بررسی تاثیر رمز ارز ها بر بازار بورس اوراق بهادار با استفاده از روش فراتحلیل

اقتصاد مالی

دوره 17، شماره 63، تیر 1402، صفحه 375-390   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/fed.2023.702199

نویسندگان

سید کیوان خاتمی¹؛ محمد خدائی وله زاقرد^{* 2}؛ سید محمد عبدالهی کیوانی²

¹گروه مدیریت مالی، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

²گروه مدیریت مالی، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

چکیده

چکیده
هدف اصلی پژوهش حاضر مرور سیستماتیک تاثیر رمز ارز ها  بر بازار بورس اوراق بهادار با استفاده از روش فراتحلیل یا متا آنالیز می باشد، لذا در این راستا پژوهشگر، پژوهش های انجام شده از سال 1390 تا 1399 را مورد بحث و بررسی قرار داده است. نتایج پژوهش حاضرکه با بهره گیری از روش فراتحلیل انجام گرفته است و به ترکیب آماری نتایج پژوهش های انجام شده در زمینة بررسی تاثیر رمز ارز ها بر بازار بورس اوراق بهادار پرداخته است، نشان داد که اندازه اثر کشف شده برای اکثر مطالعات معنادار است. باتوجه به اینکه خطای اندازه گیری آزمون  همگن بودن کمتر از 0.05 بوده بنابراین مطالعات همگن هستند و ناهمگن یا نامتجانس نمی باشند و این امر نشان از تایید مدل اثرات ثابت می دهد. از طرفی اندازه اثرمدل اثرات ثابت مطابق با جدول رزنتال متوسط ارزیابی گردید. از سویی خطای اندازه گیری مدل اثرات ثابت کمتر از 0.05 می باشد که  فرضیه پژوهش را تایید می نماید. بنابر این رمز ارز ها بر بازار بورس اوراق بهادار تاثیر دارند.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: رمز ارز، بازار بورس، فراتحلیل. طبقه بندی JEL : B20؛ C8؛ B62

اصل مقاله

بررسی تاثیر رمز ارز ها  بر بازار بورس اوراق بهادار با استفاده از روش فراتحلیل

 

 

تاریخ دریافت: 14/01/1402                  تاریخ پذیرش: 20/03/1402

سیدکیوان خاتمی[1] محمد خدایی وله زاقرد*[2]  سیدمحمد عبدالهی کیوانی[3]

 

 

 

چکیده

هدف اصلی پژوهش حاضر مرور سیستماتیک تاثیر رمز ارز ها  بر بازار بورس اوراق بهادار با استفاده از روش فراتحلیل یا متا آنالیز می باشد، لذا در این راستا پژوهشگر، پژوهش های انجام شده از سال 1390 تا 1399 را مورد بحث و بررسی قرار داده است. نتایج پژوهش حاضرکه با بهره گیری از روش فراتحلیل انجام گرفته است و به ترکیب آماری نتایج پژوهش های انجام شده در زمینة بررسی تاثیر رمز ارز ها بر بازار بورس اوراق بهادار پرداخته است، نشان داد که اندازه اثر کشف شده برای اکثر مطالعات معنادار است. باتوجه به اینکه خطای اندازه گیری آزمون  همگن بودن کمتر از 0.05 بوده بنابراین مطالعات همگن هستند و ناهمگن یا نامتجانس نمی باشند و این امر نشان از تایید مدل اثرات ثابت می دهد. از طرفی اندازه اثرمدل اثرات ثابت مطابق با جدول رزنتال متوسط ارزیابی گردید. از سویی خطای اندازه گیری مدل اثرات ثابت کمتر از 0.05 می باشد که  فرضیه پژوهش را تایید می نماید. بنابر این رمز ارز ها بر بازار بورس اوراق بهادار تاثیر دارند.

واژه‌های کلیدی: رمز ارز، بازار بورس، فراتحلیل.

طبقه بندی JEL : B20, C8, B62

 

 

1- مقدمه

ارز دیجیتال یا ارز رمزگذاری شده که پول دیجیتال نیز خوانده می‌شود، مفهومی است که کمتر از یک دهه از پیدایش آن در بازارهای مالی می‌گذرد. اولین پول دیجیتال جهان بنام بیت کوین در سال 2009 توسط فرد یا گروهی ناشناخته به نام ساکوشی ناکاموتو به بازار عرضه شد. طی دهه گذشته پس از بیت کوین ارزهای دیجیتال متنوعی به بازار عرضه‌شده و سرمایه‌گذاران بسیاری در سراسر جهان در این حوزه نوظهور و استارت آپ های وابسته به آن سرمایه‌گذاری نمودند. بارونق معاملات ارزهای دیجیتال و ورود صرافی‌های مجازی به این بازار، به‌تدریج قیمت ارزهای دیجیتال افزایش یافت و باوجود نقد اقتصاددان‌ها و پژوهشگران بسیاری بر اینکه این نوع ارزها بدون پشتوانه هستند، قیمت بیت کوین در نیمه اول سال 2018 به بیش از 8000 دلار رسید و درسال 2021 قیمت یک بیت کوین 42هزار دلار و معادل یک میلیارد تومن رسید بطوریکه ارزش آن از پول‌های سنتی فراتر رفت. بدین ترتیب فرصت‌های پیشرو در ارزهای دیجیتال سرمایه‌گذاران را ترغیب به ورود به این بازار می‌نماید و با جذب نقدینگی بیشتر، این بازار را پویاتر و سودهای بالاتری را نصیب سرمایه‌گذاران  می نماید (علی زاده و صفر زاده، 1398).

در صده ی اخیر با توجه به ویژگی های علم که آن را از شبه علم و مسایلی مشابه آن جدا می کند مدیریت مالی در حقیقت یک علم محسوب می شود و از پیش فرض های فلسفی سایر علوم انسانی و اجتماعی تبعیت میکند. البته نباید فراموش کرد که در مدیریت مالی نیز همچون سایر علوم انسانی و اجتماعی با انسان و رفتار او در مواجهه با پدیده های مختلف روبرو هستیم و این رفتار غیر قابل پیش بینی اوست که حتی در علم مدیریت شاخه ای را پدید آورده است که بررسی رفتار مصرف کنندگان بعنوان مشتریانی که از خدمات و کالاها استفاده میکند، می باشد. رفتار مصرف کننده با پیچیدگی های زیادی همراه است و مستلزم نگاه فرایندی و جامع به آن است. دانش رفتار مصرف کننده دانشی میان رشته ای است که از علوم مختلفی هم چون جامعه شناسی و روان شناسی برای توضیح چرایی رفتار مصرف کنندگان در بازار استفاده می کند. شناخت چرایی رفتار به مدیران کمک زیادی می کند. عوامل گوناگونی از جمله عوامل فرهنگی، اجتماعی، شخصی و روان شناختی وجود دارد که رفتار مصرف کننده و رفتار خرید را تحت تاثیر آن قرار داده و شناخت و درک رفتار مصرف کننده را مشکل می سازد. یکی از مهمترین مباحث حوزه رفتار مصرف کننده که بیش از 11 سال است که مورد توجه دانشمندان این حوزه قرار دارد مبحث ارزهای دیجیتال و بخصوص بیت کوین به عنوان رایج ترین و پربازده ترین ارز و  ابزار در دست شرکت ها و مردم جهت نقل و انتقالات مالی بدون تمرکز بانک ها می باشد.

مفهوم پول مجازی به معنای پول رمزگذاری شده اولین بار در سال 1998 مطرح شد. درواقع ایده ای جدیدی از پول مطرح گردید که از روش رمزگذاری کامپیوتری برای کنترل تولید پول و انجام معاملات بدون واسطه و مرجع مرکزی استفاده می‌شود. اما این ایده تا سال 2009 فقط در حد یک نظریه بود. در این سال هم‌زمان با رکود اقتصادی، واحد پول مجازی به نام بیت کوین به‌صورت کاربردی همراه با الگوریتم ریاضی تولید آن در جهان مطرح گردید، بر اساس آن مقاله‌ای ارائه شد و به‌صورت اجرایی درآمد که بیان نمود پول مجازی هیچ سرویس‌دهنده مرکزی یا مؤسسه مالی برای کنترل نقل انتقالات ندارد؛ زیرا همه موارد بر ارتباطات نظیر به نظیر بناشده و دولت‌ها نمی‌توانستد آن را دست‌کاری کنند و بانک‌ها نمی‌توانستند ارزش آنرا کم یا زیاد بنماید (هادسن[4]،2014).

 باید توجه داشت که نوسان و ناهنجاری بازده و قیمت سهام از طرف سرمایه گذاران به عنوان معیاری از ریسک در نظر میگیرند. شواهد نشان میدهد که سرمایهگذاران در بورس اوراق بهادار تهران برای تعیین ارزش سهام کمتر از روشهای کمی و بنیادین استفاده مینمایند (ترک زاده،رضایی، صیقلی،1401)

لذا در تحقیق حاضر محقق با توجه به مقالات ارائه شده در زمینه بررسی تاثیر رمز ارزها بر بازار بورس و همچنین کیفیت پایین بعضی از تحقیقات در بخش نمونه گیری، ابزار اندازه گیری داده ها و بحث پایایی متغیرها و همچنین یک دست نبودن روش ها و رویکردها و نتایج متناقض یافته های پژوهش مختلف  مزید بر علت شده است تا محقق  حجت را بر علم تمام نموده و تاثیر بازده رمز ارز بیت کوین را بر بازده بورس اوراق بهادار با استفاده از روش فراتحلیل یا متا آنالیز بررسی نماید.

 

2- مبانی نظری

بیت کوین یک واحد پولی مجازی است و بنابراین وجود فیزیکی ندارد. بلاک چین بیت کوین یک پرونده‌ای از داده است که سوابق تمام معاملات گذشته بیت کوین ازجمله ایجاد واحدهای جدید بیت کوین را نشان می‌دهد. بلاک چین بیت کوین از دنباله‌ای از بلوک‌ها تشکیل‌شده است که هر بلوک بر اساس نسخه‌های قبلی خودساخته شده است و حاوی اطلاعاتی در مورد معاملات جدید بیت کوین است. از ابتدا بحث زیادی در مورد ماهیت بیت کوین وجود داشته است که آیا واقعاً بیت کوین را می‌توان به‌عنوان یک نوع پول و ارز، سرمایه یا کالا در نظر گرفت یا بیت کوین دارای هیچ ارزش خاصی نیست. در مارس 2014 سرویس درآمد داخلی ایالات‌متحده (IRS) اعلام کرد که تمامی ارزهای مجازی ازجمله بیت کوین، شامل مالیات بر دارایی می‌شوند و ارز به‌حساب نمی‌آیند. همچنین سود یا ضرر ناشی از بیت کوین اگر به‌عنوان سرمایه نگهداری شود، به‌عنوان سود و زیان سرمایه تلقی می‌شود درحالی‌که اگر به‌عنوان موجودی نگهداری شود، شامل سود و زیان عادی خواهد شد. (برنتسن و فابیان[5] 2018).

سرمایه‌گذاران هنگام تصمیم‌گیری برای سرمایه‌گذاری در سهام، مجموعه‌ای از متغیرها و عوامل مالی و غیرمالی را هم‌زمان در نظر می‌گیرند. تصمیم‌گیرندگان با آگاهی از عوامل مؤثر بر بازدهی سهام می‌توانند رفتار قیمت سهام را با دقت بیشتری تعیین کنند و در نتیجه تصمیمات صحیح تری اتخاذ نمایند (آسیابی اقدم، رحیم زاده و رجایی، 1401)

از دیرباز سرمایه گذاران حقیقی و حقوقی بدنبال حفظ سرمایه و دارایی های خود بودند و یکی از راه هایی که برای این منظور استفاده می نمودند بازار سرمایه بوده است. بنابراین بازار سرمایه پلی است، که پس‌انداز واحدهای اقتصادی دارای مازاد مانند شرکت‌ها یا دولت‌ها را، به واحدهای سرمایه‌گذاری که بدان نیازمندند، انتقال می‌دهد. لذا بازار سرمایه، واحدهای پس‌انداز و سرمایه‌گذاران را با یکدیگر ارتباط می‌دهد. از سوی دیگر، سازوکارهای تعبیه‌شده در این بازار، از طریق رشد حجم پس‌انداز و سرمایه‌گذاری، رشد اقتصادی را تسریع می‌کنند. استفاده از بازار سرمایه برای تأمین مالی مخارج دولت نیز، ازجمله قدیمی‌ترین و متداول‌ترین شکل مبادلات مالی است. اتکای دولت‌ها به بازار سرمایه در اغلب اقتصادهای مدرن نه‌تنها ازاین‌جهت مهم است که دولت‌ها غالباً اوراق بدهی منتشر می‌کنند تا بخش عمده هزینه‌های خود را تأمین مالی نمایند، بلکه استقراض دولت غالباً حجم عظیمی از کل وجوه عرضه‌شده در بازار توسط وام‌دهندگان را جذب می‌کند. در معمول‌ترین تقسیم‌بندی، بازار سرمایه به دو بازار اولیه و بازار ثانویه تقسیم می‌شود. از سوی دیگر بازارهای سرمایه، به دو بخش تقسیم می‌گردد، که عبارت‌اند از: بازار سهام و بازار اوراق قرضه. در بازار سرمایه ارتباط میان سرمایه‌گذار و سرمایه‌پذیر، بیش از یک سال است و برعکس بازار پول، سرمایه پذیر ملزم به عودت وجوه نیست (نیکومرام و همکاران، 1393).

عوامل متعددی بر شاخص قیمت سهام اثرگذارند، از جمله این عوامل تغییرات نرخ ارز است. در ایران رشد تورم، نرخ ارز و سایر متغیرهای کلان اقتصادی نسبت به اقتصاد کشورهای صنعتی بیشتر در معرض نوسان بوده و اثرات این نوسانات و تداوم آن‌ها می‌‌‌تواند در بخش‌های متفاوت اقتصادی منجر به شکل‌گیری مشکلات ساختاری بیشتری در این کشورها گردد. (ارمغام، هادی نژاد، دامن کشیده، شجاعی، 1401)

در ادامه محقق به بیان مطالعات انجام شده در حوزه رمز ارز ها و بازار بورس خواهد پرداخت.

مطالعات بسیاری در زمینه تاثیر گذاری رمز ارزها بر شاخص بورس اوراق بهادار انجام شده است بطوریکه تحقیق سروکوز و کپی شیانسکی^[6](2015) در ارتباط با تحلیل تاثیر رمز ارزها برثبات سیستم مالی به این نتیجه رسیدند که یک وابستگی و تاثیر بسیار ناچیزی رمز ارزها بر شاخص های بورسی مانند s&p دارند. کاستیکا و لوپدیس ^[7](2019) در مقاله خود با عنوان رابطه پویای رمز ارزها و بازارهای جهانی، متوجه شدند که رمز ارزها تقابلی با یکدیگر ندارند و رابطه ضعیفی نیز با بازارهای مالی مانند بورس دارند. همچنین گیل الانا و آباکا^[8](2020) در مقاله ای با عنوان ارتباط رمز ارزها و شاخص های بورسی نشان دادند که رمز ارزهایی مانند بیت کوین تاثیر معناداری برپرتفوی سهامداران بورسی دارد. از سویی محققینی مانند جیمو و بنیامین^[9](2020)پژوهشی با عنوان تاثیر رمزارزها برشاخص قیمت بورس اوراق بهادار انجام دادند که ارزمرز هایی مانند بیت کوین بر شاخص قیمت سهام بسیار تاثیر گذار هستند. سامی و عبدالله^[10](2020) در پژوهش خود با عنوان  رمز ارز ها و بازار بورس، متوجه شدند در کشورهای خلیج فارس بازار بورس و رمز ارزها جایگزین یکدیگر می شوند. بطوریکه با افزایش 10 درصدی بازده رمز ارزها، بازده بازار بورس 0.17 درصد کاهش می یابد. تامپانیا و همکاران^[11](2020) در پژوهش خود با عنوان ارتباط نامتقارن تاثیر معاملات رمز ارزها دریافتند که ارتباط مثبت و معناداری بین بازار بورس و رمز ارزها وجود دارد. امر و همکاران^[12](2020) در مقاله ای با عنوان ارتباط بازار سرمایه و رمز ارزها دریافتند که ارتباط مهمی بین این دو بازار برقرار است.

 

3- فرضیه پژوهش

همانگونه که در بخش قبل ارائه شد پیرامون تاثیر رمز ارز ها  بر بازار بورس اوراق بهادار،  یافته های متناقضی وجود دارد. از آنجایی که در تحقیقات مذکور برای اندازه گیری رمز ارزها و شاخص بورس اوراق بهادار از معیارهای متفاوتی استفاده شده است. بنابر این می توان حدس زد یکی از دلایل تناقض در نتایج می تواند کاربرد این معیارهای متفاوت باشد. به این ترتیب فرضیه زیر را به شرح زیر تدوین نموده و با روش فراتحلیل آن را آزمون می نماییم.

 

4- روش پژوهش

تفاوت در کاربندی ها، ابزارهای اندازه گیری، روش ها و موقعیت های پژوهشی، مقایسه پژوهش ها را دشوار می سازد. بنابراین کاربرد نتایج متناقض پژوهش ها، انتشار، تفسیر، ارزشیابی و شناخت نقاط ضعف آنها مستلزم راه حلی است که مبتنی بر بازنگری و تجزیه و تحلیل درست پژوهش، بکارگیری شواهد و استفاده از یک روش ترکیبی باشد. فرآیند ترکیب آماری نتایج پژوهش های مستقل و جداگانه، برای رسیدن به نتایج کلی فراتحلیل نامیده می شود. این تکنیک برای خلاصه نمودن و یکپارچه سازی پژوهش های پیشین برای مقایسه نتایج از روش های کمّی بهره می برد. تکنیک های آماری سنتی مانند آزمون های F و t برای چنین مقایسه ای مناسب نمی باشند، زیرا مقادیر آنها تابعی از حجم گروه نمونه است. اگر مطالعات دارای حجم نمونه نابرابر باشد تفاوت های یکسان بین شرایط کاربندی و کنترل می تواند مشخصه های F و t متفاوتی را ایجاد نماید. اما فراتحلیل برآوردی به دست می دهد که تحت تاثیر حجم گروه های نمونه نخواهد بود. به بیان دیگر فراتحلیل مجموعه فنون نظامداری است که به حل تناقض ها و تضادهای آشکار یافته های پژوهشی می پردازد و علاوه بر تبدیل یافته های مطالعات مختلف به یک مقیاس مشترک، روابط بین ویژگی ها و یافته های پژوهشی را از لحاظ آماری کشف می کند (بذرافشان و همکاران،1394).

فراتحلیل اساساً از مراحل یک پژوهش علمی پیروی می کند و تقریبا همان مراحل پژوهش کمّی را دارد با این تفاوت که در اینجا واحد نمونه برداری به جای فرد یا شرکتِ آزمودنی، یک مطالعه است و چون در واقع ترکیب داده های چند پژوهش برای تولید یک برآورد واحد است بنابراین از نظر آماری نوعی از روش های چند عاملی محسوب می شود. آماره هایی که عموما در فراتحلیل استفاده می شود، شامل آماره های P-Value، Z، کای دو، F و t می باشد. بنابراین می بایست این آماره ها به یک مقیاس مشترک که اندازه اثر (ES) نام دارد تبدیل شوند. اندازه اثر شاخصی است کمّی که نتایج و یافته های آماری در قالب آن خلاصه و یکدست می شود. اندازه اثر عنصر کلیدی در فراتحلیل بوده و در واقع فراتحلیل را ممکن می کند. هدف استفاده از اندازه اثر، یک شکل کردن یافته های آماری گوناگون مطالعات در یک شاخص عددی و سنجه مشترک است تا امکان مقایسه و ترکیب نتایج آماری مطالعات فراهم شود.

گام اول.  برای انجام فراتحلیل، در ابتد ا کلیه تحقیقات دردسترس انجام شده پیرامون تاثیر رمزارها بر بورس اوراق بهادا  طی سال های 2010 تا 2021 مورد بررسی قرار گرفت. به این ترتیب با مراجعه به سایت های پایگاه های علمی در دسترس شامل Science Direct، EBSCO، Wiley،Emerald  و SSRN کلید واژه "رمز ارز و بورس" جستجو شد و در نهایت تعداد 10 مقاله پیرامون این رابطه انتخاب شد. فهرست مقالات مذکور و جزئیات پیرامون آن درجدول یک ارائه شده است.

گام دوم. در گام بعدی آماره های همبستگیِ) p-value  z، t، Fو کای دو(  مطالعات مختلف باید به اندازه اثر تبدیل گردند. در این راستا به پیروی از روش لیپسی و ویلسون (2001) از فرمول های زیر بهره خواهیم برد.

 

                   (1)                   

    (2)        

 

        (3)                  

        (4)                

 

برای تبدیل آماره p-value به اندازه اثر،  ابتدا این آماره را به t تبدیل نموده و سپس t را با فرمول اول به اندازه اثر تبدیل می کنیم.

گام سوم.  در مرحله بعد بایستی میانگین اندازه اثر محاسبه شود. محاسبه میانگین حسابی در صورتی امکانپذیراست که توزیع ضرایب همبستگی نرمال باشد. اما معمولا با توجه به عدم نرمال بودن اندازه اثرها، این ارقام طبق فرمول زیر باید به z فیشر تبدیل شوند.

         (5)

سپس با استفاده از فرمول زیر میانگین اندازه اثر محاسبه می شود.

                   (6)

 

در این فرمول، w معکوس واریانس اندازه اثر است که برابر با n-3 می باشد  n) تعداد مطالعات است (سپس برای تفسیر نتایج، میانگین اندازه اثر  Zr  را با استفاده از فرمول زیر به شکل اولیه آن بر می گردانیم  )چراکه به دلیل نرمال نبودن اندازه اثرها، این ارقام را به Zr تبدیل کرده بودیم(.

 

                      (7)

 

گام چهارم. سپس برای آزمون معناداری مقدار کلی اندازه اثر، این مقدار را با بهره گیری از فرمول زیر در یک فاصله اطمینان برآورد می کنیم.

     (8)

 

در این فرمول  مقدار بحرانی توزیع نرمال است. تا اینجا، فاصله اطمینان z فیشر محاسبه میشود. باید با یک تبدیل، مقادیر متناظر با z های بدست آمده را جایگزین نمود. اگر این فاصله شامل صفر نشود فرض صفر درخصوص رابطه بین متغیر مستقل و وابسته رد می شود. فاصله مذکور همچنین نشان می دهد که در مجموع اندازه اثر کلی به احتمال (1- α)  100 درصد در چه فاصله ای خواهد افتاد.

گام پنجم.  شایان ذکر است که قبل از ترکیب اندازه اثرها باید به مساله تجانس 0 یا همگنی اندازه اثرها توجه شود. به عبارت دیگر تجانس اندازه اثرها آزمون شود. در صورت متجانس بودن اندازه اثرها آنها با هم تلفیق میشوند.  )انجام گام دوم تا چهارم زمانی صورت می گیرد که مشخص شود تحقیقات متجانس هستند(. در غیر اینصورت مطالعات بر اساس متغیرهای کلیدی که احتمال می رود، واریانس اندازه اثرهای جمعیت ناشی از آنها باشد به زیرگروه هایی تقسیم می گردد. این روش تا جایی ادامه پیدا می کند که مطالعات درون طبقات متجانس باشند و هیچ واریانسی از اندازه اثر تبیین نشده باقی نماند (انتظاری و مهری،1392).

برای بررسی متجانس بودن اندازه اثرها، آزمون  کیووالیو مورد استفاده قرار می گیرد.آماره Q دارای توزیع کای-دو با درجه آزادی n-1 می باشد و از فرمول زیر محاسبه می شود.

 

(9)                                                                                      

 

اگر مقدار Q به دست آمده از مقدار بحرانی جدول کای دو کوچکتر باشد فرض متجانس بودن اندازه اثرها تایید میشود. بعد از اطمینان از متجانس بودن اندازه اثرها می توان مقدار کلی اندازه اثر جامعه رابرآورد نمود. اگر مقدار Q به دست آمده از مقدار بحرانی جدول کای دو بزرگتر باشد، فرض متجانس بودن اندازه اثرها رد می شود و باید از ترکیب اندازه اثرها پرهیز نمود و به کمک تحقیقات و نظریه های پیشین دنبال تبیین و توضیح این عدم تجانس بود.

 

 

 

 

 

5- نتایج پژوهش

محاسبه اندازه اثر برای هر مطالعه(هر فرضیه)

اندازه اثر یک معیار مشترک جهت مقایسه و ترکیب نتایج پژوهش ها دیگر است. کوهن^[13] در سال 1988 اندازه اثر را میزان انحراف فرض H0 ازH1 میخواند. پژوهشگر بدلیل رشد نرم افزارهای محاسبه گر اندازه اثر ابتدا مطالعات و نتایج فرضیه مورد نظر در ان مطالعه را در نرم افزار CMA[14] ورژن دو وارد کرده و سپس با فرمولی مناسب برای محاسبه اندازه اثر همه نتایج را استاندارد و یکسان میکند تا قابلیت مقایسه و ترکیب را پیدا نماید.

 

جدول 1 -اندزه اثرمطالعات و تفسیرنتایج

نام مطالعه	اندازه اثر	ZVALUE	PVALUE	تفسیر
گیل آلانا و آباکا(2020)	0.93	47.576	0.000	کوچک
جیمو و بنیامین (2020)	0.438	3.322	0.001	متوسط
سامی و عبدالله (2020)	0.002-	0.009-	0.993	بسیارقوی
کاستیکا و لوپدیس (2019)	0.873	57.039	0.000	متوسط
آلفیری و همکاران[15](2020)	0.04	1.618	0.106	بسیارقوی
سامی و عبدالله (2019)	0.013	0.054	0.957	بسیارقوی
سرکز و کپیسیانسکی[16](2015)	0.071	1.963	0.05	کوچک
امر و همکاران (2020)	0.59	26.226	0.00	کوچک
تامپانیا و همکاران (2020)	0.006	0.429	0.668	کوچک
گودرزی (2021)	0.37-	7.562-	0.000	کوچک
اثرات ثابت	0.379	43.837	0.000	بسیارقوی

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

نتایج جدول 1 نشان میدهد که برای هر مطالعه یک شاخص اندازه اثر جهت مقایسه اندازه اثرها بایکدیگر و آنالیز ترکیبی آنها ارائه گشته است. پنج پژوهش سامی و عبدالله[17](2020)، آلفیری و همکاران (2020)، سامی و عبدالله (2019)، سرکز و کپیسیانسکی (2015) و تامپانیا و همکاران (2020) پژوهش هایی هستند که خطای اندازه گیری آن ها بیشتر از 0.05 و  در سطح احتمال95 درصد معنادار نمی باشند. اما خطای اندازه گیری برای سایر پژوهش های مورد بررسی در پژوهش حاضر کمتر از 0.05 می باشد که در سطح احتمال 99 درصد معنادار می باشند. سه پژوهش گیل آلانا و آباکا (2020)، کاستیکا و لوپدیس (2019)، امر و همکاران (2020)، جیمو و بنیامین (2020) و گودرزی[18](2021) به ترتیب بزرگترین اندازه اثر نقطه ای مطالعه حاضر را داشتند که اعداد آن ها به ترتیب  0.93،  0.87،  0.59، 0.43 و 0.37 محاسبه شده است.  از انجا که خطای اندازه گیری مدل اثرات ثابت، کمتر از 0.05 است ویا خارج از بازه ZVALUE  ( 1.96 ) می باشد لذا در سطح اطمینان 99 درصد اندازه اثر کشف شده مطالعات معنادار است. از طرفی اندازه اثر مطابق با جدول رزنتال ^[19]( اندازه اثر کوچک: بین 0.1 تا 0.2- اندازه اثر متوسط: بین0.3تا 0.5 – اندازه اثر قوی: بین 0.5تا 0.8)  متوسط ارزیابی می گردد.

حال در ادامه تشخیص اثرات ثابت و تصادفی براساس جدول زیر مورد بحث و بررسی قرار گرفته است که مشخص شده بین دو حالت مدل اثرات تصادفی و ثابت تفاوت فاحشی در نتایج پژوهش مشاهده نمیشود مدل اثرات ثابت مطابق جدول شماره 2 خبر از تاثیر معنادار رمزارزها بر بورس اوراق بهادار میدهد زیرا مدل اثرات ثابت با اندازه اثر 0.379 و مقدار خطای اندازه گیری کمتر از 0.05  فرضیه پژوهش را در سطح اطمینان 99 درصد تایید می نماید.

 

جدول2 -اندازه اثر دو مدل اثرات ثابت و تصادفی

نام مدل	اندازه اثرترکیبی	zvalue	pvalue
اثرات ثابت	0.379	43.837	0.000
اثرات تصادفی	0.377	1.795	0.073

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

همچنین پژوهشگر در ادامه جهت بررسی همگن بودن مطالعات و تعیین مدل اثرات تصادفی و ثابت، آزمون همگن بودن و تجانس مطالعات(کیووالیو^[20]) را اجرا نموده است که باتوجه به اینکه خطای اندازه گیری این آزمون بیشتر از 0.05 شده است لذا در سطح اطمینان 95 درصد مشخص شد مطالعات همگن هستند. لذا مدل اثرات ثابت مدل نهایی پژوهش حاضر می باشد. همچنین پژوهشگر با سه مقدار اندازه اثر، حد بالا و حد پایین نموداری را ترسیم می نماید که نمودار درختی نامیده میشود این نمودار نشان میدهد به لحاظ مبانی نظری کدام پژوهش ضعیف و کدام پژوهش قدرتمند و قوی است.

براساس نمودار درختی1 پژوهش کاستیکا و لوپدیس (2019)با انحراف معیار 43.51 بیشترین انحراف و پژوهش جیمو و بنیامین^[21](2020) با انحراف 0.51 کمترین انحراف را نسبت به اندازه اثر برآیند ثابت دارد. بنابراین پژوهش کاستیکا و لوپدیس^[22](2019) ضعیف ترین پژوهش و پژوهش جیمو و بنیامین (2020)  قوی ترین پژوهش در مدل اثرات ثابت است.

 

 

نمودار 1درختی اندازه اثرها

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

سوگیری درنتایج فراتحلیل

بصورت کلی یک مرور سیستماتیک در صورتی نتایجی معتبر و با کیفیت بالا خواهد داشت که تلاش شود سوگیری های مختلف تا حد ممکن و توان پژوهشگر در انها کاهش یابد یکی از این سوگیری ها این است که معمولا پژوهشگران تنها به بانک های اطلاعاتی با زبان انگلیسی رجوع میکنند و متاسفانه نسبت به این زبان سوگیری وجود دارد مطابق با قوانین موسسه کوکران حداقل پژوهشگر باید تلاش نماید که یک زبان دیگر را به مجموعه زبانهای مطالعاتی که انتخاب میکند اضافه نماید. دراین پژوهش نیز پژوهشگر یک زبان فارسی(گودرزی(1399) را نیز به مجموعه زبان ها اضافه کرده است و تا حدی از سوگیری زبانی کاسته است. پژوهشگر برای جلوگیری از استناد به مطالعات پایگاه هایی خاص، حداقل 3 پایگاه مقالات انگلیسی و سه پایگاه مقالات فارسی پایگاه رساله های انگلیسی(پروکویست) و پایگاه  پایان نامه های فارسی (ایران داک) پژوهش های چند موسسه پژوهشی و چند مقاله منتشر نشده در این حوزه را مورد استناد قرار داد تا از سوگیری استناد به پایگاهی خاص جلوگیری شود. مهمترین سوگیری در کلیه مطالعات مرور سیستماتیک اعم از فراتحلیل یا فرا ترکیب سو گیری در انتشار است. به نقل از هومن (1394) همواره بخاطر فرهنگ مجلات و تصورات نویسنده مقاله مطالعاتی هیچگاه منتشر نمی شوند و همواره در بایگانی زندگی شخص باقی می ماند. تقریبا همه صاحبنظران فراتحلیل معتقدند بهترین ابزار شناسایی مطالعات کشوی بایگانی یا میسینگ،  فونل پلات^[23] یا نمودار قیفی است.

 

 

نمودار2 -قیفی برای شناسایی سوگیری انتشار

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

طبیعی است در بالای قیف خطا کمتر و دقت بیشتر است یعنی فاصله ی اندازه اثر هر پژوهش از اندازه اثر متوسط در بالای قیف کمتر است و پژوهش های قوی در بالای قیف تجمع می کنند. بالعکس در پایین قیف خطا بیشتر و دقت کمتر و فاصله از برآیند نتایج بسیار بیشتر است. این پژوهش ها همان پژوهش های ضعیف می باشند. اما کارکرد دوم این نمودار استفاده از همین تجمعات در بالا و پایین قیف برای شناسایی مطالعات گمشده است یعنی مطالعاتی که منتشر نشده اند در بالای قیف بدلیل فضای کم و تجمع پژوهش ها تقارن پژوهش ها در دو سمت اندازه اثر متوسط دیده می شود همانطور که مشاهده می شود در قسمت هایی از قیف پژوهش هایی در سمت راست یا چپ وجود دارد که در سمت چپ و راست خط عمودی نمودار قیفی، مقدار متوسط قرینه ان مشاهده نمی شود لذا این موارد جای خالی مطالعاتی قرینه همان مطالعات است که ممکن است فرضیه آن رد شده باشد یا معکوس باشد یا ضریب ضعیفی داشته باشد که پژوهشگر یا فرهنگ حاکم بر مجلات ترجیح دادند در کشوی بایگانی باقی بمانند. سوگیری انتشار ایرادی به فراتحلیل پژوهشگر وارد نمی کند اما عدم گزارش آن یک محدودیت بزرگ از نظر کیفیت سنجی برای پژوهش است. جمع بندی نتایج اینکه فرا تحلیل حاضر دارای مطالعات گمشده و سوگیری انتشار است.

 

 

آزمون چینش و تکمیل کردن دوال توئیدی^[24]

این آزمون که توسط دوال و تیویدی در سال 1998 ارائه گردید از همان نمودار قیفی بهره می برد اما جاهای خالی را با چیدن و تکمیل کرده قرینه ها به پژوهشگر نشان داده و نمودار قیفی را این بار با نمایش مطالعات گم شده ارائه می نماید.

 

 

نمودار 3 چینش و تکمیل دوال توییدی

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

نمودارهای چینش و تکمیل دوال توییدی نشان میدهد که مطالعه گمشده ای براساس قرینگی در نمودار قیفی وجود ندارد.

 

5- نتیجه گیری

نتایج جدول یک نشان داد پنج پژوهش سامی و عبدالله^[25](2020)، آلفیری و همکاران (2020)، سامی و عبدالله (2019)، سرکز و کپیسیانسکی (2015) و تامپانیا و همکاران (2020) پژوهش هایی هستند که خطای اندازه گیری آن ها بیشتر از 0.05 و در سطح احتمال95 درصد معنادار نمی باشند. اما خطای اندازه گیری برای سایر پژوهش های مورد بررسی در پژوهش حاضر کمتر از 0.05 می باشد که در سطح احتمال 99 درصد معنادار می باشند. سه پژوهش گیل آلانا و آباکا (2020)،کاستیکا و لوپدیس (2019)، امر و همکاران (2020)، جیمو و بنیامین (2020) و گودرزی (2021) به ترتیب بزرگترین اندازه اثر نقطه ای مطالعه حاضر را داشتند که اعداد آن ها به ترتیب  0.93،  0.87،  0.59، 0.43 و 0.37 محاسبه شده است.  از انجا که خطای اندازه گیری مدل اثرات ثابت، کمتر از 0.05 است ویا خارج از بازه ZVALUE  ( 1.96 ) می باشد لذا در سطح اطمینان 99 درصد اندازه اثر کشف شده مطالعات معنادار است. از طرفی اندازه اثر مطابق با جدول رزنتال^[26]متوسط ارزیابی گردید.

در ادامه تشخیص اثرات ثابت و تصادفی براساس جدول شماره دو مورد بحث و بررسی قرار گرفته است که مشخص شده بین دو حالت مدل اثرات تصادفی و ثابت تفاوت فاحشی در نتایج پژوهش مشاهده می شود و مدل اثرات ثابت خبر از تاثیر معنادار رمز ارزها بر بورس اوراق بهادار میدهد. مدل اثرات ثابت با اندازه اثر 0.379  و مقدار خطای اندازه گیری کمتر از 0.05 فرضیه پژوهش را در سطح اطمینان 99 درصد تایید نمود. همچنین در ادامه بر اساس نمودار درختی پژوهش کاستیکا و لوپدیس (2019) با انحراف معیار 43.51 بیشترین انحراف و پژوهش جیمو و بنیامین (2020) با انحراف 0.51 کمترین انحراف را نسبت به اندازه اثر برآیند ثابت دارد. بنابراین پژوهش کاستیکا و لوپدیس (2019) ضعیف ترین پژوهش و پژوهش جیمو و بنیامین^[27](2020)  قوی ترین پژوهش در مدل اثرات ثابت است. همچنین با توجه به اینکه خطای اندازه گیری آزمون تشخیص همگن بودن مطالعات کیو والیو^[28] بیشتر از 0.05 است لذا در سطح اطمینان 95 درصد مشخص شد مطالعات همگن می باشند.

در راستای بررسی سوء گیری زبانی نیز پژوهشگر مقالات زبان فارسی را نیز به مجموعه زبان ها اضافه کرده است و تا حدی از سوگیری زبانی کاسته است. همچنین پژوهشگر برای جلوگیری از استناد به مطالعات پایگاه هایی خاص حداقل سه پایگاه مقالات انگلیسی، سه پایگاه مقالات فارسی و پایگاه رساله های انگلیسی(پروکویست) و پایگاه  پایان نامه های فارسی(ایران داک) پژوهش های چند موسسه پژوهشی در این حوزه را مورد استناد قرار داد تا از سوگیری استناد به پایگاهی خاص جلوگیری شود. پژوهشگر جهت شناسایی سوگیری انتشار از نمودار قیفی استفاده نمود. جمع بندی نتایج اینکه فرا تحلیل حاضر که مطالعه گمشده ای براساس قرینگی در نمودار قیفی وجود ندارد.

 

[1]  گروه مدیریت  مالی، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران  [e-mail]

[2] گروه مدیریت مالی، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران (نویسنده مسئول)  [e-mail]

[3] گروه مدیریت مالی، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران   [e-mail]

[4] Hodson

[5] Berentsen and Fabian

[6] Srokosz  and Kopyscianski

[7] Kostika and Laopodis

[8] Gil-Alana  and Abakah

[9] Jimoh and Benjamin

[10] Sami and Abdollah

[11] Thampanya and et al

[12] Umar and et al

[13] Cohen

[14] Comprehensive meta-analysis (CMA)

[15] Alfieri et al

[16] Srokosz&Kopyscianski

[17] Sami&Abdollah

[18] Goudarzi

[19] Rosenthal

[20] Qvalue

[21] Jimoh&Benjamin

[22] Kostika&Laopodis

[23] funnel plot

[24] Duval and Tweedie

[25] Sami&Abdollah

[26] Rosenthal

[27] Jimoh&Benjamin

[28] Qvalue

مراجع

منابع

• آسیابی اقدم، لیلا، رحیم زاده, اشکان و رجائی، یداله. (1401). اثر متغیرهای اقتصادی بر رفتار قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار. اقتصاد مالی 16(59): 126-105. doi: 10.30495/fed.2022.694715
• ارمغان، پیمان، هادی نژاد، منیژه، دامن کشیده، مرجان و شجاعی، معصومه. (1401). سازوکار اثرگذاری تکانه‌های وارده از سوی قیمت نفت، قیمت ارز و سرمایه‌گذاری با در نظر گرفتن هزینه‌های تعدیل بر شاخص قیمت سهام. اقتصاد مالی 16(59) 46-23. doi: 10.30495/fed.2022.694712
• انتظاری، علی و مهری، نادر(1392)درآمدی بر فراتحلیل. تهران. انتشارات جامعه شناسان. چاپ اول.
• بذرافشان آمنه، حجازی رضوان، رحمانی علی، باستانی سوسن(1394). فراتحلیل (متا آنالیز) استقلال کمیته حسابرسی و کیفیت گزارشگری مالی، تابستان 1394، دوره 8، شماره  25 ; از صفحه 101 تا صفحه 117.
• علی زاده، شیما و صفر زاده، حسین (1398). بررسی وجود حافظه بلندمدت در شاخص قیمت ارزهای دیجیتال، فصلنامه مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار، شماره 40، صص 169-175.
• عیدان ترک زاده، خدیجه، رضایی، فرزین و صیقلی، محسن. (1400). ارائه مدل پول هوشمند در بازار سهام ایران مبتنی بر تئوری داده بنیاد. اقتصاد مالی 15 (57) 128-107. doi: 10.30495/fed.2021.687922
• نیکو مرام، هاشم و همکاران (1393). سرایت‌پذیری تلاطم در بازار سرمایه ایران، فصلنامه علمی پژوهشی دانش سرمایه‌گذاری، سال سوم، شماره 11، صص 179-240.

هومن، حیدرعلی(1394). راهنمای عملی پژوهش کیفی،  سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاهها (سمت