تاثیری بر بازدهی مالی ندارند، ولی ضریب نرخ بهره حقیقی، شاخص مسکن معنادار است. ضریب تصحیح خطا منفی و معنادار بوده و بیانگر وجود رابطه بلندمدمت بین متغیرهاست. 

جدول 3: عوامل موثر بر بازدهی سهام در ایران: روابط کوتاه مدت و تصحیح خطا

متغیرها	tedix	tedpix	tepix	indindex	finindex
c	68.9	2416.7	710.4	824.9	945.5
dgdpr	0.007	0.06*	0.009*	0.04	-
dM1	0.003	0.01	0.005-*	0.04	-
drinterest	5.56-	124.8-	-	-	14.3-
dxrate	0.12-	11.3	-	-	-
dresidp	0.92- *	117.1	-	-	24.3
dcoin	0.00008*	.002-*	-	-	-
D	-	1856.5-	-	2385.6-	-
ECM(-1)	0.37-	0.02-	0.34-	0.18-	0.08-
	0.80	0.46	0.19	0.19	0.35
دوربین واتسون	2.3	1.8	1.9	1.5	1.53
اماره F	20	2.8	2.3	2.1	5.2

 

* به معنای معنادار نبودن در سطح 10 درصد است.  سایر ضرایب در سطح 5 درصد معنادار هستند.

 

5. نتیجه‌گیری وپیشنهادها

هدف این مقاله ارزیابی اثرمتغیرهای کلان اقتصادی بر بازدهی سهام در ایران بود که با استفاده از روش هم‌جمعی گرنجری در بلندمدت و کوتاه مدت طی دوره زمانی 1387-1377 انجام گرفت. برآوردها با پنج شاخص برای بازدهی سهام (شاخص بازده نقدی، شاخص کل قیمت سهام، شاخص قیمت و بازده نقدی، شاخص قیمت صنعت و شاخص قیمت مالی) نشان می­دهد که وضعیت اقتصادی که با شاخص GDP حقیقی مورد سنجش قرار گرفت کلیدی ‌ترین متغیر موثر بر بازدهی سهام در کوتاه مدت و بلندمدت است. افزون بر این یافته ها نشان می‌دهد که حجم پول و حجم نقدینگی بر بازدهی سهام تاثیرگذار است. سکه جانشین ضعیفی برای بازار سهام محسوب می­شود و با وجود منفی بودن ضریب این متغیر در هیچ کدام از معادلات برآوردی اعم از کوتاه مدت و بلندمدت معنادار نبود؛ اما نتایج نشان می­دهد که نرخ ارز و مسکن بسته به شاخص منتخب برای بازار سهام، بر بازدهی سهام اثرگذار هستند. همچنین نتایج نشان داد اثر نرخ بهره حقیقی با وجود این که منفی است ولی پایدار نیست. همچنین شواهد نشان می‌دهد که انتخابات ادواری ریاست جمهوری به شدت بر بازدهی سهام تاثیرگذاراست. بنابراین درمیان متغیرهای بیرونی مورد بررسی دربلندمدت وحتی در کوتاه­مدت رونق و رکود اقتصاد، مدیریت حجم نقدینگی بخش خصوصی و انتخابات ریاست جمهوری بیشترین تاثیر بر بازدهی سهام درایران را دارند.

درراستای تقویت بازارسرمایه وهدایت منابع سرگردان جامعه به این بازار،کاهش میزان نوسان و ریسک بازدهی سهام ضروری می­نماید.نظربه اثربا اهمیت رونق ورکود اقتصاد دراین بازارتوصیه می­شود سیاست­گذاران اقتصادی در زمان رکود، نسبت به اعطای تسهیلات به شرکت­های سرمایه­گذاری برای خرید سهام اقدام نمایند ودر زمان رونق نیز به منظور جلوگیری از رشد بی رویه ی قیمت­ها، نسبت به عرضه­ی سهام شرکت­های دولتی اقدام فرمایند. بانک مرکزی با کنترل نقدینگی و سازمان خصوصی سازی با تاسیس اداراتی برای کنترل بازار وعرضه ی به موقع سهام می­توانند این نقش را برعهده بگیرند. بدیهی است تنظیم واجرای منظم برنامه­های بلندمدت پنج ساله اقتصادی در کشور،صرف نظر از حزب یا گروهی که پیروز انتخابات است،از میزان ریسک سیاسی و تغییر سیاست­های اقتصادی در زمان تعویض قدرت کاسته و تاثیرپذیری بازدهی سهام را از این متغیرهای سیاسی کاهش
می­دهد.مسکن و ارز هم اکنون به عنوان کالاهای سرمایه­ای رقیب بازار سهام محسوب می­شوند، لازم است که سیاست­گذاران اقتصادی با تمهیداتی آنها را ازگروه کالاهایی سرمایه­ای خارج و به کالای مصرفی درجامعه تبدیل نمایند. به­طوری که این کالاها فقط برای مصرف واستفاده نهایی خریداری گردد و انگیزه های سفته بازی و
سرمایه گذاری بر روی آنها از بین برود.

---

[1]. Tepix

[2]. Tedpix

[3]. Industrial Price index

[4]. Financial Price Index

[5]. Capital Gain

[6]. Present Value Approach

[7]. Future Cash Flows

[8]. Real Value

[9]. Intrinsic Value

[10]. Dividend Discount Model( DDM)

[11]. .Market

[12]. fama

[13]. Gultekin

[14]. chen

[15]. Jones & Noel

[16]. Haradouvelis

4. سهام شرکت های کوچک که در خارج از مرکز مالی اصلی معامله می شوند.

[18]. Poon and Taylor

[19]. Bnog Soo Lee

[20]. Balduzzi & Pierluingi

[21]. Gulnur, Muradoglu and Kivilcim

[22]. Lira

[23]. Huang, Masulis & Stoll

[24]. Habibullah & Bahramushah

[25]. solnik

[26]. Cheung and N.g

[27]. Choudhry

[28]. El-Sharif

[29]. Humpe, A. and P. Macmillan

[30]. Christopher Gan et al

[31]. Domestic Retail Oil Price (ROIL)

[32]. Meirikas & Merika

[33].  Puah, C. H.AND T.K. Jayaraman

[34]. Robert D.Gay

[35]. Micheal D.Bordo , Micheal J.duker and David Wheelock 2008

[36]. Adam Anokye M &Tweneboah George 2008

[37]. Tehran Exchange Price Index

[38]. Capital Gain

[39]. Tehran Exchange dividend and price Index

[40]. dividend per Share (DPS)

[41]. Industrial Price Index

[42]. Financial Price Index

مراجع

منابع

-    Fama, E. F. (1981). Stock return real activity, inflation, and money. American Economic Review, 71(4), 545-565.

-    Gultekin, N. B. (1983). Stock Market Returns and Inflation Forecasts. The Journal of Finance, 38(3), 663-673.

-    Papapetrou, E. (2001). Oil price shocks, stock market, economic activity and employment in Greece. Energy Economics. 23(5), 511-532.

-    Medsen, B. Jakob. (2002). Share Returns and the Fisher Hypothesis Reconsidered. Applied Financial Economics, 12(8), 565-574.

-    Engsted, T., &  Tanggaard, C. (2002). The relation between asset returns and inflation at short and long horizons. Journal of International Financial Markets, Institutions & Money,12(2), 101-118.

-    Wongbangpo, P., & Sharma, S. C. (2002). Stock market and macroeconomic fundamental dynamic interaction: ASEAN-5 countries. Journal of Asian Economics, 13(1), 27-51.

-    Mulherjee, J., & Bhattacharya, B. (2002). The nature of the Causal relationship between stock market and macroeconomic aggregate I India: an empirical analysis. 6th Capital Markets Conference, held at UTI Institute of Capital Markets, Mumbai, India.

-    Apergis, N., & Eleftheriou, S. (2002) .Interest rates, inflation, and stock prices: the case of the Athens stock Exchange. Journal of Policy Modeling, 24(3), 231-236.

-    Kucukkale, Y., & Karamustafa, O. (2003). Long run relationship between stock market and macroeconomic performance: evidence from Turkey. Finance 0309010, the former Econ WPA.

-    Kim, Ki-ho (2003). Dollar exchange rate and stock price: evidence from multivariate cointegration and error correction model. Review of Financial Economic, 12(3), 301-313.

-    Aziz, H., & Ibrahim, M.H. (2003). Macroeconomic Variables And the Malaysian Equity Market. Journal of Economic Studies,30(1), 6-27.

-    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.

-    Burton, B. Brown.,  Nixon., R. W.  El-Sharif, I., & Russell, A. (2005). Evidence of the Nature and Extent of the Relationship between Oil Prices and Equity Values in the UK. Energy Economics, 27(6), 819-830.

-    Humpe, A., & Macmillan, P. (2006). Can macroeconomic variables explain long-term stock market movements? A comparison of the US and Japan. Applied Financial Economics, 19(2), 111-119.

-    Du, D. (2006). Monetary policy, stock returns and inflation. Journal of Economics and Business. 58(1), 36-55.

-    Gan, C., Lee, Minsoo., Hwa A. Y., & Zhang, J. (2006). Macroeconomic Variables and Stock Market Interactions: New Zealand Evidence. Investment Management and Financial Innovations, 3(4), 89-101.

-    Merikas, A. G., & Merika, A. A. (2006). Stock prices response to real economic variables:the case of Germany. Managerial Finance, 32(5), 446-450

-    Puah, C. H., & Jayaraman, T. K. (2007). Macroeconomic Activities and Stock Prices in a South Pacific Island Economy. Int. Journal of Economics and Management, 1(2), 229 – 244.

-    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), 1-8

-    Bordo, D. M., Dueker, J. M., & Wheelock, D. C. (2008). Inflation, Monetary Policy and Stock Market Conditions," NBER Working Papers 14019, National Bureau of Economic Research, http://research.stlouisfed.org/wp/2008/2008-012.pdf.

Adam, A. M., & Tweneboah, G. (2008). Do macroeconomic variables play any role in the stock market movement in Ghana?. MPRA, Paper No. 9357, Posted 28.