رابطه قیمت‌ نفت و شاخص بازار سهام ایران (تاکید بر نااطمینانی سیاسی و پاندمی کرونا)

مدلسازی اقتصادی

مقاله 3، دوره 16، شماره 58، شهریور 1401، صفحه 37-49   

نوع مقاله: پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/eco.2022.1964414.2676

نویسندگان

نسیم امین خرازیان¹؛ رویا آل عمران^{* 2}؛ رسول برادران حسن زاده³؛ امیرعلی فرهنگ⁴

¹دانشجوی دکتری، گروه اقتصاد، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

²دانشیار، گروه اقتصاد، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

³دانشیار، گروه حسابداری، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

⁴استادیار، گروه اقتصاد، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران

چکیده

هدف مقاله بررسی میزان هم‌بستگی قیمت­های نفت خام و شاخص بازار سهام ایران با استفاده از رویکرد هم‌دوسی موجک مبتنی‌بر تبدیل موجک پیوسته طی دوره زمانی 1388:6 - 1399:9 است. بدین‌منظور، وابستگی بین جفت سری بازده قیمت نفت خام برنت و شاخص کل بورس؛ قیمت نفت خام وست تگزاس اینترمیدیت و شاخص کل بورس؛ قیمت نفت اوپک و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. نتایج نشان داد که شدت هم‌بستگی بین جفت سری­های زمانی یادشده با افزایش شرایط نااطمینانی مانند افزایش تحریم­ها، خروج آمریکا از برجام و پاندمی کرونا در میان‌مدت و بلندمدت افزایش می‌یابد. براساس نتایج، سرمایه­گذاران براساس شرایط حاکم بر کشور و اهداف سرمایه­گذاری خود می‌توانند در بلندمدت و میان‌مدت سبد سرمایه­گذاری خود را تنظیم کنند.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: .D53؛ C58 واژگان کلیدی: قیمت نفت خام؛ شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران؛ شرایط ناطمینانی سیاسی؛ پاندمی کرونا

اصل مقاله

1.‌ مقدمه

نفت در عملکرد اقتصادی - اجتماعی کشورها، نقش اساسی دارد؛ زیرا مهم‌ترین منبع انرژی برای تولید برق، سوخت وسایل نقلیه، هوایپما، کشتی و ماده‌ای مهم در تولید فراورده­های نفتی و شیمیایی به‌شمار می‌آید. نفت در قیاس با سایر منابع انرژی مانند گاز طبیعی و ذغال‌سنگ، کمیاب­تر و توزیع جغرافیایی آن نامتوازن­تر است؛ ازاین‌رو، اهمیت کاربردی آن سبب‌شده به منبعی راهبردی برای همه کشورها بدل شود (ژیانگ و یون[1]، 2020).

با افزایش سهم کالاهای نفتی از دارایی­های مالی، سهم نفت خام در سبد سرمایه­گذاران و درنتیجه، تاثیر آن در روند بازار سهام جهانی به‌شدت افزایش یافته است. اکنون، بازار نفت یکی از مهم‌ترین بازارهای دارایی­های مالی و جزو دارایی­های محبوب سبد سرمایه­گذاران محسوب می‌شود (آروری و نگوین[2]، 2010). 

تغییرات قیمت نفت می­تواند از طریق کانال­های مختلفی در قیمت سهام تاثیرگذار باشد. به عنوان مثال، افزایش قیمت نفت موجب ازدیاد هزینه­های تولید و قیمت محصولات می‌شود و با این راه می­تواند تقاضا را در برخی صنایع کاهش دهد؛ بنابراین، افزایش قیمت نفت ممکن است به قیمت سهام شرکت آسیب برساند و سرمایه­گذاران را مجبور به بازتخصیص سبد سرمایه­گذاری خود نماید. از طرف دیگر، افزایش قیمت نفت می­تواند موجب تورم شده و بر نرخ بهره، نرخ ارز، درآمد، رشد اقتصادی، چرخه­های تجاری، اعتماد و نااطمینانی سرمایه‌گذاران و مصرف­کنندگان تاثیر بگذارد.

با توجه به اینکه اقتصاد ایران، وابستگی معناداری با بهای نفت خام دارد، از جنبه‌های گوناگونی متاثر از این متغیر اساسی است. این ابعاد عبارتند از: کانال‌های نقدینگی، ارزی، درآمدی و بازگشتی. در ادامه، این ابعاد به‌اختصار تشریح می‌شود.

کانال نقدینگی: با افزایش قیمت نفت، مقدار درآمدهای نفتی ایران زیاد می‌شود و این درآمدها به حساب ذخایر ارزی واریز می‌شود. پیرو آن، بانک مرکزی برای مدیریت نرخ ارز، به خرید ارز مبادرت می‌کند که این امر موجب افزایش خالص دارایی‌های خارجی بانک مرکزی شده و پایه پولی را افزایش می‌دهد. در مقابل، با کاهش قیمت نفت و به‌تبع آن، کم‌شدن درآمدهای ارزی، احتمال دارد دولت با کسری بودجه مواجه شود. ازدیاد کسری بودجه موجب می‌شود که دولت از بانک مرکزی وام بگیرد که نتیجه آن، افزایش پایه پولی و به‌تبع آن، خلق پول است. افزایش حجم نقدینگی باعث می‌شود افراد تصور کنند بیش از نیازشان پول دارند و می‌توانند در بازارهای مالی ازجمله بازار سهام، سرمایه‌گذاری کنند. ازدیاد تقاضا در این بازارها سبب افزایش قیمت سهام می‌شود.

کانال ارزی: با افزایش قیمت نفت و به‌تبع آن، ازدیاد درآمدهای ارزی، ذخایر ارزی زیاد می‌شود. افزایش نرخ ارز ازدیاد سودآوری شرکت‌های صادرکننده کالا را درپی دارد که نتیجه آن، افزایش قیمت سهام است. از طرف دیگر، ازدیاد نرخ ارز به کاهش سودآوری شرکت‌های واردکننده نهاده منجر می‌شود که درنتیجه آن، قیمت سهام آن‌ها کمتر می‌شود. ترکیب دارایی و بدهی ارزی شرکت نیز می‌تواند در اثرگذاری تغییر قیمت نفت و به‌تبع آن، تغییر نرخ ارز بر قیمت سهام اثرگذار باشد.

کانال درآمدی: با افزایش قیمت نفت، درآمد کشور زیاد می‌شود و این افزایش درآمد از یک طرف می‌تواند به ازدیاد تقاضا برای کالاها و خدمات داخلی منجر شده و تقاضا برای کار و سرمایه را زیاد کند که نتیجه آن، افزایش جریان نقدینگی بنگاه‌هاست و از طرف دیگر، افزایش قیمت نفت به‌معنای ازدیاد قیمت انرژی (به‌عنوان نهاده‌ای مهم در تولید) است که نتیجه آن، کم‌شدن سودآوری بنگاه‌ها و در نهایت، کاهش قیمت سهام است.

کانال بازگشتی: افزایش قیمت جهانی نفت، موجب افزایش بهای تمام‌شده در کشورهای صنعتی شده و ازدیاد ارزش واردات نهاده‌ها می‌شود که نتیجه آن، کاهش سودآوری شرکت‌ها و قیمت سهام آن است.

تحلیل کلی رابطه قیمت نفت و بازار سهام در کشورهای مختلف نشان می­دهد که قیمت نفت اثر منفی بر بازار سهام دارد (الشریف، براون، بورتون و نیکسون[3]، 2005؛ جونز و کائول[4]، 1996؛ سادورسکی[5]، 1999). در گستره اقتصاد کلان، افزایش قیمت نفت بسیار کارآمدتر و تعیین‌کننده­تر از کاهش قیمت نفت است (همیلتون[6]، 2003).

کیلیان و پارک[7] (2009) مطرح کرده‌اند که زمانی قیمت نفت و بازار سهام رابطه دارد که تکانه تقاضا در بازار نفت وجود داشته باشد و در عوض، تکانه­های عرضه تاثیر مشابهی نداشته باشد. لی و زنگ[8] (2011) در پژوهش خود نشان داده‌اند که تاثیر تکانه­های قیمت نفت در بازده سهام به دیدگاه کلی سرمایه­گذاران در مورد عملکرد بازار در آینده­ نزدیک وابسته است. یعنی، زمانی که به بازار اعتماد وجود داشته باشد، تکانه­های قیمت نفت چندان عمیق نخواهد بود.

هرچند، محققان، رابطه منفی قیمت‌های نفت و بازارهای سهام را تایید کرده‌اند؛ برخی شواهد نشان می‌دهد که قیمت سهام شرکت­های تولیدکننده نفت با ازدیاد قیمت نفت زیاد می‌شود. از طرف دیگر، برخی بخش­ها یا به‌هیچ‌وجه، متاثر از قیمت نفت نیست یا تکانه­های قیمت نفت بر آن­ها بی‌اثر است (فان، شارما و نارایان[9]، 2015).

دگرگونی متغیرهای سیاسی و شرایط نااطمینانی می­تواند بر رابطه این دومتغیر اثرگذار باشد. مولیک و آسفا^[10] (2013) دریافته‌اند که واکنش بازار سهام آمریکا قبل و بعد از بحران مالی سال 2008 متفاوت است. نتایج نشان داد قبل از بحران مالی 2008، این رابطه، منفی و پس از آن، مثبت بوده است. با توجه به اهمیت رابطه قیمت‌های نفت و بازار سهام و اثرگذاری شرایط نااطمینانی بر این رابطه، در این مقاله سعی می‌شود رابطه قیمت نفت برنت، نفت وست تگزاس اینترمدیت (WTI)[11] و اوپک بر شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران با تاکید بر شرایط نااطمینانی ناشی از تحریم­ها و پاندمی کرونا بررسی شود. بدین‌منظور، از رویکرد هم‌دوسی موجک استفاده می‌شود. رویکرد هم‌دوسی موجک قادر است هم‌بستگی بین دومتغیر را در بعد زمان و فرکانس نشان ­دهد.

برای دست‌یابی به هدف، مقاله بدین‌شکل سازمان‌دهی می‌شود: در ادامه، بعد از مقدمه، در بخش دوم، ادبیات پژوهش مرور می‌شود؛ بخش سوم به روش پژوهش می‌پردازد و بخش‌های چهارم و پنجم به یافته‌ها و نتیجه‌گیری و پیشنهادها اختصاص می‌یابد.

 

2.‌ مروری بر ادبیات

مطالعات مختلفی به بررسی هم‌بستگی بین قیمت نفت و بازار سهام پرداخته‌اند. اغلب آن­ها نشان داده‌اند که ارتباط منفی و معناداری بین قیمت نفت و شاخص­ سهام در کشورهای توسعه­یافته و درحال توسعه وجود دارد. در ادامه، اهمّ این مطالعات بررسی می‌شود.

چن، رول و راس[12] (1986) در پژوهش خود، قیمت نفت را عاملی ریسک‌پذیر دانسته‌اند که می­تواند بر پرتفوی سهام اثرگذار باشد. آن­ها، اثر متغیرهای کلان اقتصادی ازجمله قیمت نفت را بر شاخص بورس آمریکا بررسی کرده و نشان داده‌اند که تکانه­های قیمت نفت بر بازار سهام آمریکا اثرگذار است.

جونز و کائول (1996) نشان دادند که تکانه­های قیمت نفت بر بازار سهام آمریکا و کانادا به‌طورمعناداری اثرگذار است. هانگ، ماسولیس و استول[13] (1996) با استفاده از یک مدل VAR نشان دادند که هیچ ارتباطی بین قیمت نفت و شاخص (S&P 500)[14] وجود ندارد. درمقابل، سادورسکی[15] (1999) با استفاده از مدل VAR و GARCH نشان داد که هم‌حرکتی بین بازده قیمت نفت و بازده بازار سهام وجود دارد.

پارک و راتی[16] (2008) رابطه شاخص سهام و قیمت نفت در آمریکا و 13 کشور اروپایی را با استفاده از رویکرد خودرگرسیون‌برداری طی دوره زمانی 2005:12-1986:1 بررسی کردند. براساس نتایج، بازار سهام نروژ، به‌عنوان صادرکننده نفت، واکنش شدید مثبتی به افزایش قیمت نفت نشان داد. همچنین، نتایج نشان داد که افزایش نوسانات قیمت نفت در بسیاری از کشورهای اروپایی منتخب موجب کاهش شدید بازده سهام شده است.

آیدوغان، تنچ و یلکنجی[17] (2017) اثر نوسانات قیمت نفت را بر مجموعه­ای از بازارهای سهام در کشورهای صادرکننده و واردکننده نفت با استفاده از رویکرد CDCC-GARCH، VAR و علیت گرنجری طی دوره زمانی ژانویه 2005 تا فوریه 2016 (روزانه) بررسی کرده‌اند. یافته­ها نشان داد که هم‌بستگی متغیر با زمان نفت و سهام در کشورهای واردکننده نفت بیشتر از کشورهای صادرکننده نفت است.

ژیانگ و یون (2020) با استفاده از رویکرد موجک به بررسی اثر قیمت نفت و شاخص بورس اوراق بهادار در کشورهای چین، ژاپن، عربستان صعودی، روسیه و کانادا در بازه زمانی ژانویه 2006 تا دسامبر 2019 پرداختند. نتایج تحلیل رویکرد موجک گسسته نشان داد که رابطه قیمت نفت و بازارهای سهام در هرشش کشور در مقیاس­های بلندمدت وجود دارد. نتایج رویکرد تبدیل موجک پیوسته نشان داد که هم‌حرکتی در قیمت نفت و بازار سهام کشورهای واردکننده نفت به‌ویژه طی بازه زمانی 2007 - 2015 زیاد است. همچنین، نتایج تحلیل هم‌دوسی موجک نشان داد که جفت بازار نفت و بازار سهام کشورهای صادرکننده نفت از سال 2007 - 2017 از هم‌حرکتی زیادی برخوردار است. نتایج نشان داد که قیمت سهام در کشورهای صادرکننده نفت بیشتر از کشورهای واردکننده متاثر از قیمت نفت است و ساختار اقتصادی کشورهای صادرکننده نفت تاحد زیادی به تولید نفت خام وابسته است.

پرابهیش، پادهان و گارگ[18] (2020) به بررسی رابطه بازار سهام و قیمت نفت در دوره پاندمی کرونا پرداختند. برای این منظور، از رویکرد گارچ چندمتغیره و داده­های روزانه از اول ژانویه 2020 تا 8 ژوئن 2020 استفاده کرده‌اند. نتایج نشان داد که هم‌حرکتی بین بازار سهام و قیمت نفت در چهار کشور آسیایی شامل چین، هند، ژاپن و کره جنوبی مثبت است. این، نشان می­دهد که کاهش قیمت نفت در این دوره سیگنالی منفی برای بازار سهام بوده است.

موگالوگلو، پولات، تکین و دوگان^[19] (2021) اثر قیمت نفت و بازار سهام و نیز قیمت نفت و سهام گازی را در انگلستان بررسی کردند. برای این منظور، از داده­های ماهانه 2014-2020 و رویکرد خودرگرسیون‌برداری ساختاری استفاده کردند. نتایج نشان داد که تکانه­های ساختاری قیمت نفت بر بازده سهام در دوره پاندمی کرونا اهمیت کمتری یافته است.

قنبریان و ثقفی (1394) رابطه تکانه­های قیمت نفت و شاخص­های بورس اوراق بهادار تهران را طی دوره زمانی 1387-1392 بررسی کردند. برای این منظور، از روش هم­انباشتگی جوهانسون و انگل گرنجری استفاده شده است. نتایج نشان داد که بین قیمت نفت اوپک و شاخص­های بازار سرمایه ازجمله شاخص کل، شاخص صنعت، شاخص 50 شرکت و شاخص 30 شرکت بزرگ رابطه تعادلی بلندمدت وجود دارد.

فطرس و هوشیدری (1396) میزان اثرگذاری نوسانات شاخص قیمت سهام تهران و شاخص قیمت سهام دوبی را از قیمت جهانی نفت WTI با استفاده از رویکرد گارچ چندمتغیره و داده‌های ماهیانه طی بازه زمانی 2016-2004 بررسی کردند. نتایج تحقیق نشان داد که نوسانات قیمت جهانی نفت خام اثر مثبتی بر هردو بازار دارد.

مهدوی، مهرآرا و معماریان (1398) اثر تکانه­های قیمت نفت بر نااطمینانی در سه بازار بورس ارز، طلا و اوراق بهادار را با استفاده از روش خودرگرسیون‌برداری ساختاری در بازه زمانی 2004 - 2018 بررسی کردند. نتایج نشان داد که تکانه­های قیمت نفت سبب ایجاد نااطمینانی در بازارهای طلا، ارز و بورس می­شود.

شبان، نخعی، طالب‌نیا و بشیری‌منش (1400) در تحقیقی به بررسی سرایت­پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران از قیمت دارایی­های موازی شامل طلا، مسکن، نفت و نرخ ارز با استفاده از رویکرد شبکه عصبی و داده‌های روزانه طی بازه زمانی 1397-1387 پرداختند. نتایج نشان داد که بورس اوراق بهادار تهران حداکثر با دو وقفه زمانی از بازارهای رقیب سرایت‌پذیری داشته است.

تحلیل کلی مطالعات نشان می­دهد که در بیشتر آنها برای بررسی ارتباط قیمت نفت و شاخص سهام و نوسانات آن­ از مدل خودرگرسیون‌برداری (VAR)، مدل تصحیح خطای برداری (VECM) و مدل واریانس ناهمسانی شرطی تعمیم‌یافته (GARCH) استفاده شده است. برخی مطالعات دیگر نیز به بررسی رابطه قیمت نفت و بازار سهام با استفاده از مدل­های متغیر با زمان مانند GARCH چندمتغیره پرداخته‌اند. عموما، محققان، رابطه این دومتغیر را در بعد زمان مورد توجه قرار داده‌اند و تجزیه و تحلیل داده­ها را در بعد فرکانس نادیده گرفته‌اند. نوآوری این مقاله این است که برای از بین بردن این ضعف در تحلیل­ اقتصادسنجی از رویکرد موجک استفاده شده و برای نخستین‌بار در ادبیات پژوهشی موضوع مرتبط، اثر سه نوع قیمت شامل قیمت نفت اوپک، برنت و وست‌تگزاس اینترمدیت (WTI) بررسی شده است.

 

3.‌ روش­ پژوهش

در ادامه، «هم‌دوسی موجک»[20] با استفاده از رویکرد تبدیل «موجک پیوسته»[21] معرفی و بهره‌برداری می‌شود. این رویکرد، هم‌بستگی سنتی اجزا را در هردو بعد زمان و فرکانس با ترکیب تبدیل موجک و «تکنیک طیفی متقابل»^[22] تولید می­کند (آگویار-کونتراریا و سوآرز^[23]، 2014). هم‌دوسی[24] یک نوع هم‌بستگی است که نشان می­دهد که تا چه‌اندازه، دومتغیر در بعد فرکانس و زمان باهم مرتبط هستند. دامنه هم‌دوسی از صفر (= کاملا غیرهمدوس^[25]/ نداشتن هم‌بستگی) تا یک (= هم‌دوسی کامل/ هم‌بستگی کامل) تغییر می­کند. این نوع هم‌بستگی ممکن است در زمان واحد رخ ندهد و آثار تاخیری و یا جلونگر داشته باشد که با مقدار فاز اندازه‌گیری می­شود. تورنس و کومپو^[26] (1998) طیف متقابل موجک را از دوسری زمانی  و  با استفاده از تبدیل موجک پیوسته  و  به‌صورت زیر نشان دادند.

(1)

   پارامتر مکان و s پارامتر مقیاس است. نماد * نشان‌دهنده همبستگی ترکیب‌یافته و پیچیده‌ای^[27] از  است. توان موجک متقاطع می­تواند به‌صورت  باشد. توان موجک دوسری زمانی به‌صورت کوورایانس محلی بین سری زمانی در هرفرکانس (مقیاس) مشخص می­شود. بنابراین، هم‌دوسی مربع دوسری زمانی به‌صورت زیر مشخص می­شود (تورنس و وبستر^[28]، 1999):

(2)

در رابطه (2)، S نشان‌دهنده عملگر هموارکننده طی زمان و مقیاس است. همچنین،  است. نمایش گرافیکی هم‌دوسی موجک موجب می‌شود مناطق حرکت هم‌زمان بین دوسری در حوزه فرکانس و زمان به‌درستی شناسایی شود. اگر هم‌دوسی موجک نزدیک به یک باشد، هم‌بستگی بین دوسری زیاد است و بالعکس. اما، در مقایسه با ضریب هم‌بستگی استاندارد، هم‌دوسی موجک مربع فقط مقادیر مثبت دارد. در چنین وضعیتی نمی‌توان بین هم‌بستگی مثبت و منفی تمایز گذاشت. برای غلبه بر این ضعف، تورنس و وبستر (1999) اختلاف فاز هم‌دوسی موجک را به‌صورت رابطه (3) مطرح کردند.

(3)

R و I نشان­دهنده بخش­های حقیقی و غیرحقیقی است. نمودار هم‌دوسی موجک برای نشان دادن اختلاف فازها از پیکان‌های سیاه‌رنگ استفاده می­کند. اختلاف فاز صفر نشان می­دهد که دوسری در یک فرکانس مشخص به یکدیگر متصل هستند. هنگامی که دوسری هم­فاز (/غیرهم­فاز) یا  به‌طور مثبت (/منفی) هم‌بسته باشند، پیکان به‌شکل  ®(‌) خواهد بود. پیکان‌های  و  نشان می­دهد که سری x به سری y منجر می­شود و پیکان‌های  و  نشان می­دهد که سری y به سری x منجر می­شود (تورنس و وبستر، 1999).

 

4.‌ برآورد مدل

هدف این مقاله، بررسی میزان هم‌بستگی شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران و قیمت­های جهانی نفت است. برای این منظور، از سری­های بازده قیمت نفت اوپک، برنت و وست­تگزاس اینترمیدیت (WTI) و نیز شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران (TEPIX) در بازه زمانی هفتگی شهریور 1388 تا آذرماه 1399 استفاده شده است. بازده سری زمانی با استفاده از رابطه (4) محاسبه می­شود:

(4)

که در آن،  بازده هریک از سری­های زمانی و  هر یک از متغیرهای تحقیق است. در جدول (1) آمار توصیفی بازده متغیرهای تحقیق در بازه زمانی مورد بررسی ارائه شده است. براین اساس، میانگین بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار ایران، سری بازده قیمت نفت برنت، بازده قیمت نفت WTI و بازده قیمت نفت اوپک، به‌ترتیب برابر با 8567/0، 05377/0-، 069/0- و 054/0- است. این نتیجه نشان می­دهد که متوسط بازده طی دوره زمانی مورد بررسی در بازارهای نفت، منفی و در بازار بورس اوراق بهادار تهران مثبت است.

 

جدول 1. آمار توصیفی متغیرهای تحقیق

آماره	بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران	بازده قیمت نفت برنت	بازده قیمت نفت  WTI	بازده قیمت نفت اوپک
میانگین	8567/0	05377/0-	069/0-	054/0-
بیشترین	889/18	416/32	325/155	30/36
کمترین	68/9-	77/40-	05/180-	12/39-
انحراف معیار	958/2	036/5	16/11	78/4
ضریب چولگی	33/1	16/1-	61/2-	71/0-
ضریب کشیدگی	086/9	524/19	43/187	12/20
Jarque-Bera	998/1037	385/6555	801453	6952
P-Value of Jarque-Bera	0/0	0/0	0/0	0/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

براساس جدول (1)، بیشترین مقدار شاخص بازده کل بورس اوراق بهادار تهران سری بازده قیمت نفت برنت، بازده قیمت نفت WTI و بازده قیمت نفت اوپک، به‌ترتیب برابر با 889/18 و 416/32، 325/155 و 30/36 است. همچنین، کمترین این متغیرها، به‌ترتیب برابر با 68/9-، 77/40-، 05/180- و 12/39 است. انحراف معیار نشان‌دهنده پراکندگی هریک از سری­های بازده است.

در این مقاله، سری بازده قیمت نفت WTI دارای بیشترین پراکندگی و بازده قیمت نفت اوپک دارای کمترین پراکندگی است. مقدار ضریب چولگی در سری بازده قیمت­های نفت منفی و در سری بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران مثبت است. مقدار ضریب چولگی نشان‌دهنده عدم‌تقارن در سری­های بازده است. همچنین، آماره ضریب کشیدگی در همه سری بازده دارای توزیعی بلندتر از توزیع نرمال است. بررسی ضریب کشیدگی و ضریب چولگی در هر متغیر نشان می­دهد که هیچ‌یک از متغیرها از توزیع نرمال برخوردار نیست. نتیجه آزمون جارک -‌ برا نیز تاییدکننده این مدعاست. آماره آزمون جارک- ­برا نشان می­دهد که فرضیه صفر مبنی‌بر نرمال بودن متغیرها در سطح معناداری یک در صد رد شده است و بنابراین، تمامی سری بازده، توزیع نرمال دارد. در این مقاله، برای بررسی مانایی متغیرهای تحقیق از آزمون دیکی­فولر تعمیم­یافته استفاده شده است.[29] نتایج آزمون مانایی نشان می‌دهد که تمامی متغیرهای تحقیق در سطح ماناست. در ادامه، این بخش با استفاده از رویکرد تبدیل موجک پیوسته به بررسی هم‌دوسی (درجه هم‌بستگی) بین بازده شاخص­ کل بورس اوراق بهادار تهران و قیمت­های جهانی نفت پرداخته می­شود.

هم‌بستگی موجک، درجه هم‌جهتی بین بازار­ها را اندازه­گیری می­کند. این هم‌بستگی مقادیری بین [0,1] دارد. هرچه مقدار هم‌بستگی موجک به یک نزدیک­تر باشد، درجه هم‌بستگی بین بازارها بیشتر است و برعکس. نمودارهای (1-3) نتایج برآورد تبدیل موجک پیوسته را نشان می­دهد. برای بررسی میزان هم‌بستگی بین جفت شاخص­ها و شناسایی درجه هم‌بستگی براساس رنگ­های موجود در نمودار میله­ای می­توان استفاده کرد. براین‌اساس، هرچه به‌سمت طیف رنگ قرمز متمایل شود، میزان هم‌بستگی بیشتر می­شود. در مقابل، برای طیف‌های رنگی متمایل به آبی، میزان هم‌بستگی کمتر است. محور افقی این نمودارها نشان‌دهنده مقیاس زمان با واحد هفته و محور عمودی نشان‌دهنده فرکانس است. در این نمودار­ها منظور از فرکانس دوره زمانی (کوتاه‌مدت و بلندمدت) است. در آنها، کوتاه­ترین دوره زمانی 4 هفته و بزرگ‌ترین دوره زمانی 128 هفته است.

نمودار (1) هم‌دوسی موجک را بین سری بازده قیمت نفت برنت و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران نشان می­دهد. با توجه به این نمودار، رنگ آبی در بیشتر دوره­های زمانی در کوتاه‌مدت غالب است. ازاین­رو، در کوتاه‌مدت، هم‌بستگی کمی در جفت سری بازده قیمت نفت برنت و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران مشاهده می­شود. بیشترین مقدار هم‌دوسی در کوتاه‌مدت مربوط به بازه زمانی اواخر سال 1391 و نیز اواخر سال 1397 تا پایان دوره مورد بررسی است. نتایج تحلیل اختلاف فاز نشان می­دهد که دوسری مذکور هم­فاز نیست؛ بنابراین، هم‌بستگی بین این دوسری منفی است. همچنین، در این بازه زمانی هم‌دوسی جفت سری بازده مذکور در میان‌مدت نیز افزایش یافته است. دلیل این افزایش هم‌بستگی را می­توان وضع تحریم­های نفتی آمریکا علیه ایران و پاندمی کرونا دانست.

در بلندمدت در فرکانس­های 64 هفته از اواسط سال 1396 تا پایان دوره مورد بررسی، هم‌دوسی جفت سری بازده قیمت نفت برنت و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران افزایش یافته است. انتخابات ریاست جمهوری آمریکا و احتمال خروج آمریکا از برجام پس از انتخاب ترامپ به‌عنوان ریس جمهور آمریکا، خروج آمریکا از برجام، وضع تحریم­های بیشتر علیه ایران و درنهایت، بحران پاندمی کرونا ازجمله اتفاقات مهم در این دوران است. در بلندمدت در فرکانس­های 128 هفته از اواخر سال 1391 تا تابستان 1394 نیز می­توان هم‌بستگی زیادی بین این جفت سری بازده مشاهده کرد. این دوره مصادف با نوسانات سیاسی مختلف ازجمله وضع تحریم­های بیشتر، انتخابات ایران و فضای پرتلاطم تا امضای توافق برجام است. نتایج تحلیل اختلاف فاز در این دوره زمانی نشان می­دهد که سری بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران می­تواند بر قیمت نفت برنت اثرگذار باشد. برای توضیح می­توان به فضای سیاسی و اقتصادی حاکم این دوره اشاره کرد. در این دوره زمانی، ایران، برای حفظ بازار جهانی و همچنین، نیاز به تامین مالی، اقدام به فروش نفت با قیمت­های پایین­تر در بازار جهانی کرده که این امر می­تواند بر قیمت جهانی نفت اثرگذار باشد.

نتایج تحقیق نشان می­دهد که هم‌بستگی شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران به قیمت جهانی نفت برنت در دوران مختلف متفاوت است. تجزیه و تحلیل نتایج نشان می­دهد با افزایش فضای نااطمینانی در کشور هم‌دوسی جفت سری بازده قیمت نفت برنت و شاخص بورس اوراق بهادار تهران افزایش یافته است.

 

 

نمودار 1. سری بازده قیمت نفت برنت – شاخص بورس اوراق بهادار تهران (مقیاس زمان: هفته)

  منبع: یافته­های پژوهش

 

نمودار (2) هم‌دوسی بین جفت سری بازده قیمت نفت WTI و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران را نشان می­دهد. با توجه به نمودار (2) هم‌دوسی بین جفت سری بازده قیمت نفت WTI و شاخص بورس اوراق بهادار تهران در کوتاه‌مدت در بازه زمانی اواخر سال 1391 بیشتر شده است. تحلیل اختلاف فاز در این بازه زمانی نشان می­دهد که دوسری فوق غیرهم‌فاز است. در میان‌مدت در بازه زمانی 16 – 32 هفته در بازه زمانی ابتدای تابستان 1390 تا اواسط 1392، هم‌دوسی بین جفت سری بازده قیمت نفت WTI و بازده شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران تشدید شده است. این دوره مصادف با تشدید تحریم­­ها در ایران است. تحلیل اختلاف فاز در این بازه زمانی نشان می­دهد که شاخص بورس اوراق بهادار می­تواند بر قیمت جهانی نفت اثرگذار باشد.

همچنین، از تابستان 1396 تا انتهای بازه زمانی مورد بررسی هم‌دوسی موجک در فرکانس میان‌مدت 32-16 هفته افزایش یافته است. تحلیل اختلاف فاز در این بازه زمانی نشان می­دهد که دوسری زمانی در بازه مذکور هم‌فاز است. به عبارت دیگر، هم‌بستگی این دو در بازه زمانی یادشده مثبت است. نتایح تحلیل در بلندمدت در فرکانس 128-64 هفته نشان می­دهد که هم‌دوسی در جفت سری زمانی قیمت نفت WTI و شاخص کل بورس اوراق بهادار در سال 1392 تشدید شده است. نتایج تحلیل هم‌دوسی موجک در جفت سری بازده قیمت نفت WTI و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران نشان می­دهد که هم‌بستگی شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران به قیمت جهانی نفت WTI در دوران مختلف متفاوت است. همچنین، شدت هم‌بستگی در بازه­های زمانی که کشور با نوسانات اقتصادی و سیاسی مختلف ازجمله تحریم، خروج از برجام و پاندمی کرونا مواجه بوده، تشدید شده است.

 

 

نمودار 2. سری بازده قیمت نفت WTI- شاخص بورس اوراق بهادار تهران (مقیاس زمان: هفته)

  منبع: یافته­های پژوهش

 

نمودار (3) هم‌دوسی موجک در جفت سری بازده قیمت نفت اوپک و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران را نشان می­دهد. براین‌اساس، در فرکانس­های کوتاه‌مدت 8-4 هفته در اواخر سال 1391 تشدید شده است. همچنین، در فرکانس میان‌مدت 16 – 32 هفته در بازه زمانی اواسط سال 1390 تا تابستان 1394 و نیز نیمه دوم سال 1396 تا پایان دوره مورد بررسی هم‌دوسی بین این دوسری بازده تشدید شده است. همچنین، نتایج اختلاف فاز نشان می­دهد که دوسری بازده هم‌فاز و شاخص بورس اوراق بهادار می­تواند بر شاخص قیمت نفت اوپک اثرگذار باشد. در فرکانس 64 – 128 هفته نیز هم‌دوسی موج در اغلب باز­های زمانی وجود داشته است.

 

 

نمودار 3. سری بازده قیمت نفت اوپک – شاخص بورس اوراق بهادار تهران (مقیاس زمان: هفته)

    منبع: یافته­های پژوهش

نتایج تحقیق هم‌دوسی در بازده سری­های قیمت نفت و شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران نشان می­دهد که با افزایش نااطمینانی در فضای سیاسی و اقتصادی کشور، هم‌دوسی بین جفت سری­های بازده افزایش می­یابد. از طرف دیگر، تحلیل اختلاف فاز در دورانی که تحریم­های اقتصادی تشدید شده است، نشان می­دهد که شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران می­تواند بر قیمت جهانی نفت اثرگذار باشد. بودجه ایران به‌عنوان یک کشور صادرکننده نفت به‌شدت به درآمدهای نفتی وابسته است. افزایش شدت تحریم­های اقتصادی موجب می­شود که ایران برای تامین مالی کشور و نیز از دست ندادن بازار جهانی نفت قیمت­های پایین­تری را برای عرضه و فروش نفت خود پیشنهاد دهد. این امر موجب می­شود برخی از کشورها ریسک­های موجود را پذیرفته و به خرید و فروش نفت ایران با قیمت پایین­تری مبادرت ورزند و از این راه بر قیمت جهانی نفت اثرگذار باشند.

 

5.‌ نتیجه­گیری و پیشنهادها

هدف این مقاله، بررسی هم‌بستگی بین شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران و قیمت­های جهانی نفت خام برنت، WTI و اوپک در بازه زمانی شهریور 1388 تا انتهای آذر 1399 بود.  دلیل انتخاب این بازه زمانی وجود نوسانات زیاد در این دوره و نیز همه­گیری ویروس کرونا در انتهای سال 1398 و 1399 بود. برای بررسی وجود هم‌بستگی بین جفت سری­های زمانی مورد بررسی شامل سری­های بازده قیمت نفت برنت- شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران، قیمت نفت TIW- شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران و قیمت نفت اوپک- شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران از رویکرد تبدیل موجک پیوسته استفاده شد. مزیت اصلی رویکرد موجک، تجزیه و تحلیل داده­ها در فضای فرکانس – زمان است. همچنین، با استفاده از رویکرد همدوسی موجک می­توان برای علیت جفت سری­های بازده متغیرهای تحقیق را در فضای فرکانس – زمان بررسی کرد.

نتایج نشان داد در بازه­های زمانی که نوسانات سیاسی و اقتصادی در کشور تشدید شده است؛ مانند اوایل و اواخر دهه 1390 که تحریم­ها در کشور تشدیدشده و نیز اواخر دهه 90 که با شروع پاندمی کرونا در جهان مصادف است، هم‌بستگی جفت سری­های زمانی مورد بررسی در فرکانس­های زمانی میان‌مدت و بلندمدت بیشتر شده است.  نتایج تحلیل اختلاف فاز نشان می­دهد که در میان‌مدت و بلندمدت در بازه زمانی اوایل دهه 90 بازار بورس ایران بر قیمت جهانی نفت اثرگذار بوده است. این امر از آنجا ناشی می­شود که ایران کشور صادرکننده نفتی است و درآمدهای دولت به‌شدت به درآمدهای نفتی وابسته است. تشدید تحریم­ها در این دوره موجب شد ایران نتواند به‌صورت رسمی نفت خود را بفروشد. این امر می­تواند بر میزان عرضه و تقاضا و درنتیجه، قیمت نفت اثرگذار باشد.

از این‌رو، شوک­های داخل کشور از طریق فروش غیررسمی نفت بر بازار نفت اثرگذار بود. براساس نتایج، پیشنهاد می‌شود که سرمایه­گذاران براساس شرایط اقتصادی و سیاسی کشور و همچنین، با توجه به زمان و اهداف سرمایه­گذاری خود که به صورت بلندمدت، میان‌مدت و کوتاه‌مدت است، به تشکیل پرتفوی سرمایه­گذاری بین این دوجفت بازار اقدام کنند تا از این طریق سود خود را بیشینه نمایند.

 

^[1] Jiang & Yoon

^[2] Arouri & Nguyen

[3] El-Sharif , Brown, Burton & Nixon

[4] Jones & Kaul

[5] Sadorsky

[6] Hamilton

[7] Kilian & Park

^[8] Lee & Zeng

^[9] Phan, Sharma & Narayan

^[10] Mollick & Assefa

[11] West Texas Intermediate (WTI)

[12] Chen, Roll & Ross

[13] Huang, Masulis & Stoll

[14] Standard and Poor's Index (S&P 500)

[15] Sadorsky

[16] Park & Ratti

^[17] Aydoğan, Tunç & Yelkenci

^[18] Prabheesh, Padhan & Garg

^[19] Mugaloglu, Polat, Tekin & Dogan

[20] Wavelet Coherence

[21] Cotiniuous Wavelet

[22] Cross-Spectral Techniques

[23] Aguiar-Conraria & Soares

[24] Coherence

[25] incoherent

[26] Torrence & Compo

[27] Complex Conjugate

[28] Torrence & Webster

[29] به‌دلیل رعایت اختصار از آوردن جدول آزمون خودداری شده است.

مراجع

منابع

• شبان، مهدی، نخعی، حبیب­اله، طالب­نیا، قدرت­الله، بشیری‌منش، نازنین (1400). طراحی الگوی غیرخطی سرایت­پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران از بازارهای دارایی­های فیزیکی (کاربردی از مدل شبکه عصبی مصنوعی NARX)، فصلنامه مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار، (46): 494-476.
• فطرس، محمدحسین، هوشیدری، مریم (1396). بررسی میزان اثرگذیری نوسانات شاخص قیمت بورس اوراق بهادار تهران و دوبی از نوسانات قیمت جهانی نفت خام WTI، فصلنامه علمی پژوهشی مطالعات اقتصادیِ کاربردی ایران، 6 (22): 171-195.
• قنبریان، رضا، ثقفی، علی (1394). مطالعه تجربی رابطه پویای قیمت نفت و شاخص­های بازار سرمایه در ایران، تحقیقات مدل‌سازی اقتصادی، 5 (20): 216-193.
• مهدوی، ابوالقاسم، مهرآرا، محسن، معماریان، محمدحسین (1398). بررسی اثر تکانه­های قیمتی نفت بر نااطمینانی در بازارهای ارز، طلا و بورس اوراق بهادار در ایران، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، 54 (3): 769-739.
• Aguiar-Conraria, L. & M. J. Soares (2014). The continuous wavelet transform: Moving beyond uni- and bivariate analysis, Journal of Economic Surveys, 28(2): 344–375.
• Arouri, M. E. H., & Nguyen, D. K. (2010). Oil prices, stock markets and portfolio investment: Evidence from sector analysis in Europe over the last decade. Energy policy, 38(8): 4528-4539.
• Aydoğan, B., Tunç, G., & Yelkenci, T. (2017). The impact of oil price volatility on net-oil exporter and importer countries’ stock markets. Eurasian Economic Review, 7(2): 231-253.
• Chen, N.-F., R. Roll & S. A. Ross (1986). Economic forces and the stock market, Journal of Business, 59(3): 383–403.
• El-Sharif, I., Brown, D., Burton, B., & Nixon, B. (2005). Evidence on the nature and extent of the relationship between oil prices and equity values in the UK, Energy Economics, 27(6):819-830.
• Hamilton, J. D. (1983). Oil and the macro economy since World War II. Journal of Political Economy, 91(2): 228–248.
• Hamilton, J. D. (2003). What is an oil shock? Journal of Econometrics, 113(2): 363–398.
• Huang, R. D., R. W. Masulis and H. R. Stoll (1996). Energy shocks and financial markets, Journal of Futures Markets, 16(1): 1–27.
• Jiang, Z., & Yoon, S. M. (2020). Dynamic co-movement between oil and stock markets in oil-importing and oil-exporting countries: Two types of wavelet analysis. Energy Economics, 90, 104835.
• Jones, C. M., & Kaul, G. (1996). Oil and the stock markets. The Journal of Finance, 51(2): 63–491.
• Kilian, L., & Park, C. (2009). The impact of oil price shocks on the U.S. stock market. International Economic Review, 50(4): 1267–1287.
• Lee, C.-C., & Zeng, J.-H. (2011).The impact of oil price shocks on stock market activities: Asymmetric effect with quintile regression. Mathematics and Computers in Simulation, 81(9): 1910–1920.
• Mollick, A. V., & Assefa, T. A. (2013). U.S. stock returns and oil prices: The tale from daily data and the 2008–2009 financial crisis. Energy Economics, 36: 1–18.
• Mugaloglu, E., Polat, A. Y., Tekin, H., & Dogan, A. (2021). Oil Price Shocks during the COVID-19 Pandemic: Evidence from United Kingdom Energy Stocks. Energy Research Letters, 2(1): 24253.
• Park, J., & Ratti, R. A. (2008). Oil price shocks and stock markets in the US and 13 European countries. Energy economics, 30(5): 2587-2608.
• Phan, D. H. B., Sharma, S. S., & Narayan, P. K. (2015). Oil price and stock returns of consumers and producers of crude oil. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 34: 245–262.
• Prabheesh, K. P., Padhan, R., & Garg, B. (2020). COVID-19 and the oil price–stock market nexus: Evidence from net oil-importing countries. Energy Research Letters, 1(2), 13745.
• Sadorsky, P. (1999). Oil price shocks and stock market activity, Energy Economics, 21(5): 449–469.
• Torrence, C. and G. P. Compo (1998). A practical guide to wavelet analysis, Bulletin of the American Meteorological Society, 79(1): 61–78.
• Torrence, C. and P. J. Webster (1999). Interdecadal changes in the ENSO–Monsoon System, Journal of Climate, 12(8): 2679–2690.