نقش شوک‌های نااطمینانی‌ مالی، مدل پنج عاملی فاما_ فرنچ و مومنتوم در بازار سرمایه و تأثیرات آن بر بازده سهام

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 16، شماره 61، فروردین 1403، صفحه 1-50   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/faar.2024.709442

نویسندگان

سیده نرجس شیرمردی¹؛ مجید صامتی^{* 2}؛ حسین شریفی رنانی¹

¹گروه اقتصاد، واحد اصفهان (خوراسگان)، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران

²گروه اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

چکیده

چکیده
هدف از این مقاله بررسی نقش شوک­های نااطمینانی مالی، نااطمینانی اقتصادی، نااطمینانی سیاست­های اقتصادی به عنوان ریسک سیستماتیک و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ به همراه مومنتوم به عنوان ریسک غیر سیستماتیک در بازار سرمایه کشور امریکا و اثرات کوتاه­مدت و بلندمدت آن بر بازده سهام (شاخص اس اند پی بورس نیویورک) با استفاده از الگوی خودبازگشت برداری ساختاری و داده­های فصلی می­باشد. نتایج حاکی از آن است که در کوتاه­مدت بیشترین تأثیر شوک­های منفی به ترتیب ناشی از متغیرهایی همچون بازده سهام، عامل سودآوری، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ و مومنتوم می­باشد. همچنین نااطمینانی سیاست­های اقتصادی در کوتاه‌مدت شوک مثبتی بر بازده سهام داشته است. لذا متغیرهای نااطمینانی اقتصادی و نااطمینانی مالی نیز همانند سایر عوامل ریسک غیر سیستماتیک تقریبا به یک اندازه و بصورت منفی بر بازده سهام تأثیرگذار بوده­اند. در بلندمدت نیز بیشترین تأثیر شوک­های منفی به ترتیب ناشی از متغیرهایی همچون نااطمینانی سیاست­های اقتصادی، بازده سهام، نااطمینانی اقتصادی و عامل سرمایه­گذاری بوده است. در بلندمدت بیشترین تأثیر شوک­های مثبت به ترتیب ناشی از متغیرهایی همچون تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین، عامل سودآوری، مومنتوم، نسبت نرخ بازده بازار و نرخ بازده بدون ریسک و در نهایت نااطمینانی مالی بوده است.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: نااطمینانی؛ ریسک سیستماتیک و غیر سیستماتیک؛ مدل پنج عاملی فاما و فرنچ- مومنتوم؛ بازار سرمایه؛ بازده سهام

اصل مقاله

 

نقش شوک­های نااطمینانی­ مالی، مدل پنج عاملی فاما_ فرنچ و مومنتوم در بازار سرمایه و تأثیرات آن بر بازده سهام

 

تاریخ دریافت: 15/09/1402                  تاریخ پذیرش: 08/11/1402

سیده نرجس شیرمردی[1] مجید صامتی*[2] حسین شریفی رنان[3]

چکیده

هدف از این مقاله بررسی نقش شوک­های نااطمینانی مالی، نااطمینانی اقتصادی، نااطمینانی سیاست­های اقتصادی به عنوان ریسک سیستماتیک و مدل پنج عاملی فاما و فرنچ به همراه مومنتوم به عنوان ریسک غیر سیستماتیک در بازار سرمایه کشور امریکا و اثرات کوتاه­مدت و بلندمدت آن بر بازده سهام (شاخص اس اند پی بورس نیویورک) با استفاده از الگوی خودبازگشت برداری ساختاری و داده­های فصلی می­باشد. نتایج حاکی از آن است که در کوتاه­مدت بیشترین تأثیر شوک­های منفی به ترتیب ناشی از متغیرهایی همچون بازده سهام، عامل سودآوری، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ و مومنتوم می­باشد. همچنین نااطمینانی سیاست­های اقتصادی در کوتاه‌مدت شوک مثبتی بر بازده سهام داشته است. لذا متغیرهای نااطمینانی اقتصادی و نااطمینانی مالی نیز همانند سایر عوامل ریسک غیر سیستماتیک تقریبا به یک اندازه و بصورت منفی بر بازده سهام تأثیرگذار بوده­اند. در بلندمدت نیز بیشترین تأثیر شوک­های منفی به ترتیب ناشی از متغیرهایی همچون نااطمینانی سیاست­های اقتصادی، بازده سهام، نااطمینانی اقتصادی و عامل سرمایه­گذاری بوده است. در بلندمدت بیشترین تأثیر شوک­های مثبت به ترتیب ناشی از متغیرهایی همچون تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین، عامل سودآوری، مومنتوم، نسبت نرخ بازده بازار و نرخ بازده بدون ریسک و در نهایت نااطمینانی مالی بوده است.

واژه‌های کلیدی: نااطمینانی، ریسک سیستماتیک و غیر سیستماتیک، مدل پنج عاملی فاما و فرنچ- مومنتوم، بازار سرمایه، بازده سهام

1- مقدمه

نا­اطمینانی را می­توان در یک مفهوم کلی به صورت عدم توانایی در پیش­بینی پیامدها تعریف کرد. در چنین شرایطی عاملان اقتصادی در مورد تصمیمات مربوط به مصرف، پس­انداز، سرمایه­گذاری، سیاست­های مخارج – مالیات، قوانین، مقررات و نرخ­های بهره آتی با نا­اطمینانی مواجه هستند. انواع مختلفی از نااطمینانی­ها در اقتصاد وجود دارند که عاملان اقتصادی را تحت تأثیر قرار می­دهند. از جمله این موارد می­توان به نا­اطمینانی کلی و کلان اقتصادی مانند تولید، تورم، نا­اطمینانی مرتبط با سیاست­گذاری اقتصادی و نااطمینانی مالی اشاره کرد. اینکه تورم چه نوع از فعالیت­های اقتصادی را تحت تأثیر قرار می­دهد مسئله مهمی است، زیرا نرخ­های بالای تورم با ایجاد عدم اطمینان و اصطکاک بازارهای مالی در تخصیص منابع، سیستم مالی را ناکارآمد می­کند (بوید و اسمیت[4]، 1998).

گالوب[5] (1994) در بیان نحوه تأثیرگذاری نااطمینانی بر اقتصاد اشاره می­کند که نااطمینانی دو اثر اقتصادی دارد، اولین اثر آن است که نااطمینانی منجر به تغییر جهت­گیری سرمایه­گذاران و مصرف­کنندگان از آنچه مایل به انجام آن هستند می­شود که اقتصاددانان به عنوان اثر پیشین[6] یاد می­کنند و این به معنی آن است که تصمیم­گیری­های آینده به خاطر نااطمینانی در پیش­بینی تورم تحت تأثیر قرار می­گیرند و دومین اثر، پس از تصمیمات اتخاذ شده صورت می­گیرد که از آن تحت عنوان اثر پسین[7] یا اثرات معطوف به گذشته یاد می­شود. این اثر هنگامی اتفاق می­افتد که تورم از آنچه مورد انتظار بوده است، متفاوت می­شود. زمانی که نااطمینانی افزایش می­یابد مفهوم غیر قابل برگشت بودن سرمایه­گذاری در تصمیم­گیری برای سرمایه­گذاری از اهمیت ویژه­ای برخوردار می­گردد. نااطمینانی تورمی به طور مستقیم و غیرمستقیم اثر رفتاری بر بازارهای اعتباری دارد و در بلندمدت بازارهای مالی را از بین برده و تأثیر منفی روی سرمایه­گذاری می­گذارد، زیرا نرخ بهره واقعی و نااطمینانی تورمی منجر به هراس برای سرمایه­گذاران شده و نهایتاً موجب به تأخیر انداختن تصمیمات آنان می­شود، در نتیجه تقاضا برای سهام کاهش یافته و به دنبال آن شاخص کل سهام نزول می­کند، در نتیجه این امر تأثیر مخرب بر سرمایه­گذاری و شاخص کل سهام بورس اوراق بهادار خواهد داشت. با از بین بردن نااطمینانی تورمی، ریسک پیرامون قراردادها کاهش یافته و منجر به تضمین کارایی شده و رشد سرمایه­گذاری در یک کشور را به همراه افزایش شاخص کل سهام خواهیم داشت. نااطمینانی سیاست اقتصادی به رویدادهای اقتصادی نامشخصی اشاره دارد که می­تواند جریان شفاف فعالیت­های مختلف اقتصادی را مختل کند. تغییرات در قیمت­ها و بازده دارایی­های مالی در نتیجه اقدامات سیاست­گذاران پولی، به تغییرات در رفتار اقتصادی می­انجامد. بنابراین، درک نحوه تأثیر سیاست پولی بر حوزه وسیعتری از اقتصاد، ضرورتاً مستلزم آگاهی از اثر اقدامات سیاستی بر بازارهای مالی مهم و چگونگی تغییرات بازده و قیمت دارایی­ها در این بازارهاست.

تجزیـه تحلیلگران مدرن سـرمایه­گذاری، منابع ریسـک را که باعث تغییر و پراکندگـی در بازده سهام می­شـود، به دو دسـته تقسیم می­کنند؛ آن دسـته از ریسـک­هایی که ماهیتا وجود دارند از قبیل ریسـک بازار و آن دسـته از ریسـک­هایـی که بـرای اوراق خاصـی وجود دارد مانند ریسـک تجاری. یک راه منطقـی بـرای تقسـیم ریسـک کلی به اجـزاء آن، تمایـز میان اجـزاء کلی(بازار) و اجزاء خاص(اوراق خاص) اسـت. این دو نوع ریسـک را ریسـک سیسـتماتیک و ریسـک غیر­سیستماتیک می­نامند (زلقی و بیات، 1395). ریسـک غیر­سیسـتماتیک آن قسـمت از تغییرات در بازده اوراق بهادار اسـت کـه ارتباطـی بـا تغییر­پذیـری کل بازار نـدارد. این نوع ریسـک منحصر بـه اوراق بهادار خاصی اسـت و به عواملی همچون ریسـک تجاری، ریسـک نقدینگی بسـتگی دارد (دانش عسگری، 1390). اگرچـه تمـام اوراق بهـادار می­توانند دارای ریسـک غیر­سیسـتماتیک باشـند ولی این ریسـک معمولا به سهام عادی مربوط می­شود و می­تـوان با تنوع بخشـیدن بـه سـرمایه­گـذاری در اوراق بهـادار، آن را کاهش داد. ریسـک سیسـتماتیک تحت عناوینی همچون ریسـک بازار یا ریسـک کاهش­ناپذیر هم آمده، آن قسـمت از کل ریسـک می­باشـد که تابع عوامل بازار اسـت و نمی­توان آن را حذف کرد. این ریسـک شـامل ریسک مالی، ریسـک نـرخ بهره، بـازار و تـورم بـوده و زائیده تغییـرات اقتصادی، سیاسـی، اجتماعـی و محیطی بازار سـرمایه اسـت و برای سـهام مختلف روندی تقریبا یکسـان دارد (شباهنگ، 1381).

ریسـک تنـوع ناپذیـر یا ریسـک غیرقابـل متنوع‌سـازی یک ورقه بهـادار ناشـی از مجموعـه­ای از عوامل و فاکتورهایی نظیر؛ عرضه پول، تورم، سطح مصارف دولتی و خط مشی صنعت است که بر ثروت تمامی شرکت­های فعال در اقتصاد تحمیل می­گردد. از آنجایی که ایـن عوامـل بـر بازده همه شـرکت­ها اثر دارد، سـرمایه­گذاران قـادر نخواهند بود تا از طریق تنوع‌بخشـی و تشـکیل پرتفـوی از بـروز چنیـن ریسـکی جلوگیری کرده یـا آن را کاهـش دهند. به بیـان دیگر، چنین ریسـکی نمـی­توانـد از طریـق تنـوع­گرایی بر طـرف شـود. از این رو، به آن ریسـک غیرقابل تنـوع­گرایی گفته می­شـود (دانش عسگری، 1390)

همراه با گسترش بازارهای پول و سرمایه و پیچیدگی عوامل مؤثر بر ریسک و بازدهی دارایی­های مالی، ارائه و توسعه مدل­هایی که قادر باشند با قدرت و دقت بالایی بازدهی اوراق بهادار را پیش­بینی نمایند ضرورت پیدا نمود و در این راستا مدل­های متعددی پیشنهاد گردید. مدل فاما و فرنچ نیز در پی این ضرورت و به عنوان یک مدل پنج عاملی در سال 2015 ارائه گردید. استفاده از عواملی که اثرگذاری بالای آنها در تبیین بازدهی سهام به اثبات رسیده و نیز بهره­مندی از دقت بالا در پیش­بینی بازدهی سهام شرکت­ها و پرتفوی­ها، موجب شد تا این مدل به عنوان مدل مورد بررسی در این پژوهش برگزیده شود. یکی از موضوع­های مهم و بحث­ برانگیز مالی، نوسان­پذیری بازده سهام است که در سال­های اخیر مورد توجه محققان بازار سرمایه قرار گرفته است. اهمیت موضوع به ارتباط بین نوسان­پذیری قیمت و به تبع آن بازده و تأثیر آن بر عملکرد بخش مالی و در نتیجه کل اقتصاد برمی­گردد. فایده مطالعه نوسان­پذیری بازده سهام برای سرمایه­گذاران، محاسبه میزان ریسک و برای خط‌مشی­گذاران بازار سرمایه به عنوان ابزاری برای اندازه­گیری میزان آسیب‌پذیری بازار سهام است (فیض اللهی و لشکری زاده، 1400).

به دلیل آنکه شاخص کل قیمت، قیمت تمام شرکت­های پذیرفته شده در بازار بورس را در بر می­گیرد، لذا یافتن متغیر یا متغیرهایی که بر روی این شاخص اثر می­گذارند اهمیت زیادی دارد (راعی و سعیدی، 1395). تحلیل پایداری بازار سهام طی سالیان اخیر مورد توجه پژوهشگران و محققان اقتصادی زیادی قرار گرفته است. چگونگی میزان پایداری و ثبات بازده سهام و نااطمینانی­های آن در اثر تغییرات اقتصاد کلان و سیاست­های اقتصادی از اهمیت زیادی برای سیاست­گذاران و فعالان اقتصادی به ویژه سرمایه­گذاران بازارهای مالی برخوردار است. با­توجه به موارد فوق این سوال مطرح می­گردد که آیا نوسان‌پذیری بازده سهام براساس نااطمینانی­های اقتصادی، مالی و اثرات سیاست­های اقتصادی بر بازار سرمایه حادث می­گردد یا عوامل ریسک بازار؟ از آنجاییکه تاکنون مطالعه­ای به بحث و بررسی تأثیر همزمان میزان و رابطه اثرگذاری شوک­های ناشی از شاخص نااطمینانی کلان اقتصادی، شاخص نااطمینانی سیاست­های اقتصادی به همراه شاخص نااطمینانی مالی و عوامل ریسک بازار براساس مدل پنج عاملی فاما و فرنچ و مومنتوم بصورت همزمان بر بازدهی سهام در بورس نیویورک در بازه­ زمانی کوتاه­مدت و بلندمدت نپرداخته است، از این‌رو پژوهش حاضر در تلاش است با مطالعه جامع ادبیات پژوهش نسبت به بررسی تأثیرات و ابعاد گوناگون در این حوزه بپردازد.

در بخش­های بعد، ابتدا مبانی نظری و سپس در پیشینه پژوهش به بررسی مطالعات خارجی و داخلی انجام گرفته در این زمینه پرداخته خواهد شد. پس از معرفی مدل، با تکیه بر مبانی مدل خود بازگشت برداری ساختاری، آزمون­های اقتصاد سنجی، توابع واکنش آنی و تجزیه واریانس خطای پیش­بینی، میزان اهمیت شوک­های کوتاه­مدت و بلند­مدت بر بازدهی سهام بررسی می­گردد. درنهایت باتوجه به نتایج بدست آمده به نتیجه­گیری و بحث پرداخته شده است.

 

2- مبانی نظری

2-1- نااطمینانی اقتصادی

مکانیزم­هایی که رشد بلندمدت اقتصادی و نوسانات چرخه­های تجاری را به هم مرتبط می­کنند، به دو گروه جداگانه طبقه­بندی می­شوند. یک گروه بر واکنش سرمایه­گذاران نسبت به نااطمینانی در آینده تأکید دارند که این مسئله بر رشد متوسط بلندمدت اقتصادی اثر می­گذارد. گروه دیگر بر ارتباط متقابل ساختاری بین فرآیند رشد و نااطمینانی تولید تأکید می­کنند. هر دو نوع مکانیزم، به وجود رابطة منفی یا مثبت بین رشد بلندمدت اقتصادی و نااطمینانی تولید اشاره دارند.

اقتصاددانانی که معتقد به وجود ارتباط مثبت بین این دو متغیر هستند، بیان می­کنند که ارتباط بین نااطمینانی تولید و رشد اقتصادی مثبت است؛ در صورتی که 1- پس‌انداز احتیاطی وجود داشته باشد، 2- تکنولوژی بالا با ریسک­های بالا وجود داشته باشد. دستة اول معتقدند که با افزایش نااطمینانی در اقتصاد، پس­اندازهای احتیاطی در جامعه افزایش یافته، در نتیجه سرمایه­گذاری افزایش و در نهایت رشد سرمایه­گذاری منجر به افزایش رشد بلندمدت اقتصادی خواهد شد. با توجه با این ایده، معتقد به وجود یک رابطة مثبت و معنی­دار بین نوسانات چرخه­های تجاری و رشد اقتصادی است (میرمن [8]، 1981).

دستة دوم بر نقش تکنولوژی به عنوان عامل مهم در ارتباط بین نااطمینانی و رشد اقتصادی در بلندمدت تأکید می­ورزند. در کشورهایی که هدف، نرخ­های متوسط رشد بالاتر است، باید ریسک­های بالاتر را نیز پذیرفت و به دنبال آن تکنولوژی بالاتر را هم قبول کرد. از طرفی دیگر، اگر در کشوری نااطمینانی همراه با رکود وجود داشته باشد و در آن زمان انباشت دانش فنی صورت گیرد (یعنی هزینه­هایی صرف آموزش یا تحقیق و توسعه شده باشد) رشد اقتصادی در بلند­مدت افزایش می­یابد (بلکبرن[9]، 1999).

کیدلند و پرسکات[10]، (1982) مدل­هایی به منظور تحلیل نوسانات اقتصادی ارائه کردند که تئوری رشد و نااطمینانی را به هم مرتبط می­کند. بر اساس این مدل­ها، نااطمینانی با انحرافات تصادفی در تکنولوژی معرفی می­شود. کیدلند و پرسکات مطرح نمودند که تکنولوژی­ با بازده انتظاری بالا، ریسک­های بالاتری را به همراه دارد و باعث می­شود که تخصیص عوامل برای تولید تغییر یابد و نوعی شرایط نامطمئن در کوتاه­مدت در جامعه ایجاد شود، ولی در بلند­مدت نرخ بازگشت سرمایه بیشتر شده و رشد اقتصادی در بلندمدت افزایش می­یابد.

در مقابل این گروه، مجموعه­ای دیگر از صاحب­نظران اقتصادی هستند که معتقد به وجود رابطة منفی بین رشد بلندمدت و نااطمینانی تولید هستند. این گروه نیز این ارتباط را از سه جنبه متفاوت بررسی می­کنند. 1- سرمایه­گذاری غیرقابل بازگشت در نظر گرفته شود، 2- رکورد همراه با محدودیت­های پولی و مالی باشد، 3- نااطمینانی نشانگر افزایش ریسک اقتصادی و در نتیجه کاهش سرمایه­گذاری باشد.

دستة اول با در نظر گرفتن غیرقابل بازگشت بودن سرمایه­گذاری معتقد به وجود ارتباطی منفی بین نااطمینانی و رشد اقتصادی در بلندمدت هستند. برنانک[11]، (1983) و پیندایک[12]، (1982) در مطالعة خود با فرض برگشت­ناپذیر بودن سرمایه­گذاری به این نتیجه رسیدند که افزایش نوسانات تولید در کوتاه­مدت منجر به افزایش نااطمینانی و به تبع آن کاهش سرمایه­گذاری شده و در نهایت رشد اقتصادی در بلندمدت کاهش خواهد یافت. از نظر نویسندگان رابطه­ای منفی و معنی­دار بین رشد اقتصادی در بلندمدت و نااطمینانی وجود دارد. دستة دوم معتقدند در کشورهایی که رکود همراه با محدودیت­های مالی و پولی است، ارتباط منفی بین نااطمینانی و رشد بلندمدت اقتصادی وجود دارد. دستة سوم نوسان نااطمینانی و کاهش رشد اقتصادی در بلندمدت را مطرح می­کنند. از نظر آن­ها، نااطمینانی منجر به افزایش ریسک اقتصادی می­شود. این افزایش ریسک باعث کاهش سرمایه­گذاری و در نتیجه کاهش رشد بلندمدت اقتصادی خواهد شد.

در مورد ارتباط میان نا­اطمینانی و سرمایه­گذاری دو دیدگاه متفاوت وجود دارد. تفاوت این دو دیدگاه را می­توان ناشی از تفاوت در سه فرض اساسی زیر دانست؛ برنانک (1983) 1- میزان رقابت­پذیری در بازار محصول، 2-بازدهی نسبت به مقیاس، 3-میزان برگشت­پذیر بودن سرمایه­گذاری. دیدگاه اول رابطه مثبت میان نااطمینانی و سرمایه­گذاری که منتسب به اقتصاددانانی همانند هارتمن[13] و آبل[14]می­باشد، با فرض رقابت کامل، بازدهی ثابت نسبت به مقیاس و برگشت­پذیری کامل سرمایه­گذاری، معتقد است تا زمانی که تابع سود در قیمت­ها محدب باشد افزایش در متوسط نوسانات قیمت (نا­اطمینانی) منجر­به افزایش سرمایه­گذاری بنگاه رقابتی می­گردد (سرون[15]، 1998). دیدگاه دوم رابطه منفی میان نااطمینانی و سرمایه­گذاری منتسب به اقتصاددانانی از قبیل پیندایک و کابالرو[16] است. پیندایک با فرض خنثی بودن نسبت به ریسک و رقابت کامل، به مساله برگشت­ناپذیری سرمایه­گذاری توجه می­نماید. وی برخلاف دیدگاه نئوکلاسیکی، بیان می­کند که اکثر مخارج سرمایه­گذاری تا حدودی برگشت­ناپذیر هستند. وی معتقد است با وجود برگشت­ناپذیری سرمایه­گذاری زمانیکه در مورد تقاضای آتی و یا در مورد وضعیت هزینه نااطمینانی وجود داشته باشد، در این صورت تصمیم به سرمایه­گذاری در زمان حال با یک هزینه فرصتی همراه است که مقدار آن برابر است با ارزش فرصت سرمایه­گذاری از دست رفته درآینده. بنابراین وجود سرمایه­گذاری برگشت‌ناپذیر منجر به بوجود آمدن رابطه عکس بین نااطمینانی و سرمایه­گذاری می­گردد، زیرا در شرایط نااطمینانی افراد سعی می­کنند تا به تعویق انداختن تصمیم سرمایه­گذاری، اطلاعات بیشتری را در زمینه مورد نیاز کسب کنند و از اطمینان بالاتری برخوردار شوند (پیندایک، 1988).

آبل، (1996) معتقدند اگرچه در شرایط نااطمینانی ماهیت برگشت­ناپذیر بودن مخارج سرمایه­گذاری می­تواند در انجام سرمایه­گذاری تأخیر بوجود آورد ولی این احتمال وجود دارد که قیمت بدست آوردن سرمایه در زمان آینده نسبت به زمان حال افزایش یافته و هزینه گسترش سرمایه بیشتر گردد. در مقابل کابالرو معتقد است که تفاوت دو دیدگاه آبل و پیندایک تنها به علت تفاوت در فرض مربوط به هزینه­های متقارن و یا به عبارت بهتر در نتیجه فرض برگشت­پذیری سرمایه­گذاری نیست زیرا بحث هزینه­های تعدیل را می­توان برای توضیح رفتار پویای سرمایه­گذاری و رفتار آن طی ادوار تجاری مورد استفاده قرار داد. در نتیجه برای برقراری ارتباط منفی میان نااطمینانی و سرمایه­گذاری باید فرض بازدهی نزولی نسبت به مقیاس با رقابت ناقص و یا هر دو را وارد بحث کرد.

در واقع تصمیم سرمایه­گذاری زمانی صورت می­پذیرد که سود نهایی سرمایه به یک مقدار آستانه برسد، که مقدار این آستانه به میزان نوسانات تقاضای انتظاری برای محصول بنگاه و سودآوری بستگی دارد. نااطمینانی در مورد وضعیت آتی اقتصاد ممکن است که این حد آستانه را افزایش داده و انجام سرمایه­گذاری را به تعویق اندازد (پرییرا[17]، 2008).

فتس[18]، (2002) معتقد است که نا­اطمینانی تولید بر بهره­وری، سرمایه­گذاری و هزینه­های تحقیق و توسعه اثر می­گذارد، که این متغیرها از عوامل مهم و مؤثر بر رشد اقتصادی در بلند­مدت هستند. او معتقد است که با افزایش نااطمینانی، ریسک افزایش و در نتیجه نرخ بازگشت سرمایه­گذاری کاهش می­یابد و لذا در بلندمدت، رشد اقتصادی کاهش خواهد یافت. کوز، پراسد و ترونز[19]، (2004) سرمایه­گذاری و اعتبارات را کانال ارتباطی نااطمینانی و رشد بلندمدت اقتصادی می­دانند. این محققان دریافته­اند که انباشتگی مالی و تجاری بر ارتباط منفی بین رشد و ناا­طمینانی دامن می­زند. از طرفی تأثیرات نااطمینانی در فضای اقتصاد بر رشد اقتصادی و رابطه بین نااطمینانی واقعی و رشد اقتصادی در کشورهای جی سه (آلمان، ژاپن و آمریکا) نشان می­دهد که در دو کشور آلمان و ژاپن نااطمینانی در فضای اقتصاد تأثیر منفی بر رشد اقتصادی و سطح تولیدات داشته است، ولی این نتایج در کشور آمریکا تأیید نشده است (فونتاس و کاراناسوس[20]، 2006).

تورم به عنوان یکی از اساسی­ترین معیارهای عدم ثبات سیاسی و اقتصادی به شمار می­آید و از این رو می­تواند هزینه­های بسیاری را بر اقتصاد تحمیل نماید ولی بسیاری از اقتصاددانان مهم‌ترین هزینه تورم را افزایش در نا­اطمینانی تورمی می­دانند، زیرا زمانی که نرخ تورم پایین است سیاست­گذاران نیز سعی می‌کنند تا آن را پایین نگه دارند و لذا هیچ نوع مداخله­ای صورت نمی­پذیرد ولی زمانی که نرخ تورم افزایش می­یابد این احتمال وجود دارد که مسئولان پولی از سیاست­های لازم در جهت جلوگیری از این مساله استفاده نمایند. این مورد آخر است که منجر به افزایش نااطمینانی تورمی می­گردد زیرا تأثیرات سیاست­های پولی بر روی تورم مبهم است و مدت زمانی طول می­کشد تا سیاست مورد نظر بر روی تورم اثر بگذارد. این بدین خاطر است که سیاست پولی ابتدا روی سیستم بانکی تأثیر گذاشته و سپس از طریق سیستم بانکی به بخش حقیقی اقتصاد منتقل گردیده و از آنجا می تواند بر تورم اثر گذار باشد. لذا در زمان افزایش تورم ، نااطمینانی در مورد تورم نیز افزایش می­یابد (آژوسکیس[21]، 2007).

بکو و آدوم[22]، (2013) از وجود ارتباط بلندمدت وکوتاه­مدت میان نااطمینانی اقتصاد کلان و سرمایه­گذاری خصوصی حکایت می­کنند که تأثیر منفی در بلندمدت نسبت به کوتاه­مدت بزرگتر می­باشد. اثرات نااطمینانی اقتصاد کلان بر تورم و رشد اقتصادی در کشورهای صنعتی حاکی از تأثیر مثبت نااطمینانی اقتصاد کلان بر تورم و تأثیر منفی نااطمینانی اقتصاد کلان بر رشد اقتصادی بوده است. به­طوری که به نظر می­رسد افزایش نااطمینانی اقتصادکلان منجر به افزایش سطح میانگین تورم و کاهش رشد اقتصادی منجر می­شود (نیانیدیس و ساووا[23]، 2013)

افزایش در نااطمینانی با کاهش چشمگیر در فعالیت­های حقیقی اقتصادی مرتبط است. یورادو، لودویگسن و ان جی[24]، (2015). همچنین فلوتوتو، جیموویچ، ساپورتا، اکستن و تری[25]، (2018) استدلال می­کنند که نااطمینانی بالاتر، از فرآیند حاکم بر نوآوری فن­آوری ناشی می­شود که متعاقبا باعث کاهش فعالیت­های حقیقی اقتصادی می­گردد. کریرو، کلارک و مارسلینو[26]، (2018) به این نتیجه رسیدند که نااطمینانی اقتصادی تأثیر منفی شدیدی بر عملکرد اقتصادی دارد. افزایش نااطمینانی اقتصادی باعث افزایش نااطمینانی در خصوص عرضه و تقاضای کل آتی نفت خام و منجر به نوسانات بیشتر در بازار می­گردد (باکاس و تریانتافیلو [27]، 2018).

آنجلینی، باکیوکی، کاجیانو و فانلی[28]، (2019) نشان دادند نااطمینانی کلان اقتصادی اثر انقباضی بر تولید دارد. هنگ[29]، (2019) بیان می­کند نااطمینانی اقتصادی به نوسانات و اختلالات یک دوره اشاره دارد که از منظر فعالان اقتصادی غیرقابل پیش­بینی است. رابطه بین نااطمینانی کلان اقتصادی و رشد اقتصادی سه ماهه تولید ناخالص داخلی آتی بسیار غیرخطی و نامتقارن است. افزایش نااطمینانی اقتصادی در آینده، تأثیر بر رشد متوسط ​​مورد انتظار را در پی دارد (بویان، یووانوویچ و سای ما[30]،2020).

شوک ناشی از نا­اطمینانی اقتصادی به طور قابل توجهی باعث کاهش بازده قیمت نفت می­گردد که می­تواند از یک دوره به دوره دیگر متفاوت باشد (لیو، یی، وی و یانگ[31]، 2021). افزایش نااطمینانی اقتصادی در بلندمدت با ایجاد اشتغال و ورود بنگاه­های اقتصادی جدید به بازار رابطه معکوس و با نرخ بیکاری رابطه مستقیم دارد. درنتیجه گسترش کسب و کار­های جدید متوقف و سرمایه­گذاری­های جدید بخش خصوصی کاهش می­یابد تا شرایط نااطمینانی اقتصادی نیز از بین برود. معمولا در چنین شرایطی با افزایش نااطمینانی، بنگاه­های اقتصادی کوچک از بازار خارج می­شوند (تاجدینی و قلی پور[32]، 2021).  شوک‌های نا­اطمینانی اقتصادی تأثیرات منفی بر بازده قیمت نفت خام دارند، همچنین این شوک­ها، بر شوک­های اساسی در ایجاد تغییرات در بازده قیمت نفت در بحران مالی جهانی حاکم می­گردد (لو، یی، وی و یانگ[33]، 2021). بی­ثباتی اقتصادی موجب نااطمینانی فعالان اقتصادی نسبت به تحولات آینده خواهد شد و در نتیجه آن فعالان اقتصادی نمی­توانند چشم­انداز روشن و شفافی از آینده ترسیم نمایند. این امر به ویژه بر سرمایه­گذاری تأثیر منفی خواهد گذارد. از این‌رو، ثبات اقتصادی از طریق کاهش قابل توجه نااطمینانی و پیشبرد برنامه­ریزی بلندمدت کمک بسیاری به رشد واقعی اقتصاد می­نماید (برگ بید، جعفری و  صالح نژاد، 1400).

 

2-2- نااطمینانی سیاست­های اقتصادی

نااطمینانی سیاست­های اقتصادی از طریق کانال­های زیر بر قیمت دارایی­ها یا بازده سهام تأثیر می­گذارد؛ 1- نااطمینانی سیاست­های اقتصادی ممکن است سبب تأخیر یا تغییر در تصمیم­های مهم مانند اشتغال، سرمایه­گذاری، مصرف، پس­انداز اتخاذ شده توسط بنگاه­ها و سایر عوامل اقتصادی شود (گولن و لون[34]، 2013). 2- نااطمینانی در سیاست­های اقتصادی به وسیله اثرگذاری بر کانال­های عرضه و تقاضا، هزینه­های تولید و تأمین مالی را افزایش می­دهد و کاهش در سرمایه­گذاری و رکود اقتصادی را تشدید می­کند. 3- نااطمینانی در سیاست­های اقتصادی به طور خاص با کاهش حمایت­های دولت از بازار موجب افزایش ریسک می­شود (پاستور و ورونسی[35]، 2013). بنابراین انتظار می­رود که تغییر در نااطمینانی سیاست­های اقتصادی جریان دارایی­ها را از طریق جریان وجوه نقد مورد انتظار بنگاه­ها و نرخ تنزیل تحت تأثیر قرار دهد. این اثرگذاری اخیراً توسط برخی مطالعات تأیید و تصدیق شده است. کانگ و رتی[36]، (2013) نشان می­دهند که افزایش در نااطمینانی سیاست­های اقتصادی بر اساس علیت گرنجر باعث افت بازده بازار سهام ایالات‌متحده می­گردد.

آنتانکاسیس[37]، (2013) بیان می­کند که بین بازده بازار سهام آمریکا و نوسانات نااطمینانی سیاست­های اقتصادی همبستگی وجود دارد و افزایش نااطمینانی اقتصادی، بازده بازار سهام را کاهش می­دهد. اینکه سیاست پولی چگونه باید به نوسانات شدید قیمت دارایی­ها و بی­ثباتی بازارهای مالی از جمله بازار سهام واکنش نشان دهند، مورد توجه قرار گرفته است. در این رابطه دو دیدگاه مهم وجود دارد؛ در دیدگاه اول یا دیدگاه قدیمی اعتقاد بر این است که ثبات قیمت­ها در کنار ثبات محصول کل به عنوان اهداف اصلی بانک مرکزی، تضمین کننده ثبات مالی نیز می­باشد. بی­ثباتی سطح قیمت­ها ­می­تواند منجر به استنباط غلط در مورد بازدهی واقعی سرمایه­گذاری آینده شود و این ممکن است باعث نقص و عیب در تصمیم­گیری­های قرض­دهی و استقراض، افزایش نکول، به خطر افتادن سبد وام بانک­ها و افزایش ورشکستگی بانک­ها شود. لذا در تنظیم سیاست پولی ملاحظات مربوط به ثبات بازارهای مالی در حاشیه قرار می­گیرد. طرفداران این دیدگاه معتقدند زمانی به تغییرات قیمت­های دارایی واکنش نشان می­دهند که اثر خود را بر ثبات محصول و قیمت گذاشته باشند (فازیو [38]، 2015).

اگر شرایط رکودی با سطح بالایی از نااطمینانی­ها، به ویژه نا­اطمینانی مرتبط با سیاست­گذاری اقتصادی همراه شود، این نا­اطمینانی­ها تبدیل به عاملی کلیدی در گسترش رکود و کند کردن بازگشت از رکودهای دوره­ای می­شوند (بیکر، بلوم و دیویس[39]، 2016). طبق نظر طرفداران دیدگاه دوم، شواهد تجربی و نظریه­های علمی نشان داده­اند که ثبات قیمت­ها نمی­تواند به تنهایی شرایط کافی برای ثبات بازارهای مالی باشد. آن­ها بیان می­کنند که از دیدگاه تاریخی، بحران­های مالی گذشته کم و بیش در زمانی بوجود آمدند که تورم در سطح پایین و باثبات قرار داشت و اتفاقا این عدم ثبات مالی است که بازخورد منفی شدیدی را بر ثبات قیمت­ها داشته است، زیرا بازارهای مالی به علت ماهیتشان خیلی سریع به سیاست پولی واکنش نشان می­دهند. بنابراین اعتقاد دارند که سیاست­گذاران پولی در اتخاذ سیاست پولی باید هدف ثبات مالی را در کنار اهداف سنتی خود قرار دهند. به عبارت دیگر بانک مرکزی باید سیاست پولی پیشگیرانه یا فعالانه را در دستور کار قرار دهد (بوردو[40]، 2017). عوامل مختلفی می­­­­توانند باعث بی­ثباتی بازارهای مالی از جمله بازار سهام شوند که در این بین با توجه با تجربه بحران­های بازار سهام در طول چند دهه گذشته، سیاست پولی نقش مهمی را در بوجود آمدن آن داشته است. با توجه به نقش بازار سهام در تأمین مالی و همین­طور به دلیل ماهیت سیال بودن و نقدشوندگی بالای این بازار، تأثیرپذیری بیشتر و سریع­تری نسبت به بازار کالا و خدمات از سیاست­های پولی دارد (اسونسون[41]، 2017).

افزایش نرخ تسهیلات می‌تواند عامل دیگری باشد که به دلیل نااطمینانی سیاست­های اقتصادی رخ می­دهد (اشرف و شن[42]، 2019). شواهد بین‌المللی درخصوص نااطمینانی سیاست­های اقتصادی نشان می­دهد عملکرد بنگاه­های اقتصادی را مختل می­کند (اقبال، گان و ندیم[43]، 2019). نااطمینانی سیاست اقتصادی به ریسک ناشناخته­ای اشاره دارد که توسط سیستم­های سیاسی و نظارتی ایجاد می­شود. شایان ذکر است که فعالان بازار به شدت به این نااطمینانی واکنش نشان می­دهند که می­تواند عواقب شدیدی در اقتصاد در پی داشته باشد (چی و لی[44]، 2017) ، (هوین، نصیر و نگوین[45] ،2020).  نااطمینانی سیاست اقتصادی باعث افزایش ریسک­پذیری بانک­ها و به تبع آن تأثیر نامطلوب بر فعالیت­های اقتصادی، ایجاد شکاف تولید، کسری بودجه دولت، اشتغال، استرس مالی، نوسانات قیمت سهام، جریان نقدی و نرخ ارز می­گردد (تیواری، نصیر و شهباز[46]،2020). در واقع افزایش نااطمینانی سیاست اقتصادی به عنوان یک عامل پیش­بینی‌کننده رکود اقتصادی مطرح می­گردد (نگوین^[47]، 2021).  نااطمینانی سیاست­ اقتصادی عدم تقارن اطلاعاتی بین وام‌گیرندگان و بانک­ها را افزایش می‌دهد، زیرا بانک­ها در خصوص ارزش آتی شرکت در آینده نامطمئن هستند، در نتیجه بانک­ها در بلندمدت دچار بی­ثباتی خواهند شد (ان جی، صفار، ژانگ،[48]2020)

اعمال مقررات سخت­گیرانه می­تواند نااطمینانی سیاست­های اقتصادی را تعدیل کند، از این‌رو بانک­ها به نگهداری سرمایه بیشتر به منظور قابلیت جبران زیان در برابر پیامدهای نامطلوب ریسک پرتفوی اقدام می­کنند (برمپی، کالیواس و نگوین[49]، 2018)، (داگر، آریچیا، لاون، راتنوسکی و تانگ[50]، 2020)، (لی، نصیر و هوین[51]، 2020) .نااطمینانی سیاست­های اقتصادی عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه­گذاران و بنگاه­های اقتصادی، ریسک بازار، ریسک تجاری و هزینه سرمایه را افزایش، ریسک­پذیری بنگاه­های اقتصادی و عملکرد شرکت را کاهش می­دهد (میرزا و احسن[52]، 2020)، (احسن، میرزا، جمره و فنگ [53]، 2021)، (ون، لی، شا و شاو[54]، 2020)، (سو، ژاو، ژو و تیان[55]، 2020). نااطمینانی سیاست­های اقتصادی باعث کاهش مصرف خانوار، داشتن دارایی با نقدینگی بالا و بیمه تجاری، نشان­دهنده کانال­های مهمی در کاهش اثر منفی نااطمینانی بر مصرف می باشد (وو و ژاو [56]، 2021). سیاست‌های اقتصادی نقش مهمی در تعیین عملکرد و رشد بنگاه­های اقتصادی ایفا می‌کنند، زیرا این سیاست‌ها بر اقتصاد تأثیر، شرایط و محیط عملیاتی شرکت­ها را شکل می­دهد. نااطمینانی سیاست­های اقتصادی تأثیر مستقیم بر رشد پایدار بنگاه­های اقتصادی و سرمایه­گذاری­های آتی دارد. باتوجه به اعمال سیاست­های اقتصادی جدید، رشد بنگاه­های اقتصادی مختل می­گردد و موجودیت آن­ها را نیز تهدید می­کند (احسن، میرزا، جمره و فنگ، 2021). شوک‌های ناشی از نااطمینانی سیاست­های اقتصادی اثر بلندمدت منفی قابل ‌توجهی بر سرمایه‌گذاری بنگاه­های اقتصادی دارند (تاجدینی و قلی پور، 2021). وو، یان، چن و ژون[57]، (2022) نشان دادند که ریسک­پذیری سیاست­های پولی در شرایط نااطمینانی اقتصادی تضعیف می­گردد.

 

 

2-3- نظریه قیمت­گذاری دارایی

در مدل­های قیمت­گذاری دارایی­های مالی، قیمت دارایی به ریسک دارایی وابسته می­باشد. در نظریه قیمت­گذاری آربیتراژ[58] که یکی از نظریه­های تکامل یافته قیمت­گذاری دارایی است، بر خلاف نظریه قیمت­گذاری دارایی سرمایه­ای، ریسک سهام فقط متأثر از ریسک بازار نیست و عوامل متعددی بر ریسک و بازده سهام اثرگذار هستند. براساس نظریه قیمت­گذاری آربیتراژ، منشاء ریسک سهام ناشی از دو منبع است؛ 1- عنصر ویژگی­های فردی که منحصر به هریک از سهام­های مختلف بوده و عامل ریسک غیرسیستماتیک می­باشند که با ایجاد تنوع در سبد دارایی می­توان آن را از بین برد. 2- عوامل اقتصاد کلان که بر هر اوراق بهادار تأثیرگذار است و نمی­توان با تنوع­سازی در سهام آن را از بین برد که عوامل ریسک سیستماتیک هستند. بنابراین در مدل قیمت­گذاری آربیتراژ، به جستجوی مجموعه­ای از متغیرهای کلان اقتصادی که اثر سیستماتیک بر روی ریسک، در نتیجه قیمت و بازده انتظاری سهام دارند، پرداخته می شود (بیلی[59]، 2005). ریسک بازار پرتفوی، به عنوان احتمال وقوع زیان ناشی از عدم قطعیت درآمدهای پرتفوی معاملاتی یک موسسه مالی به واسطه تغییر در شرایط بازار شامل قیمت دارایی، نرخ بهره، نوسانات بازار و نقدینگی بازار تعریف می­شود (کیقبادی و احمدی، 1395).

در مطالعات گوناگون از عوامل مختلف در قالب الگوی آربیتراژ استفاده شده است که از مهم­ترین و رایج­ترین آن­ها می­توان از تورم، نرخ بهره، پاداش ریسک، نرخ ارز، رشد حجم پول و تغییرات تولید ناخالص داخلی نام برد (رنزبرگ[60]، 1999). اقتصاددانان مالی الگوهای متفاوتی را برای اندازه­گیری ریسک ارائه دادند. نظریه بازار سرمایه با بسط و تعمیم نظریه پرتفوی، مدلی را برای قیمت­گذاری دارایی­های ریسک­دار استخراج می­کند. پس از چالش­هایی که مدل قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای با آن مواجه شد، مدل سه عاملی فاما و فرنچ توانست بسیاری از ناهمسانی­های بازده را تبیین کند. بعد از مدل قیمت­گذاری دارایی سرمایه­ای، فاما و فرنچ شواهدی را دال بر ناکامی­های تجربی مدل قیمت­گذاری دارایی سرمایه­ای مطرح کردند. فاما و فرنچ[61]، (1993) اظهار می­کنند که در دنیای واقعی سرمایه­گذاران به انواع مختلفی از ریسک توجه دارند، ولی در این میان سه عامل شامل ریسک بازار، ریسک اندازه شرکت و ریسک ارزش دفتری به اررزش بازار از عمده­ترین آن­ها می­باشند. آن­ها در بررسی تجربی خود دریافتند که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) و اندازه شرکت نقش زیادی در توضیح دادن تغییرات بازده­های متوسط ایفا می­کنند، در نتیجه مدل سه عاملی در سال 1993 ارائه گردید. باتوجه به مطالعه فاما و فرنچ، (1993)، کارارت[62]، (1997) و گرگوری و همکاران[63]، (2013) در مدل های سنتی قیمت‌گذاری دارایی انتظار می­رود میانگین بازده سهام به برخی از ویژگی­های شناخته شده سهام شامل اندازه[64]، ارزش[65]، مومنتوم[66] بستگی داشته باشد.

شواهد تجربی نشان می­دهد نوسان­های غیر­قابل پیش­بینی طیف وسیعی از شاخص­های اقتصادی، یعنی شوک­های کلان­اقتصادی به دارایی مربوط می‌شود (گومز[67]، 2003)، (بلوم[68]، 2009)، (یورادو و همکاران، 2015). مطالعات السبرگ[69]، (1961)، اپشتاین و وانگ[70]، (1994)، چن و اپشتاین[71] (2002)، اپشتاین و اشنایدر[72]، (2010) و بیانچی و همکاران[73] ، (2014) نشان دادند نااطمینانی اقتصادی در مبحث قیمت­گذاری دارایی­ها و انتخاب پرتفولیو تأثیرگذار است.

یکی از عوامل مؤثر بر ریسک دارایی، قابلیت نقدشوندگی آن است. پاداش ریسک، پاداش ناشی از تحمل ریسک سیستماتیک است که سرمایه­گذار نتوانسته با تشکیل پورتفولیوی سرمایه­گذاری آن را از بین ببرد. به عبارت دیگر، پاداش ریسک یا بازده اضافی، مازاد نرخ بهره بدون ریسک می­باشد که سرمایه‌گذار مطالبه می­کند تا سهام را نگه دارد. بطور کلی، هرگونه اخبار منفی مربوط به این عوامل، موجب افزایش نااطمینانی و بی­ثباتی در آینده و در نتیجه موجب افزایش پاداش ریسک (یا بازده انتظاری) آینده خواهد شد و از این طریق موجب تغییرات قیمت و بازده سهام می­گردد (گوسپادینوف و جمالی[74]، 2015). در پژوهشی دیگر بالداسار و کامپو[75]، (2016) دریافتند شفافیت بازارهای مالی نقش اساسی در پایداری بازارهای سهامی دارند و بازارهای مالی با ایجاد مزیت رقابتی در شفافیت اطلاعات می­توانند موجب پایداری بازارهای مالی شوند. تئوری آتی بیان می­کند که بازار آتی و بازار نقدی همبستگی دارند و بازار آتی می‌تواند بازار نقدی را تثبیت کند (راگاوندرا و ولموروگان[76]، 2016).

با توجه به یکپارچگی بازارهای مالی جهانی، نااطمینانی اقتصادی جهانی تأثیر چشمگیری بر بازار آتی، بخصوص رابطه بین قیمت­های بازار آتی و بازار نقدی دارد و عمدتا از طریق اطلاعات ناشی از نااطمینانی سیاست­های اقتصادی و متغیرهای کلان اقتصادی نشات می­گیرد (کمپبل، جیلیو، پولک و تورلی[77]، 2018).

لودویگسون و همکاران (2019) نشان دادند که نااطمینانی مالی می­تواند منبع احتمالی نوسانات چرخه تجاری باشد. همچنین بنگاه­های اقتصادی نیز در مواجه با شرایط نااطمنیانی اقتصادی اهرم مالی را افزایش می­دهند (شوارتز و دالماسیو[78]، 2020). نااطمینانی سیاست اقتصادی عاملی جهت بی­ثباتی سیستم مالی می­گردد (نگوین، 2021). مطالعات صورت گرفته حاکی از آن است که بنگاه­های اقتصادی جهت مقابله با شرایط نااطمینانی اقتصادی و به منظور دستیابی به رشد مالی پایدار استراتژی تجاری مشخصی ندارند (احسن و همکاران، 2021).

بنگاه­های اقتصادی معمولا استراتژی­های تجاری مختلفی را اتخاذ می­کنند تا هرگونه نا­اطمینانی را که ممکن است بر عملیات تجاری آن­ها تأثیر بگذارد، کاهش دهند (لیکر و رولت[79]، 2019)، (اونگساکول، نگکارونا، جیراپورن و اویار[80]، 2021). گوچیری و آلبینوفسکی[81]، (2021) استدلال می­کنند که بنگاه­های اقتصادی در شرایط بی­ثباتی خط‌مشی را درنظر می­گیرند که باعث کاهش سرمایه­گذاری می­گردد. لذا نااطمینانی سیاست­های اقتصادی منجربه کاهش نقدینگی سهام و افزایش کیفیت افشای اطلاعات باعث بهبود پیش‌بینی تحلیلگران مالی و تأثیر منفی افزایش نااطمینانی سیاست اقتصادی بر نقدشوندگی سهام را کاهش می‌دهد (فنگرونگ. ویلیام و لیندا[82]، 2022)

 

3- پیشینه پژوهش

3-1- مطالعات خارجی

در این خصوص پانتا[83] (2002) با بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان و بازده سهام و تأثیر آنان بر میزان ثبات و پایداری بازار سهام ایتالیا دریافت که رابطه بین عوامل کلان اقتصادی و بازده سهام در این کشور ناپایدار است. علاوه بر این، کانسوالندی (2009) تجزیه و تحلیل میزان پایداری بازده سهام داوجونز در مقایسه با شاخص­های مختلفی نظیر سرمایه‌گذاری اجتماعی و شاخص­های مکمل جایگزین اثبات نمودند که اطلاع داشتن از میزان پایداری بازار سهام باعث افزایش نهاده­ای سرمایه­گذاری می­شود.

چانگ[84] (2011) در مطالعه­ای به بررسی پایداری شاخص سهام داو­جونز در اثر ورود و خروج شرکت­های آمریکایی دریافت که ورود و خروج شرکت­ها بر میزان بازدهی و پایداری شاخص داو­جونز اثر معناداری ندارد. براساس مطالعه اُبرندرفر و همکاران[85] (2013)  بر اساس مدل فاما و فرنچ و با استفاده از الگوی واریانس ناهمسانی شرطی خودرگرسیونی تعمیم یافته دریافتند که ورود شرکت­های جدید به بازار سهام داوجونز ممکن است اثرات منفی عمیقی بر عملکرد پایداری شاخص سهام داشته باشد. دسوزا کانها و سامانز[86] (2013) طی تحقیقی دریافتند که هر چند که سرمایه­گذاری­های پایدار موجب افزایش نقدینگی و کاهش ریسک شاخص سهام برزیل می­شود اما این نوع سرمایه­گذاری در تخصیص سرمایه در برزیل ممکن است موجب کاهش بازده و جذابیت­های ریسک در بازار سهام شود.

هسو، لی و لین[87] (2020) به بررسی تأثیر نااطمینانی بازار سهام بر همبستگی‌های بازده سهام و اوراق قرضه، معاملات آتی و نوسانات مالی امریکا پرداختند.

نتایج نشان می­­دهد شاخص پیوستگی نوسانات مؤسسات مالی ایالات متحده اطلاعات بیشتری را برای توضیح همبستگی‌ بین بازده سهام و اوراق قرضه نسبت به شاخص و قیمت‌های آتی برای مدل‌های خطی و غیرخطی ارائه می‌کند. تحلیل رگرسیون غیرخطی نشان می‌دهد که همبستگی‌های منفی بازده سهام و اوراق قرضه ناشی از فرار سرمایه‌گذار به ایمنی، زمانی که معیارهای نااطمینانی بازار سهام بسیار بالا هستند، کمتر مشخص می‌شود.

ما، یانگ و سو [88] (2021) در مطالعه­ای به بررسی نقش میانگین متحرک حجم معاملات بر قیمت­گذاری دارایی می­پردازد. نتایج نشان می­دهد فاصله بین میانگین‌های متحرک کوتاه‌مدت و بلندمدت حجم معاملات به شدت و بصورت منفی بازده سهام چین را پیش‌بینی می­کند. همچنین بازار سهام نسبت به اطلاعات میانگین‌های متحرک کوتاه‌مدت و بلندمدت حجم معاملات بیش از حد واکنش نشان می­دهد. اثر میانگین‌های متحرک کوتاه‌مدت و بلندمدت در سهام با محدودیت‌های آربیتراژ بالا مشاهده گردیده است.

لی، ژا، چن، دینگ و وانگ[89] (2021) به بررسی تأثیر نااطمینانی و محدودیت‌های تأمین مالی بر سرمایه‌گذاری شرکت­های بورس اوراق بهادار شانگ­های چین پرداختند و مشخص گردید نااطمینانی نه تنها سرمایه­گذاری شرکت را به طور مستقیم محدود می­کند، بلکه سرمایه­گذاری شرکت را از طریق افزایش محدودیت­های تأمین مالی به طور غیرمستقیم کاهش می­دهد.

هانگ، وو و گو[90] (2022) به بررسی تأثیر نااطمینانی سیاست­های اقتصادی و ریسک­پذیری بازار سرمایه در چین پرداختند. نتایج حاکی از آن است که تأمین مالی بنگاه­های اقتصادی در بازار سرمایه در شرایط نااطمینانی سیاست­های اقتصادی با تأخیر مواجه می­شوند. همچنین میزان احتمال موفقیت خروج سرمایه در شرایط نااطمینانی کاهش می‌یابد.

شمس، گوناسکراج و ولایوتهم [91] (2022) به بررسی تأثیر نااطمینانی سیاست­های اقتصادی بر ارزشگذاری بازار در کشور استرالیا پرداختند و نتایج نشان می­دهد که ارتباط منفی بین نااطمینانی سیاست اقتصادی و بازده غیرعادی سهام می­باشد. از اینرو با افزایش نااطمینانی، سهامداران حق بیمه بیشتری پرداخت، سرعت معاملات افزایش، که بیانگر بازده قابل توجه سهامداران در بلندمت می‌باشد.

تاباش، فاروق، اشفق و تیواری[92] (2022) به بررسی نااطمینانی سیاست­های اقتصادی و ساختار تأمین مالی بنگاه‌های اقتصادی 6 اقتصاد آسیا پرداختند. نتایج نشان می­دهد نااطمینانی تأثیر منفی بر تأمین مالی از طریق بدهی دارد در حالی که رابطه مثبتی با تأمین مالی از طریق سهام دارد. همچنین بخش صنعت با روندهای مالی پویا با نااطمینانی سیاست­های اقتصادی مواجه است. نوسانات سیاست می­تواند برخی از گزینه­های تامین مالی را که ممکن است در موقعیت­های خاص مفید واقع شوند را باز دارد.

علی، هگزی[93] (2022) به بررسی تأثیر تغییرات سود سهام بر ریسک قیمت سهام، بازده سهام در هندپرداختند. باتوجه به نظریه‌های سیاست تقسیم سود و قیمت‌گذاری دارایی، نتایج بدست آمده نشان می­دهد که تغییرات سود مثبت باعث بازده سهام بالاتر می‌شود، زیرا اطلاعات جدیدی را در مورد سودآوری آتی شرکت، که توسط نظریه سیگنال‌دهی سود ارائه شده است، منتقل می‌کنند.

 

3-2- مطالعات داخلی

عباسیان و همکاران (1391) با استفاده از داده­های فصلی با بکارگیری مدل­های واریانس شرطی و مدل خودرگرسیون برداری به بررسی رابطه بین نااطمینانی شاخص کل قیمت بازار سهام با نقدینگی و سایر متغیر­های کلان و قیمت دارایی­های رقیب پرداخته است. نتایج نشان‌دهنده این است که رشد نقدینگی به عنوان شاخصی برای وضعیت سیاست پولی تأثیری بر نااطمینانی بازار سهام نداشته است و نااطمینانی خود بازار سهام بیشترین سهم را در توضیح نااطمینانی شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران دارد.

بهار مقدم و کوارویی (1391) در کنار متغیرهای روزها و ماه­های سال، تأثیر متغیرهای تولید و تورم بر بازده سهام در بورس تهران را بررسی کرده­اند. آن­ها از داده­های فصلی و رگرسیون چندمتغیره استفاده کرده و نشان دادند که هیچگونه ارتباط معنی­داری بین متغیرهای کلان اقتصادی و بازده فوق­العاده فصلی وجود ندارد.

عسکری راد (1392) به بررسی اثر عامل مومنتوم بر توان توضیحی الگوی سه عاملی فاما و فرنچ در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. در این تحقیق از الگوی چهار عاملی کرهارت برای افزایش توان توضیح‌دهندگی الگوی سه عاملی فاما و فرنچ استفاده شده است. نتایج نشان می­دهد که پورتفوی سهام رشدی در مقایسه با پرتفوی سهام ارزشی و همچنین پورتفوی سهام برنده در مقایسه با پرتفوی سهام بازنده، بازده­های بزرگتری دارند، اما در باره عامل اندازه روند روشنی مشاهده نشده است. همچنین نتایج نشان می­دهد افزودن عامل مومنتوم به الگوی سه عاملی فاما و فرنچ باعث افزایش توان توضیحی الگو می­گردد.

اکبری روشن وشاکری (1392) در مطالعه­ای با استفاده از داده­های فصلی اثر مخارج دولت، نقدینگی و ساختار بازار بر توسعه مالی بازار سهام را بررسی کردند. نتایج مطالعه آن­ها حاکی از این است که مخارج دولت و نقدینگی به عنوان شاخصی برای وضعیت سیاست پولی تأثیری بر توسعه بازار مالی ندارد ولی ساختار بازار اثر معناداری بر توسعه بازار مالی دارد.

آل عمران (1392) تأثیر رشد نامنظم حجم نقدینگی بر بازار سهام تهران را با استفاده از داده­های فصلی بررسی نموده­اند. آن­ها با بهره­گیری از الگوی GARCH و تکنیک رگرسیون ساده، نشان دادند که رشد نقدینگی تأثیر مثبت و معنی­دار و بی­ثباتی رشد نقدینگی تأثیر منفی و معنی­دار بر شاخص کل بورس تهران دارد.

بشیری و همکاران (1395) در مطالعه­­ای به بررسی ارتباط سیاست پولی و نوسانات بازار سهام در ایران با استفاده از مدل تعادل عمومی پویای تصادفی پرداختند. در تحقیق آن­ها نقش سیاست­گذاری پولی در دو رژیم پولی شامل قاعده سیاستی رشد حجم پول و قاعده تیلور با ضرایب سنتی و بهینه، در قالب مدل کینزی جدید با لحاظ چسبندگی دستمزدها و قیمت­های اسمی برای اقتصاد ایران مدل سازی شده است. نتایج این مطالعه نشان می­دهد که با استفاده از قاعده ساده بهینه­سازی پولی و تعیین بهینه ضرایب قاعده تیلور پولی با لحاظ نوسانات قیمت سهام در قاعده سیاستی بانک مرکزی می­توان تابع زیان بانک مرکزی را کاهش داد و لزوم دخالت سیاست­گذار پولی در شرایط حباب قیمت بازار سهام در اقتصاد را تأیید می­نماید.

صالحی و صالحی (1395) در مقاله­ای تحت عنوان مقایسه توان توضیح‌دهندگی مدل­های سه عاملی و پنج عاملی فاما و فرنچ در تبیین بازده سهام ارزشی و رشدی در شرکت­های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از رویکرد تحلیل داده­های ترکیبی و رگرسیون چندمتغیره نشان دادند که مدل پنج عاملی فاما و فرنچ دارای قدرت توضیح‌دهندگی بیشتری نسبت به مدل سه عاملی فاما و فرنچ در تبیین بازده سهام شرکت­های رشدی و ارزشی می­باشد. همچنین نتایج حاکی از آن است که این تأثیر در شرکت­های رشدی نسبت به شرکت­های ارزشی در بورس اوراق بهادار تهران قویتر است.

رضازاده (1396) به بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی از جمله حجم نقدینگی بر بی­ثباتی بازدهی سهام بورس اوراق بهادار تهران پرداخته است. نتایج تحقیق او نشان می­دهد که نرخ رشد عرضه پول و تغییرات لگاریتم نرخ ارز تأثیر مثبت و معنی­دار بر بی­ثباتی بازدهی سهام داشته و نرخ تورم تأثیر مثبت ولی غیر معنی­دار بر بی­ثباتی سهام دارد. همچنین تأثیر نرخ رشد تولیدات صنعتی بر بی­ثباتی بازدهی سهام منفی و معنی­دار بوده است.

 

 

 

4- فرضیه­های پژوهش

فرضیه اول؛ نااطمینانی اقتصادی در بازده سهام تأثی گذار است.

فرضیه دوم؛ نااطمینانی سیاست­های اقتصادی در بازده سهام تأثیرگذار است.

فرضیه سوم؛ نااطمینانی مالی در بازده سهام تأثی گذار است.

فرضیه چهارم؛ عوامل ریسک بازار در بازده سهام تأثیرگذار است.

 

5- بحران اقتصاد امریکا

در سال 2020، اقتصاد ایالات متحده بدترین شوک اقتصاد کلان خود را به دلیل شیوع کووید 19 تجربه کرده است که با رکود اقتصادی شدید در سال 1932 برابری می­کندکه علاوه بر این نسبت به بحران مالی جهانی در سال 2007 و 2008 نیز شوک شدیدتر بوده است. در سه ماهه دوم سال 2020 شاخص­های اقتصادی سقوط کردند. به دنبال رکود شدید قانون طرح نجات آمریکا در سال 2021 تصویب گردید که به دنبال آن شاخص اعتماد مصرف‌کننده افزایش یافت. نرخ بیکاری در آوریل 2020، 14.8 % و در آوریل 2021 به 6.1 % کاهش یافت و پیش­بینی گردیده است در آوریل 2022 به 4.8 % کاهش می­یابد.

مصرف بخش خانوار که بیش از دو سوم تولید را در سال 2019 تخصیص داده است در سال 2020 در سه ماه نخست 6.9 % و سه ماهه دوم 33.2%  و در سه ماه سوم 41% افزایش یافت. در سال 2021 سه ماهه اول 54% ، روند افزایشی ادامه داشته است. نرخ سرمایه­گذاری در سال 2020 نسبت به سال گذشته %4 کاهش، مخارج دولت و سرمایه­گذاری بخش دولتی نسبت به سال 2019 1.1 % افزایش یافت. سیاست­های اتخاذ شده در فدرال رزو در این راستا را می­توان به سه قسمت زیر اشاره نمود؛ سیاست­های پولی انبساطی (کاهش بودجه فدرال، کاهش نرخ بهره بین بانکی) ، ثبات بازارهای مالی، سهولت اعطای تسهیلات. همچنین نرخ GDP در سال 2019 ،2.5%،2020 2.5%، در سال 2021، 3.1 %  و پیش­بینی گردید در سال 2022 به 3% برسد. به دلیل خارج شدن اقتصاد از رکود، نرخ بهره اوراق خزانه در سال 2020 به 2% افزایش، در سال 2021، 1.2%  رسید. همچنین افزایش نرخ­های بهره کوتاه­مدت و حق بیمه سرمایه­گذارانی که متعهد به نگهداری اوراق بهادار بلند­مدت هستند اعمال گردید. در نهایت پیش­بینی گردیده است که تورم طی بازه زمانی بلندمدت باز خواهد گشت. تورم در سال2020 ، 1.2%، سه ماهه آخر 2021به 2% رسید. پیش­بینی گردیده است از سال 2024 الی 2031 در نرخ 2.3% تثبیت گردد.[94]

 

 

 

6-معرفی مدل

مطالعه ما نقش نااطمینانی اقتصادی در بازدهی سهام در چارچوب قیمت­گذاری دارایی­ها را مورد بررسی قرار می­دهد. پس از بحران مالی جهانی از سال 2008، به دنبال آن بحران­های سریالی در منطقه یورو و اختلافات سیاسی حزبی در ایالات متحده، بحث­های زیادی در مورد نااطمینانی­ها در سیاست­گذاری انجام شده است. به عنوان مثال کمیته بازار آزاد فدرال[95] (2009) و صندوق بین المللی پول (2012-2013) نشان می­دهد که رکود اقتصادی در دوره 2007-2008 وجود داشته و آهسته بودن روند بازیابی پس از آن تا حدی ناشی از عدم اطمینان در خصوص سیاست­های نظارتی پولی و مالی ایالات متحده و اروپا بوده است (بیکر و همکاران، 2016)

نحوه ساختن شاخص­های نااطمینانی به شرح زیر می باشد؛ برای عملیاتی ساختن این معیار از نااطمینانی در هر سری زمانی بیان داشته­اند نیاز به داشتن سه عنصر وجود دارد. در ابتدا لازم است تا تخمینی از جزء قابل پیش­بینی سری  در –h مرحله پیش رو، یعنی]   |  ، به­دست آورد. عامل­هایی (فاکتورهایی) از مجموعه نسبتاً گسترده­ای از داده­ها­N ،........1،2،3=   و  (  ،......، )=       که دامنه آن­ها تا حد امکان به  نزدیک باشد، تعیین می­شوند. با استفاده از این فاکتورها سپس می­توان]   |   را از طریق شاخص پیش­بینی انتشار[96] تقریب زد.

در واقع مطالعات اخیر به این یافته رسیده­اند که از طریق تعمیم دادن معادلات پیش­بینی با عامل­های مشترکی که از داده­های آماری با حجم زیاد تخمین زده شده­اند، پیش­بینی فعالیت­های حقیقی و بازدهی­های مالی بطور عمده­ای بهبود می­یابند (استاک و واتسن[97]، 2006)، (لودویگسن و ان جی[98]، 2009)

این مسئله به­ویژه در این جا اهمیت پیدا می­کند، چون اگر اطلاعات مناسب برای شکل­دادن پیش­بینی بکار نروند منجر به تخمین­های ساختگی از نااطمینانی و پویایی­های آن می­شود. برای نشان دادن این موضوع، در این جا روش پیش­بینی مبتنی بر شاخص انتشار بکار می­رود که بر اساس آن تعداد نسبتاً اندک عامل­های تخمین زده شده از تعداد زیادی از سر­ی­های زمانی اقتصادی به الگوی پیش­بینی استاندارد اضافه می­شوند (یواردو و همکاران، 2015).

در مرحله دوم، خطای پیش­بینی در –h مرحله روبه جلو به­صورت رابطه 1 تعریف شده است.

(1)

 -

 

 

در ادامه نیاز به تخمینی از نوسان شرطی (براساس اطلاعات زمان t ) این خطاها یعنی ]   |   داریم. برای این منظور مدل نوسان تصادفی پارامتریک ⁵⁷ را برای خطاهای پیش­بینی در یک مرحله رو به جلو در  و خطاهای پیش­بینی مشابه در عامل­ها، تصریح می­شود. تخمین­های به دست آمده از نوسان­ها بطور برگشتی برای محاسبه مقادیر]   |   برایh   بکار می­روند. بنابراین نااطمینانی در –h مرحله پیش رو در متغیر   که آن را با نماد   نشان می­دهیم به صورت واریانس شرطی جزء غیرقابل پیش­بینی از مقدار آینده سری فرمول­سازی می­شود؛

(2)

 

 

سومین و آخرین عنصر، به­دست آوردن تخمینی از نااطمینانی کلی یا کلان   است که از معیارهای تکی نااطمینانی به دست می­آید. تخمین مبنا برای  میانگین وزنی از نااطمینانی­های تکی است. یعنی با جمع بستن نااطمینانی سری­های زمانی تکی در هر زمان با استفاده از وزن­هایی که به آن­ها داده می­شود،  ، برآوردی از نااطمینانی کلان به­ صورت رابطه 3 ساخته می­شود؛

(3)

 

 

شاخص نااطمینانی کلان را همچنین می­توان با استفاده از برآورد روش اولین جزء اصلی از ماتریس کوواریانس نااطمینانی­های تکی محاسبه کرد. یورادو و همکاران (2015) برای به­دست آوردن شاخص اصلی نااطمینانی کلان خود در h دوره آینده، از نااطمینانی­های تکی میانگین گرفته­اند.

(4)

 

که   نشان­دهنده مقادیر برآورد شده از نااطمینانی سری­های زمانی (نااطمینانی­های تکی) است. باتوجه به مطالب ارائه شده به منظور بررسی تأثیر نااطمینانی­ها و عوامل ریسک بازار بر بازده سهام، مدل پژوهش به شرح زیر ارائه می­گردد.

 

6-1- شاخص نااطمینانی اقتصادی

شاخص نااطمینانی اقتصادی امریکا طی پژوهشی توسط یواردو و همکاران (2015) محاسبه گردیده است. شاخص بدست آمده از سال 1990 الی 2020 اقتصاد امریکا شامل 131 متغیر اقتصاد کلان برآورد گردیده است. از مهم­ترین آنان می­توان به موارد زیر اشاره نمود؛ شاخص قیمت خرده‌فروشی تمامی کالاها، شاخص قیمت تولیدکننده تمامی کالاها، شاخص قیمت مصرف‌کننده تمامی کالاها، نرخ بیکاری، نرخ اشتغال، شاخص تولید صنعتی (تمامی بخش­­ها) و سایر متغیرهای اقتصاد کلان محاسبه گردیده است.

 

 

نمودار1 - شاخص نااطمینانی اقتصادی امریکا

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2- شاخص نااطمینانی سیاست­های اقتصادی

شاخص نااطمینانی سیاست­های اقتصادی نیز از مطالعه بیکر و همکاران (2016) ارائه شده، استفاده گردیده است. اطلاعات مربوط به این شاخص از سال 1990 الی 2020 محاسبه شده است. شاخص (EPU) با تمرکز بر تغییرات ناشی از سیاست­های اقتصادی شامل متغیرهایی از قبیل؛ سیاست­های پولی، سیاست ­مالی (مالیات یا هزینه)، مالیات­ها، مخارج دولت، مخارج بهداشتی، مخارج امنیت ملی، مخارج رفاهی، مقررات اقتصادی[99]، مقررات مالی[100]، سیاست تجاری[101]، بدهی دولت و بحران­های ارزی می­باشد.

 

 

نمودار2 - شاخص نااطمینانی سیاست­های اقتصادی امریکا

منبع: یافته‌های پژوهشگر

6-3- شاخص نا­اطمینانی مالی

به منظور اندازه­گیری شاخص نااطمینانی مالی از مطالعه لودویگسون و همکاران[102] (2021) از 138 متغیر مالی شامل انواع بازده دارایی­های بخش صنعت بورس اوراق بهادار نیویورک[103] و شاخص قیمت سهام اس اند پی[104] شامل 500 سهام برتر بورس اوراق بهادار نیویورک استفاده گردیده است.

 

 

نمودار3 - شاخص نااطمینانی مالی امریکا

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-4- الگوی قیمت­گذاری دارایی 5 عاملی فاما فرنچ

الگوی سه عاملی فاما و فرنچ توانست تغییرات بازده را به خوبی توضیح دهد و تقریباً همه خلاف قاعده­های شناخته شده مثل نسبت سود به قیمت (E/P)، بازده جریان نقدی، رشد فروش و بازده بلندمدت گذشته را توجیه نماید (کیامهر، جنایی و همت فر، 1399). فاما و فرنچ (1993) در بررسی تجربی خود دریافتند که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) و اندازه شرکت نقش زیادی در توضیح دادن تغییرات بازده­های متوسط ایفا می­کنند.

تحقیقات زیادی نشان می­دهد که میانگین بازده سهام با نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار آن (B/M) در ارتباط است. همچنین شواهدی وجود دارد که سودآوری و سرمایه­گذاری می­توانند قدرت تبیین میانگین بازده سهامی که بوسیله نسبت (B/M) ایجاد می­شود را افزایش دهد. دلیل منطقی که این متغیرها را به میانگین بازده مرتبط می­کند را می­توان با مدل تنزیل سود سهام توضیح داد. این مدل می­گوید ارزش بازار یک سهم، برابر با ارزش فعلی سودهای مورد انتظار هر سهم در طی دوره است که به شرح رابطه 5 می باشد؛

(5)

=

؛ قیمت سهام در زمان t، ؛ سود سهام مورد انتظار در دورهt+   و r میانگین تقریبی بازده بلند­مدت سهام یا به طور دقیق­تر نرخ بازده داخلی سودهای سهام مورد انتظار است. مطابق رابطه 5، اگر در زمان t، سهم دو شرکت، سود سهام مورد انتظار یکسان اما قیمت­های متفاوت داشته باشند، سهمی که قیمت پایین­تر دارد بازده مورد انتظار بالاتری خواهد داشت. اگر قیمت­گذاری معقول و منطقی باشد، سود سهام آتی، سهامی که قیمت پایین­تر دارد با ریسک بالاتری توام خواهد بود. پیش­بینی حاصل از رابطه 5 در اینجا و در قسمت­های بعدی بر قیمت   متمرکز است و قیمت­گذاری چه منطقی باشد و چه نباشد، پیش­بینی­ها یکسان هستند. می­توان مفهوم رابطه 5  را از روابط بین بازده مورد انتظار، سودآوری مورد انتظار، سرمایه­گذاری مورد انتظار و B/M استخراج نمود. ارزش کل بازار از مجموع ارزش سهام شرکت در زمان t بدست می­آید که در رابطه 6 به شرح زیر نشان داده شده است؛

(6)

=

؛ مجموع سود سهام حقوق صاحبان سهام برای دوره است و =     تغییر در ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام می­باشد که با تقسیم بر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در زمان t که به شکل رابطه 7 می­باشد محاسبه گردیده است. 

(7)

 

رابطه 7، سه نکته در خصوص بازده سهام مورد انتظار بیان می­کند؛ اولا، بجز ارزش جاری سهم  و میانگین بازده مورد انتظارr ، بقیه موارد در رابطه 7 ثابت در نظر گرفته می­شود. پس مقدار پایین­تر   یا مقدار بالاتر نسبت به ارزش دفتری به ارزش بازار    به معنای بازده مورد انتظار بالاتر است. ثانیا،  و همه مقادیر در رابطه 7 ، بجز سود­های آینده و بازده سهام مورد انتظار، ثابت در نظر گرفته می­شود. این معادله به ما می­گوید که سودهای آینده مورد انتظار بالاتر به معنای بازده مورد انتظار بالاتر خواهند بود. سرانجام، با وجود مقادیر ثابت  و  و سود­های مورد انتظار، در نسبت ارزش دفتری به سرمایه­گذاری انتظار رشد بیشتری وجود دارد که به معنای بازده مورد انتظار پایین­تر است (فاما و فرنچ، 2015)

چالش­هایی که رابطه 7 ایجاد کرده است، منجر به شناسایی معیارهای تجربی برای سودهای آتی مورد انتظار و سرمایه­گذاری­های مورد انتظار شده است. طی پژوهشی که توسط نوی و مارکس[105] (2012) انجام شد شاخصی را برای سودآوری مورد انتظار معرفی کرد که با میانگین بازده رابطه قوی دارد. آهارونی گروندی و زنگ [106] (2013) یک رابطه ضعیف­تر اما قابل اطمینان (پایا) از نظر آماری بین سرمایه­گذاری و میانگین بازده شناسایی کردند.

فاما و فرنچ در سال 2013 به آزمون مدل پنج عاملی جدید خود در شرکت­های بورسی امریکا پرداختند و به این نتیجه رسیدند که این مدل بین 69 تا 93 درصد تغییرات مقطعی در بازده­های مورد انتظار را برای پرتفوی های اندازه B/M، سودآوری و سرمایه­گذاری را توضیح می­دهند. فاما و فرنچ با ارائه این مدل تکمیلی امیدوار هستند که با پژوهش­های تجربی در سایر کشورها توانایی تبیین آن درمقایسه با مدل قبلی مورد تأیید قرار گیرد که این مسئله با پژوهش­های آتی گزارش خواهد شد. در نتیجه دو عامل سودآوری و سرمایه­گذاری را به عنوان بازار، اندازه و B/M را به مدل سه عاملی خود افزوده و مدل 5 عاملی فاما و فرنچ (2015) را به شرح زیر مطرح نمودند؛

(8)

- = -           

 

7- مدل پژوهش

با توجه به مطالب فوق مدل پژوهش به شرح زیر ارائه می گردد؛

(9)

= -            

=  تفاضل نرخ بازده سهام نسبت به نرخ بازده بدون ریسک[107]

 = شاخص نااطمینانی اقتصادی

 = شاخص نااطمینانی سیاست­های اقتصادی

  = شاخص نااطمینانی مالی

-  = تفاضل نرخ بازده بازار[108] و نرخ بازده بدون ریسک [109]

 = تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام­­ شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ [110]

=  تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین[111]

  = عامل سودآوری؛ تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سودآوری بالا و سهام شرکت­ها با سود­آوری کم [112]

=   عامل سرمایه­گذاری؛ از تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سرمایه­گذاری بالا (جسورانه) و سهام شرکت­ها با سرمایه‌گذاری پایین (محافظه کار)

 = نرخ شتاب قیمت یا حجم یک اوراق بهادار

=  جزء خطا

 

- الگوی خود بازگشت برداری ساختاری

یکی از مدل­های سری زمانی از نوع مدل­های چند متغیره، مدل خودتوضیح برداری (var) می­باشد. در این مدل­ها فرض می­گردد که تمامی متغیرهای درون­زا با یکدیگر ارتباط دارند. ساختار پویای این مدل­ها به صورتی است که تمامی ارتباطات بین متغیرها در طول زمان مدنظر قرار گرفته می­شود و قدرت پیش­بینی مناسبی از وضعیت آینده این متغیرها ارائه می­گردد.

کاربرد اصلی این مدل­ها پیش­بینی متغیرهای کلان اقتصادی و همچنین تجزیه و تحلیل آثار شوک­های گوناگون بر متغیرهای مدل در طول زمان از راه به­دست آوردن توابع واکنش به شوک­ها می­باشد. با توجه به هدف این مقاله که بررسی آثار شوک­های نااطمینانی و عوامل ریسک بازار بر بازدهی سهام می­باشد، لذا بهترین روش تحقیق استفاده از الگوهای چند متغیره سری زمانی (سیستمی)، الگوی خود بازگشت­برداری ساختاری (svar) می­باشد. هدف اصلی نیز در این الگو به­کارگیری نظریات اقتصادی به­جای تجزیه چولسگی می­باشد تا بدین ترتیب امکان بازیابی تکانه­های ساختاری از تکانه­های فرم حل شده به وجود آید. لذا برای شناسایی شوک­های ساختاری، فرم کلی یک الگوی خود بازگشت ساختاری به­صورت زیر است (صامتی، شریفی و امامی میبدی، 1400 ).

(10)

=    

که در آن:

 ماتریس خودهمبستگی آنی یا همزمان بین متغیرهای الگو

 بردار متغیرهای درون­زای سیستم

 ماتریس ضرایب خود بازگشت

 پارامترهای فرم ساختاری مدل

 اجزاء اخلال ساختاری مدل است که دارای کوواریانس صفر و عدم وجود سریال همبستگی میان اجزاء اخلال است. ماتریس کوواریانس اجزاء اخلال ساختاری عبارتند از؛

(11)

= D=

حال اگر طرفین رابطه 10 را بر ماتریس A تقسیم کنیم رابطه 12 بدست می­آید:

(12)

=    

 

که در آن؛     ،   و    است. جزء اخلال فرم خلاصه شده  عبارتند از ترکیب خطی اجزاء اخلال ساختاری با فرم ماتریس کوواریانس عبارتند از:

(13)

=  

 

جهت برآورد پارامترهای فرم ساختاری لازم است تعداد قیود بر روابط بین پسماندهای رگرسیون ( )  و جملات اخلال سیستم معادلات( )  وضع شود تا فرم ساختاری قابل تشخیص گردد. باتوجه به ادبیات مربوط اجزاء اخلال در مدل (svar) چهار الگو بیان شده است که عبارتند از؛ الگوی A (تجزیه چولسکی)، الگوی B(تجزیه سیمز-برنانکی)، الگویAB  (تجزیه پسران و شین) و الگوی بلانچارد کوا است (صامتی، شریفی و امامی میبدی، 1400)

در الگوی A (تجزیه چولسکی)،   در نظر گرفته می­شود به­طوریکه قیدهای شناسایی در این الگو بر روی ماتریس A اعمال می­گردد. بدین­صورت که اگر  Aرا یک ماتریس قطری با عدد یک در نظر بگیریم، لازم است برای شناسایی الگو تعداد   قید را بر این ماتریس اعمال نماییم تا وضعیت دقیقا قابل شناسایی را داشته باشیم. K بیانگر تعداد متغیرهای الگو می­باشد. الگوی دیگر الگوی B (تجزیه سیمز-برنانکی) نامیده می­شود که در آن   می­باشد و برای شناسایی در اینجا نیز لازم است تا تعداد   محدودیت را بر  Bاعمال می­گردد.

سومین الگو AB  (تجزیه پسران و شین) نامیده می­شود که در آن   =  ,    (0, ) است و برای بررسی محدودیت کوتاه­مدت استفاده خواهد شد. در این الگو برای شناسایی لازم است تا در صورتی­که ماتریس A یک ماتریس قطری با اعداد یک باشد، تعداد    +  قید را بر الگوی مورد نظر اعمال می­گردد (لوکتپول وکروتزیگ[113]، 2004). در نهایت، در این پژوهش از روش الگو AB (تجزیه پسران و شین) استفاده شده است.

در این پژوهش شوک­های ناشی از نااطمینانی اقتصادی، نااطمینانی سیاست­های اقتصادی، نااطمینانی مالی و همچنین شوک­های ناشی از عوامل ریسک بازار براساس مدل فاما و فرنچ به همراه مومنتوم، براساس الگوی (svar) بر روی بازده سهام بورس نیویورک نیز بررسی می­گردد. داده‌های پژوهش بصورت فصلی از سال 1990 الی 2020 می­باشد. دلیل انتخاب متغیرها در یک الگوی خودتوضیح برداری با یک الگوی اقتصادسنجی ساختاری، که مبتنی بر معادلات رفتاری، تفاوت دارد. در الگوهای اقتصادسنجی ساختاری، ساختار هر معادله شامل متغیرهایی است که بر اساس مبانی نظری به عنوان عوامل توضیح‌دهنده متغیر وابسته است تعریف می­شود. در­حالی­که در الگوی خودتوضیح برداری آنچه دارای اهمیت است، بررسی اثرات شوک یک متغیر بر سایر متغیرها است. در این رابطه با توجه به هدف پژوهش، مجموعه­ای از متغیرها که در کل بر اساس مبانی نظری دارای ارتباط هستند، انتخاب شده و هر متغیر تابعی پویایی از خود متغیر و سایر متغیرها مدنظر قرار گرفته شده است.

 

8- برآورد مدل و تحلیل نتایج

در این بخش ابتدا آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم یافته به منظور اطمینان از مانایی متغیرها، سپس آزمون تعیین وقفه بهینه صورت گرفته، در ادامه آزمون پایداری مدل، تخمین ضرایب ماتریس ها (ماتریسS اثرات کوتاه­مدت)، (ماتریسF اثرات بلندمدت) و در نهایت با­توجه به جدول تجزیه واریانس و توابع واکنش آنی تأثیرات شوک­ نااطمینانی­ها و عوامل ریسک بازار بر بازده سهام بررسی گردیده است.

 

8-1- آزمون ریشه واحد

آزمون ریشه واحد متغیرهای مدل، از طریق آزمون ریشه واحد دیکی – فولر تعمیم یافته (ADF) انجام شده است. نتایج نشان می­دهد متغیرهای نااطمینانی اقتصادی، نااطمینانی سیاست­های اقتصادی، نااطمینانی مالی نیز با تفاضل­گیری مرتبه اول مانا و متغیرهای عوامل ریسک بازار نیز در سطح مانا می­باشند. در نتیجه امکان وقوع رگرسیون کاذب و مشکلات پیرامون آن در برآوردهای پیش رو وجود ندارد و می­توان از این متغیرها در تخمین مدل استفاده نمود. نتایج آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم یافته در جدول 1 نشان داده شده است.

 

 

 

 

 

جدول 1. نتایج آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم یافته

متغیرها			درجه انباشتگی
	آماره ADF	احتمال		1%	5%	10%
	46452/10-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I
	523575/8-	0000/0	485115/3-	885450/2-	579598/2-	(1)I
	39678/10-	0000/0	485115/3-	885450/2-	579598/2-	(1)I
	618281/8-	0000/0	485115/3-	885450/2-	579598/2-	(1)I
-	54558/11-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I
	75337/10-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I
	754147/8-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I
	345836/9-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I
	58660/10-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I
	868204/9-	0000/0	484198/3-	885051/2-	579386/2-	(0)I

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

8-2- آزمون تعیین وقفه بهینه

پیش از به­دست آوردن ضرایب و اجزاء اخلال مدل ساختاری، لازم است یک سیستم var تشکیل گردد. در یک سیستم var برای اینکه پسماندهای معادلات شرایط مناسب داشته باشند، باید طول وقفه به طور بهینه انتخاب شود. برای به دست آوردن تعادل بلندمدت لازم است که سیستم پایدار باشد. هنگامی سیستم پایدار خواهد بود که قدر مطلق ریشه­ها کمتر از یک باشد و در داخل دایره به شعاع یک واقع شود، در غیر اینصورت نتایج عکس‌العمل تکانه خطای استاندارد ارزش نخواهد داشت (بیگ­زاده، 1383). به منظور تعیین طول وقفه بهینه از معیار شوارتز (SC) و حنان کوئین (HQ) استفاده و در مدل مورد نظر وقفه یک به عنوان وقفه بهینه انتخاب می­شود. نتایج حاصل از آزمون تعیین وقفه بهینه در جدول 2 ارائه گردیده است.

 

جدول 2. نتایج آزمون تعیین وقفه بهینه

وقفه	LogL	LR	AIC	SC	HQ
0	418/1922-	NA	31755/33	55493/33	41391/33
1	641/1526-	4933/716	21794/28	82910/30*	27792/29*
2	5300/1421-	1631/172	12984/28	11478/33	15344/30
3	452/1323-	7355/143*	16297/28	52170/35	15019/31
4	809/1237-	7451/110	41050/28	14302/38	36135/32
5	125/1136-	9564/113	38147/28	48777/40	29593/33
6	296/1040-	87211/90	45338/28	93347/42	33147/34
7	8835/888-	4754/117	56696/27	42083/44	40867/34
8	2744/720-	7469/101	38404/26*	61170/45	18937/34

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

8-3- آزمون پایداری مدل

برطبق مطالعات لوتکپول[114] (2005)، همیلتون[115] (1994) و باوم[116] (2013)، اگر در مدل خودتوضیح برداری، تمامی ماژول­ها کمتر از یک باشد، سیستم پایدار  است و این دلالت بر این دارد که سیستم ایستا می­باشد. لذا، با توجه نتایج بدست آمده تمامی ماژول­ها کمتر از یک می­باشد، در نتیجه سیستم پایدار است. نتایج آزمون پایداری مدل خودرگرسیونی برداری در جدول 3 ارائه گردیده است.

 

جدول 3. نتایج آزمون پایداری مدل خودرگرسیونی برداری

ماژول	ریشه مشخصه	ماژول	ریشه مشخصه
900808/0	038346/0+899992/0i	489212/0	305972/0+381719/0i
900808/0	i038346/0-899992/0	489212/0	305972/0-381719/0-i
700226/0	224648/0-663211/0i	482681/0	482681/0
700226/0	224648/0+663211/0i	458189/0	397635/0-227646/0i
633637/0	624349/0+108090/0-i	458189/0	397635/0+227646/0i
633637/0	624349/0-108090/0-i	457489/0	457489/0-
532787/0	329744/0-418486/0i	314583/0	314583/0-
532787/0	329744/0+418486/0i	245014/0	244308/0+018591/0-i
524105/0	471125/0+229624/0-i	245014/0	244308/0-018591/0-i
524105/0	471125/0-229624/0-i	193250/0	193250/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

 

 

8-4- نتایج تخمین ضرایب ماتریس ها

پس از انجام مدل VAR به منظور تخمین مدل SVAR از ماتریس S اثرات کوتاه­مدت (جدول 4) و F اثرات بلندمدت (جدول 5) نیز استفاده کرده­ایم.

 

جدول 4- نتایج تخمین مدل SVAR ماتریس S اثرات کوتاه مدت

	R	EU	EPU	FU	RM-RF	SMB	HML	RMW	CMA	MOM
R	186175/2	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
EU	012169/0-	036281/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
EPU	437136/3-	139037/5	56073/16	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
FU	036783/0-	022889/0	000597/0	048185/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
RM-RF	062946/2	092723/0	404624/0-	272577/0-	208522/1	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
SMB	354510/0	043813/0	420707/0-	356664/0-	734463/0	408042/1	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
HML	042214/0	294469/0-	156579/0-	555604/0-	208550/0-	418784/0	848574/1	000000/0	000000/0	000000/0
RMW	459251/0-	297921/0-	194538/0	008755/0-	301613/0-	159545/0-	507394/0	276206/1	000000/0	000000/0
CMA	348646/0-	121137/0-	005115/0	239149/0-	191695/0-	214982/0	875143/0	067891/0-	833844/0	000000/0
MOM	872339/0-	082491/0-	233977/0	569899/0	197857/0	485330/0-	397690/0-	458064/0	393664/0	036957/2

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

جدول 5- نتایج تخمین مدل SVAR ماتریس F اثرات بلندمدت

	R	EU	EPU	FU	RM-RF	SMB	HML	RMW	CMA	MOM
R	767058/2	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
EU	111741/0-	270252/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
EPU	41962/38	6145/145	9534/175	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
FU	272053/0-	410983/0	060733/0	419630/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
RM-RF	944388/2	904963/0	125238/1	190515/0-	735532/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
SMB	009016/1-	036342/1	443165/0	091546/0-	827642/0	189459/1	000000/0	000000/0	000000/0	000000/0
HML	532639/1-	238250/1-	246441/1-	238085/0-	532737/0-	775250/0	883839/1	000000/0	000000/0	000000/0
RMW	520626/1-	280259/0-	354372/0-	082907/0-	768405/0-	147641/0-	881241/0	112500/1	000000/0	000000/0
CMA	130390/1-	049823/0	012552/0	613474/0	163342/0-	643308/0	657158/0	306986/0-	699222/0	000000/0
MOM	323492/0-	084441/2-	001799/0-	578938/0	719020/0	007362/0-	107403/0-	029988/0-	170159/0-	950808/1

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

 

 

 

 

8-5- بررسی توابع واکنش آنی

در نمودارهای زیر شوک­های ناشی از شاخص­های نااطمینانی اقتصادی، نااطمینانی سیاست­های اقتصادی، نااطمینانی مالی و مجموعه عوامل ریسک بازار به همراه مومنتوم به دلیل متفاوت بودن آثار شوک­ها به لحاظ زمانی، بصورت کوتاه­مدت و بلند­مدت نیز برسی گردیده است.

در نمودار 4 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نااطمینانی اقتصادی در بازه زمانی کوتاه­مدت، از دوره اول با شوک منفی شروع و در ادامه با شیب نزولی تا دوره دوم افزایش می­یابد. سپس با شیب صعودی به مرز ثبات در دوره سوم می­رسد. از دوره چهارم روند کاهشی مجددا شروع تا دوره هفتم به روند ثبات خود برگشته و نهایتا از دوره هفتم تا دهم با شیب ملایم روند ثبات ادامه می­یابد.

در نمودار 5 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نااطمینانی اقتصادی در بازه زمانی بلندمدت، با شوک منفی و با شیب نزولی شدیدتر نسبت به دوره کوتاه­مدت ادامه می­یابد، در دوره دوم روند نزولی افزایش، سپس با شیب صعودی تا دوره سوم افزایش می­یابد. مجددا روند نزولی از دوره چهارم شروع و تا دوره دهم نیز با شیب ملایم به سمت ثبات حرکت می­کند. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده ناشی از نااطمینانی اقتصادی در بازه زمانی بلند­مدت تأثیر منفی بیشتری بر بازدهی سهام نسبت به بازه زمانی کوتاه­مدت گذاشته است.

در نمودار 6 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نااطمینانی سیاست­های اقتصادی در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک مثبت و شیب صعودی تند شروع می­گردد، در دوره دوم روند نزولی باشیب تند تا دوره سوم ادامه می­یابد، از دوره سوم تا دوره دهم نیز با روند صعودی و شیب ملایم روند ثبات طی می­گردد.

در نمودار 7 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نااطمینانی سیاست­های اقتصادی در بازه زمانی بلند­مدت، کاملا عکس بازه زمانی کوتاه­مدت با شوک منفی شروع و با شیب تند صعودی به سمت ثبات تا دوره دوم افزایش، در دوره سوم نیز با روند نزولی ملایم شروع و از دوره چهارم تا دوره دهم روند صعودی با شیب ملایم مشاهده می­گردد. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده ناشی از نااطمینانی سیاست­های اقتصادی در بازه زمانی کوتاه‌مدت تأثیر مثبت و در بلندمدت تأثیر منفی بر بازدهی سهام گذاشته است.

در نمودار 8 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نااطمینانی مالی در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک منفی و شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی تا دوره سوم، از دوره سوم تا دوره دهم نیز با روند نزولی و شیب ملایم به سمت ثبات حرکت می­کند.

در نمودار 9 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نااطمینانی مالی در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول بصورت شوک مثبت شروع و در ادامه با شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی تا دوره سوم، از دوره سوم تا دوره دهم نیز با روند نزولی و شیب ملایم حرکت می­کند. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده ناشی از نااطمینانی مالی در بازه زمانی بلند­مدت تأثیر مثبت و در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی بر بازدهی سهام گذاشته است.

در نمودار 10 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نسبت نرخ بازده بازار به نرخ بازده بدون ریسک در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک منفی و شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی از دوره سوم تا دوره ششم روند افزایشی و در ادامه از دوره ششم با روند نزولی تا دوره هفتم حرکت و نهایتا با شیب ملایم تا دوره دهم به سمت ثبات حرکت می­کند.

در نمودار 11 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک نسبت نرخ بازده بازار به نرخ بازده بدون ریسک در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول بصورت شوک مثبت و شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی از دوره سوم تا دوره ششم روند افزایشی و در ادامه از دوره ششم با شیب ملایم تا دوره دهم به سمت ثبات حرکت می­کند. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی و در بلندمدت تأثیر مثبت بر بازدهی سهام گذاشته است.

در نمودار 12 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام­­ شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک منفی و شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی از دوره دوم تا دوره چهارم روند افزایشی و در ادامه از دوره چهارم با روند نزولی تا دوره دهم با شیب ملایم به سمت ثبات حرکت می­کند.

در نمودار 13 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام­­ شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول بصورت شوک مثبت و شیب نزولی شدید تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی از دوره دوم تا دوره چهارم روند افزایشی و در ادامه از دوره چهارم با شیب ملایم تا دوره دهم به سمت ثبات حرکت می­کند. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی و در بازه زمانی بلند مدت تأثیر مثبت بر بازدهی سهام گذاشته است.

در نمودار 14 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک منفی و شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی از دوره دوم تا دوره سوم روند افزایشی و مجددا از دوره سوم تا چهام نزولی، در ادامه از دوره چهارم با روند صعودی تا دوره ششم به مرز ثبات می­رسد. از دوره ششم تا دوره دهم روند ثبات ادامه می­یابد.

در نمودار 15 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول بصورت شوک مثبت و شیب نزولی تا دوره دوم ادامه، سپس با شیب صعودی از دوره دوم تا دوره سوم روند افزایشی و مجددا از دوره سوم تا چهام نزولی، در ادامه از دوره چهارم با روند صعودی تا دوره ششم به مرز ثبات می­رسد. از دوره ششم تا دوره دهم روند ثبات ادامه می­یابد. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی و در بازه زمانی بلند مدت تأثیر مثبت بر بازدهی سهام گذاشته است.

در نمودار 16 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک عامل سودآوری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سودآوری بالا و سهام شرکت­ها با سود­آوری پایین) در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک منفی و شیب نزولی تند تا دوره دوم، سپس با شیب صعودی از دوره دوم تا دوره سوم روند افزایشی و در ادامه از دوره سوم با روند صعودی تا دوره چهارم به سمت ثبات حرکت می­کند. از دوره چهارم تا دوره دهم نیز روند ثبات ادامه داشته است.

در نمودار 17 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک عامل سودآوری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سودآوری بالا و سهام شرکت­ها با سود­آوری پایین) در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول بصورت شوک مثبت و شیب نزولی تند تا دوره دوم، سپس با شیب صعودی از دوره دوم تا دوره سوم روند افزایشی و در ادامه از دوره سوم با روند صعودی تا دوره چهارم به سمت ثبات حرکت می­کند. از دوره چهارم تا دوره دهم نیز روند ثبات ادامه داشته است. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی و در بازه زمانی بلندمدت تأثیر مثبت بر بازدهی سهام گذاشته است.

در نمودار 18 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک عامل سرمایه­گذاری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سرمایه­گذاری بالا و سهام شرکت­ها با سرمایه‌گذاری پایین) در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول ثابت و از دوره دوم تا دوره سوم صعودی، سپس با شیب نزولی از دوره سوم تا دوره چهارم ادامه می­یابد، از دوره چهارم با روند صعودی به مرز ثبات حرکت می­کند. نهایتا از دوره ششم تا دوره دهم نیز روند ثبات ادامه داشته است.

در نمودار 19 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک عامل سرمایه­گذاری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سرمایه­گذاری بالا و سهام شرکت­ها با سرمایه‌گذاری پایین) در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول منفی و با شیب صعودی تا دوره دوم ادامه، از دوره دوم روند صعودی ادامه تا دوره سوم، سپس از دوره سوم تا دوره چهام با شیب تند نزولی، از دوره چهارم تا دوره پنجم صعودی ادامه می­یابد، در نهایت از دوره چهارم با روند صعودی تا دوره پنجم ادامه و از دوره پنجم با نوسانات کم تا مرز ثبات حرکت می­کند. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر خنثی بر بازدهی سهام دارد. شوک­های بوجود آمده بصورت مثبت، منفی و در آخر روند ثابتی طی کرده است. در بلندمدت شوک منفی بوده است.

در نمودار 20 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک مومنتوم (نرخ شتاب قیمت یا حجم یک اوراق بهادار) در بازه زمانی کوتاه­مدت، در دوره اول بصورت شوک منفی و شیب نزولی تند تا دوره سوم سپس با شیب صعودی از دوره سوم تا دوره پنجم روند افزایشی و در ادامه از دوره پنجم تا دوره دهم به سمت ثبات حرکت می­کند.

در نمودار 21 توابع واکنش آنی بازده سهام ناشی از شوک مومنتوم (نرخ شتاب قیمت یا حجم یک اوراق بهادار) در بازه زمانی بلندمدت، در دوره اول بصورت مثبت و شیب نزولی تند تا دوره سوم سپس با شیب صعودی از دوره سوم تا دوره پنجم روند افزایشی و در ادامه از دوره پنجم تا دوره دهم به سمت ثبات حرکت می­کند. اینطور می­توان استنباط نمود شوک­های ایجاد شده در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی و در بلندمدت تأثیر مثبت بر بازدهی سهام گذاشته است.

نتایج فوق حاکی از آن است که شوک­های بوجود آمده در دوره­های اول تا پنجم معمولا بصورت نوسانات منفی و مثبت ظاهر می­گردد. لذا از دوره پنج الی دهم روند ثبات حاکم می­شود که بیانگر ثبات در متغیرهای کلان اقتصادی، سیاست­های اقتصادی، متغیرهای مالی و بازار سهام می­باشد. در نتیجه می­توان اینطور استنباط نمود که اقتصاد امریکا طی بازه زمانی بلندمدت می­تواند از رکود و شوک­های بوجود آمده خارج و نوسانات را کنترل کند.   

 

نمودار4- شوک نااطمینانی اقتصادی- کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار5- شوک نااطمینانی اقتصادی- بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار6- شوک نااطمینانی سیاست­های اقتصادی- کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار7- شوک نااطمینانی سیاست­های اقتصادی- بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار8- شوک نااطمینانی مالی- کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار9- شوک نااطمینانی مالی- بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار10- شوک نرخ بازده بازار – کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار11- شوک نرخ بازده بازار - بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار12- شوک میانگین بازده پرتفوی سهام - کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار13- شوک میانگین بازده پرتفوی سهام – بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار14- شوک نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار- کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار15- شوک نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار- بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار16- شوک عامل سودآوری– کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار17- شوک عامل سودآوری- بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار18- شوک عامل سرمایه­گذاری- کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار19- شوک عامل سرمایه­گذاری- بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر
نمودار20- شوک مومنتوم - کوتاه­مدت منبع: یافته­های پژوهشگر	نمودار21- شوک مومنتوم – بلندمدت منبع: یافته­های پژوهشگر

 

8-6- تجزیه واریانس خطای پیش­بینی

با استفاده از روش تجزیه واریانس خطای پیش­بینی مشخص می­گردد که تغییرات یک متغیر (سری­زمانی) تا چه حد متأثر از اجزای اختلال خود متغیر بوده و چه میزان از اجزای اختلال سایر متغیرهای درون سیستم تأثیر پذیرفته است.

 

جدول 6- نتایج تجزیه واریانس خطای پیش­بینی ماتریس S اثرات کوتاه­مدت

دوره	خطای استاندارد متغیر	R	EU	EPU	FU	RM-RF	SMB	HML	RMW	CMA	MOM
1	186175/2	100	0	0	0	0	0	0	0	0	0
2	504767/2	48393/76	717026/0	347065/7	379845/0	112597/1	041467/5	538674/1	452187/6	004994/0	922213/0
3	575464/2	34420/72	679242/0	954277/6	440926/0	601675/1	443657/6	564699/1	346082/6	410312/0	214929/3
4	601754/2	90678/70	716826/0	965481/6	510047/0	787206/1	511807/6	038299/2	380165/6	710759/0	472635/3
5	609905/2	63186/70	785023/0	961580/6	529845/0	796155/1	501727/6	224131/2	341131/6	730619/0	497932/3
6	613921/2	44885/70	791946/0	033091/7	529216/0	854851/1	494884/6	226676/2	343006/6	784089/0	493386/3
7	616023/2	34426/70	790684/0	151192/7	528599/0	855314/1	492919/6	223100/2	334350/6	791610/0	487973/3
8	617245/2	27894/70	791403/0	217017/7	528253/0	854598/1	499503/6	222157/2	328980/6	790875/0	488272/3
9	618403/2	21989/70	794230/0	282990/7	528158/0	855387/1	494210/6	220412/2	324393/6	794486/0	485842/3
10	619673/2	16055/70	805375/0	347200/7	527869/0	855022/1	488618/6	218582/2	319081/6	794939/0	482762/3

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

جدول 6 براساس ماتریس S اثرات کوتاه­مدت بیانگر این موضوع می باشد که بیشترین شوک بوجود آمده ناشی از اختلال خود متغیر بازده سهام R، سپس نااطمینانی سیاست پولیEPU، عامل سودآوری RMW و تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ SMB و مومنتوم MOM می­باشد. متغیرهای نااطمینانی اقتصادی و نااطمینانی مالی نیز همانند سایر عوامل ریسک بازار تقریبا به یک اندازه بر بازدهی سهام تأثیرگذار بوده­اند.

 

جدول 7- نتایج تجزیه واریانس خطای پیش­بینی ماتریس F اثرات بلندمدت

دوره	خطای استاندارد متغیر	R	EU	EPU	FU	RM-RF	SMB	HML	RMW	CMA	MOM
1	186175/2	69425/22	737103/0	13834/34	673690/0	785805/1	51500/14	019036/9	065082/8	471024/1	900672/6
2	504767/2	34794/27	222711/2	04087/26	050554/1	543577/1	20918/16	888333/7	04300/11	190234/1	463600/5
3	575464/2	39665/27	134494/2	90695/24	069520/1	790217/1	08715/16	575846/7	45457/10	332252/2	252344/6
4	601754/2	11562/27	169905/2	41394/24	075803/1	788593/1	78747/15	060694/8	29080/10	714791/2	582376/6
5	609905/2	97354/26	196293/2	33390/24	099265/1	795433/1	80125/15	277089/8	22667/10	730710/2	565842/6
6	613921/2	89178/26	212460/2	40922/24	099213/1	806481/1	77299/15	264618/8	19703/10	779026/2	567190/6
7	616023/2	86826/26	217923/2	47072/24	107662/1	804530/1	74809/15	251343/8	18086/10	793964/2	556647/6
8	617245/2	87551/26	220321/2	47687/24	115610/1	803197/1	74625/15	245003/8	17174/10	794190/2	551314/6
9	618403/2	87530/26	219054/2	50121/24	128307/1	802234/1	73242/15	238105/8	16275/10	794638/2	545967/6
10	619673/2	87071/26	218204/2	53700/24	139960/1	800525/1	71747/15	230243/8	15328/10	792840/2	539766/6

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

جدول 7 براساس ماتریس F اثرات بلندمدت بیانگر این موضوع می­باشد که بیشترین شوک بوجود آمده ناشی از نااطمینانی سیاست پولیEPU، سپس اختلال خود متغیر بازده سهام R، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ SMB، عامل سودآوریRMW، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین HML و درنهایت مومنتوم MOM می­باشد. متغیرهای نااطمینانی اقتصادی و نااطمینانی مالی نیز همانند سایر عوامل ریسک بازار تقریبا به یک اندازه بر بازدهی سهام تأثیرگذار بوده­اند.

 

9- بحث و نتیجه‌گیری

در این پژوهش تأثیر شوک­های نااطمینانی­ اقتصادی، نااطمینانی سیاست­های اقتصادی، نااطمینانی مالی و عوامل ریسک بازار بصورت همزمان با استفاده از الگوی خود بازگشت برداری ساختاری بر روی بازده سهام شاخص اس اند پی بورس نیویورک طی بازه زمانی 2020-1990 بصورت فصلی بررسی گردید. با تخمین ماتریس S اثرات کوتاه­مدت و ماتریس F اثرات بلندمدت، نتایج حاکی از آن است که در بازه زمانی بلند­مدت شوک منفی نااطمینانی اقتصادی شدت بیشتری نسبت به بازه زمانی کوتاه­مدت بر روی بازده سهام داشته است، هرچند در هر دوبازه زمانی روند ثبات در انتهای دوره مشاهده می­گردد. این طور می­توان استنباط نمود که به دلیل ثبات نسبی متغیرهای اقتصاد کلان مانند تورم، بیکاری، رشد اقتصادی و سرمایه گذاری، شاخص نااطمینانی اقتصادی نوسانات چشمگیری نداشته است. در مطالعه­ای بالی، برون و تانگ[117] (2014) به بررسی نااطمینانی اقتصادی بر بازده سهام آتی در کشور امریکا با روش اثرات پیشین و پسین پرداختند که نتایج حاکی از تأثیر منفی نااطمینانی اقتصادی بر بازده سهام طی دوره 1963-2012 بوده است. طی مطالعه­ای توسط گائو، ژو، سالیوان و شرمن[118] (2019) به بررسی نااطمینانی اقتصادی بر بازده سهام در انگلستان با روش TVP-FAVAR پرداختند. نتایج نشان داد نااطمینانی تورم و رشد اقتصادی انگلستان بر بازده سهام بی‌تأثیر بوده است. در مطالعه­ای توسط سانچز-گاباره[119] (2020) به بررسی تأثیر نااطمینانی اقتصادی بر قیمت سهام در کشور برزیل و اسپانیا پرداختند و نتایج حاکی از بی تأثیر بودن تأثیر نااطمینانی اقتصادی بر قیمت سهام بوده است. همچنین در مطالعه­ای توسط دامن کشیده و پیله ورد (1392) با استفاده از روش ARCH و GARCH  به این نتیجه رسیدند که اثر نااطمینانی تورمی بر شاخص کل سهام  بورس تهران منفی بوده است. نتایج بدست آمده در این پژوهش در مقایسه با مطالعات صورت گرفته تأیید می­گردد.

در خصوص شوک نااطمینانی سیاست­های اقتصادی نیز در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر بصورت مثبت و در دوره بلندمدت شوک بصورت منفی مشاهده گردیده است. اینطور می­توان استنباط نمود که سیاست­های اقتصادی در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر قابل توجهی نسبت به بازه زمانی بلند­مدت داشته است. انتظارات تطبیقی می­تواند در این خصوص حائز اهمیت باشد، چرا که دولت می‌تواند به راحتی از طریق تغییرات غیرمنتظره سیاست­های اقتصادی، بازار و مردم را غافلگیر کند. افزایش سرمایه­گذاری بنگاه­ها با تولید و مصرف بالاتر همراه است که اثرات کوتاه­مدت سیاست­های اقتصادی را شامل می­گردد، در نتیجه این امر باعث افزایش بازده سهام گردیده است. در دوره بلند­مدت نیز افزایش نااطمینانی باعث کاهش بازدهی سهام بوده که این امر ناشی از عدم اطمینان از سیاست­های دولت و نرخ های مورد انتظار می­باشد. در مطالعه­ای توسط لیو، یی و ما[120] (2017) به بررسی اثر نااطمینانی سیاست اقتصادی بر بازده سهام امریکا با روش GARCH پرداختند. نتایج حاکی از تأثیر مثبت نااطمینانی اقتصادی بر بازده سهام طی دوره 1996- 2013 بوده است. همچنین در طی مطالعه­ای توسط سو، فانگ و یین[121] (2019) تأثیر نااطمینانی سیاست اقتصادی امریکا بر نوسانات بازار سهام شش کشور صنعتی و سه کشور در حال ظهور با روش GARCH–MIDAS بررسی گردید، نتایج حاکی از تأثیر مثبت نااطمینانی سیاست اقتصادی بر نوسانات بازده سهام دارد. مطالعه صورت گرفته توسط یو و هوانگ[122] (2021) اثر نااطمینانی سیاست اقتصادی چین را بر نوسانات بازار سهام در دوره بلندمدت و کوتاه­مدت با روش GARCH–MIDAS برسی نمودند، نتایج نشان داد در هر دو بازه زمانی نااطمینانی سیاست اقتصادی در چین تأثیر مثبت بر نوسانات بازده سهام داشته است. نتایج مطالعه­ گائو، ژو، سالیوان و شرمن (2019) درخصوص نااطمینانی سیاست اقتصادی انگلستان تأثیر منفی، اتحادیه اروپا و امریکا بی­تأثیر بر بازده سهام انگلستان بوده است. در مطالعه­ای توسط امیری و بیرانوند (1398) اثر نااطمینانی سیاست­های اقتصادی بر بازده بازار سهام ایران با استفاده از مدل­های خطی و غیرخطی مارکف سوئیچینگ حاکی از اثر منفی می­باشد. نتایج بدست آمده در این پژوهش در مقایسه با مطالعات صورت گرفته تأیید می­گردد.

شوک ناشی از نااطمینانی مالی نیز در دوره کوتاه­مدت بصورت منفی بوده که حاکی از افزایش شاخص قیمت سهام و کاهش بازده سهام می­باشد. در دوره بلندمدت نیز ابتدا شوک بصورت مثبت و سپس با شیب تند منفی می­گردد. در نتیجه رابطه معکوس شاخص قیمت سهام و بازده سهام بیانگر این مطلب است که نااطمینانی مالی در دوره کوتاه مدت شدت بیشتری بر بازده سهام می­گذارد. در مطالعه­ سو، فانگ و یین (2019) تأثیر نااطمینانی مالی امریکا بر نوسانات بازار سهام شش کشور صنعتی و سه کشور در حال ظهور بررسی گردید. نتایج حاکی از بی‌تأثیر بودن نااطمینانی مالی بر نوسانات بازده سهام بوده است. در مقاله­ای توسط گوپتا، مرفاتیا و اولسون[123] (2019) به بررسی تأثیر نااطمینانی مالی بر بازده سهام امریکا با روش EGARCH حاکی از منفی بودن نااطمینانی مالی بر بازده سهام طی دوره 1954-2016 می‌باشد.

شوک عوامل ریسک بازار بر اساس مدل پنج عاملی فاما و فرنچ حاکی از اثر منفی تفاضل نرخ بازده بازار و نرخ بازده بدون ریسک بر بازده سهام در کوتاه­مدت و اثر مثبت در بلندمدت می­باشد. با توجه به اینکه نرخ بازده اوراق خزانه سه ماهه به عنوان نرخ بازده بدون ریسک در نظر گرفته شده است، استنباط می­شود که با افزایش این نرخ در کوتاه­مدت، نرخ بازده سهام کاهش می­یابد، چرا که سرمایه­گذار حداقل بازده مورد انتظار را بر مبنای نرخ بازده اوراق خزانه در نظر گرفته است، ولی در بلندمدت به دلیل افزایش بازده مورد انتظار سرمایه­گذار، نرخ بازده سهام افزایش می­یابد. مطالعه مک میلان[124] (2022) به بررسی تأثیر نرخ بازده بدون ریسک بر بازده سهام امریکا با روشTVP  حاکی از اثر منفی بوده است. همچنین گاردمن و سونسون[125] (2013) با بررسی تأثیر نرخ بازده بدون ریسک بر بازده سهام آلمان  با روشGMM  به رابطه منفی دست یافتند.

شوک ناشی از تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ بر بازده سهام در کوتاه­مدت منفی­، در حالیکه در بلند­مدت مثبت بوده است. این نکته بیانگر این موضوع می­باشد که  شرکت‌های کوچکتر در بلندمدت از شرکت‌های بزرگ‌تر بهتر عمل می‌کنند و سودآوری بیشتری نیزدارند. بطوریکه شرکت­های کوچکتر فرصت­های رشد بیشتر، سرمایه کمتر در نتیجه تمایل به ریسک­های بالاتری نیز دارند.

شوک ناشی از تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین بر بازده سهام در کوتاه­مدت منفی و در بلند­مدت مثبت مشاهده گردید. این نکته بیانگر مفهوم ارزش سهام و رشد سهام می­باشد بطوریکه در بلندمدت شرکت‌هایی با نسبت‌های ارزش دفتری به ارزش بازار بالا، که به ارزش سهام نیز معروف هستند، از شرکت‌هایی که ارزش دفتری به ارزش بازار پایین‌تری دارند، به نام رشد سهام معروفند، بهتر عمل می‌کنند و سودآوری بیشتری دارند.

شوک ناشی از عامل سودآوری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سودآوری بالا و سهام شرکت­ها با سود­آوری پایین) بر بازده سهام در بازه زمانی کوتاه­مدت تأثیر منفی و در بازه زمانی بلندمدت تأثیر مثبت بر بازدهی سهام گذاشته است. نتیجه حاکی از آن است که شرکت­ها با سودآوری بالا در بلندمدت می‌توانند تأثیر مثبت بر بازده سهام داشته باشند. این شرکت­ها محافظه‌کارانه اقدام به سرمایه­گذاری می­کنند که هدف حداکثر نمودن سود می­باشد، که این عامل در مقابل عامل سرمایه­گذاری قرار می‌گیرد.

شوک ناشی از عامل سرمایه­گذاری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سرمایه­گذاری بالا و سهام شرکت­ها با سرمایه‌گذاری پایین) بر بازده سهام در کوتاه‌مدت خنثی و در بلندمدت منفی بوده است. این نتیجه حاکی از آن است که شرکت­هایی با سرمایه‌گذاری بالا و سود­دهی کم باعث کاهش بازده سهام گردیده است. بطوریکه نشان­دهنده شرکت­های بدون سودی است که به طور تهاجمی سرمایه‌گذاری می­کنند.

طی مطالعه­ای توسط آمزولاو دولز[126] (2017) به بررسی عوامل ریسک بازار براساس مدل پنج عاملی فاما و فرنچ و بازده سهام کشورهای اروپایی شامل بریتانیا، فرانسه، آلمان، اسپانیا، دانمارک، سوئد، پرتقال طی بازه زمانی 2001-2016 نتایج حاکی از آن است که تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­های کوچک و پرتفوی سهام شرکت­های بزرگ اثر مثبت، تفاوت میانگین بازده پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت­هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین اثر مثبت، عامل سودآوری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سودآوری بالا و سهام شرکت­ها با سود­آوری پایین) اثر مثبت، عامل سرمایه­گذاری (تفاوت بین بازده سهام شرکت­ها با سرمایه­گذاری بالا و سهام شرکت­ها با سرمایه‌گذاری پایین) اثر مثبت بر بازده سهام داشته­اند.

شوک ناشی از مومنتوم بر بازده سهام در کوتاه­مدت منفی و در بلند­مدت مثبت بوده است. نتایج حاکی از آن است که در کوتاه­مدت رابطه مومنتوم و بازده سهام در بازه­های زمانی مختلف دارای رفتار خاصی می­باشد و می­توان با بکارگیری راهبرد سرمایه­گذاری مناسب با افق زمانی مورد نظر­، بازدهی بیش از بازده بازار بدست آورد. این نکته بیانگر این مطلب می­باشد که یک شوک ناشی از مومنتوم می­تواند تأثیر منفی بر بازده سهام داشته باشد. طی مطالعه­ای توسط لیم، وانگ و یائو[127] (2018) به بررسی اثر مومنتوم بر بازدهی سهام امریکا طی بازه زمانی 1927-2017 پرداختند و نتایج حاکی از اثر منفی در کوتاه­مدت و اثر مثبت در بلندمدت بوده است. همچنین در مطالعه­ای توسط غیاثوند، دارابی و حمیدیان (2020) به بررسی اثر مومنتوم بر بازده سهام در ایران طی بازه زمانی 2008-2017 پرداختند و نتایج حاکی از اثر مثبت بوده است.

باتوجه به نتایج بدست آمده در این پژوهش می توان موارد زیر را پیشنهاد نمود؛

• نااطمینانی اقتصادی موجب افزایش نااطمینانی تورمی و کاهش رشد اقتصادی می­گردد، در نتیجه افزایش هزینه­های عاملین اقتصادی و کاهش رفاه جامعه را به دنبال خواهد داشت، بنابراین سیاست­های هدف تورمی می­تواند در کاهش این هزینه­ها و رفاه جامعه کاملاً مفید واقع گردد. پیشنهاد می­شود سیاست­های اقتصادی در راستای کاهش نااطمینانی، افزایش ثبات و بهبود شفافیت فرآیند سیاست­گذاری و انتشار ارزیابی­های اقتصادی، که به نوبه خود می­تواند منجربه توسعه بازار سهام گردد، لحاظ شود.
• سیاست‌های اقتصادی دولت از جمله مالیات­بندی، مخارج دولت، سیاست پولی، سیاست­های تنظیمی و ... اثرات اقتصادی بسیار قابل توجهی دارند. با توجه به اینکه عوامل اقتصادی تصمیمات خود را براساس انتظارات آتی در مورد سیاست­های اقتصادی اتخاذ می­کنند، لذا بایستی سیاست­های مناسب اقتصادی به ویژه در بازار سرمایه اجرا شود. بنابراین حفظ شفافیت و ثبات اجرای سیاست­های اقتصادی به منظور جلوگیری از اثرات منفی نااطمینانی بر بازار سرمایه لازم و ضروری است. لذا سیاست­گذاران و برنامه­ریزان اقتصادی باید نوسانات ایجاد شده را مدیریت نموده تا بازار سرمایه و بازده موجود در این بازار از نااطمینانی­های ایجاد شده درامان باشد. پیشنهاد می­شود که سیاستمداران در تصمیمات سیاسی خود و برنامه­ریزان اقتصاد کلان کشور در هنگام تدوین سیاست­های کلان پولی و مالی و تصمیمات اقتصادی خود، به پیامدهای سیاست­های خود بر روی بازار سرمایه و نوسانات آن توجه کنند و آن را مد نظر قرار دهند.
• از آنجایی که بخشی از نوسانات بازده سهام نشات گرفته از نااطمینانی­ها و به عنوان ریسک سیستماتیک درنظر گرفته و با تنوع‌بخشی پرتفوی سرمایه­گذار از بین نمی­رود، پیشنهاد می­گردد داشتن بیمه سرمایه­گذاری به منظور کاهش مخاطرات سرمایه­گذار و ایجاد فضای امنیت سرمایه‌گذاری لحاظ گردد.
• تغییرات شدید سیاست­های اقتصادی و نوسانات نرخ ارز که باعث افزایش شرایط نااطمینانی خواهد شد، باعث جابجایی سرمایه در بازارهای مختلف و ورود سفته بازان به این بازار­ها شده که می­تواند باعث افزایش بازده سهام بصورت اسمی، ایجاد حباب قیمتی و به تبع آن با افت شدید یکباره بازده سهام مواجه گردد که این امر باعث افزایش نااطمینانی در بازار سرمایه خواهد شد، لذا پیشنهاد می­گردد سیاست های مذکور طوری تبین گردند که ورود و خروج سرمایه به بازار براساس عرضه و تقاضا، فعالیت­های حقیقی اقتصادی شرکت­های پذیرفته شده و متناسب با رشد اقتصادی کشور لحاظ گردند.

 

[1] گروه اقتصاد، واحد اصفهان (خوراسگان)، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران [e-mail]

[2] گروه اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران (نویسنده مسئول) [e-mail]              

[3] گروه اقتصاد، واحد اصفهان (خوراسگان)، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران [e-mail]   

[4] - Boyd & Smith (1998)

[5] - Golob (1994)

[6] - Ex-ante

[7] - Ex-post

[8] - Mirman (1981)

[9] - Blackburn (1999)

[10] - Kydland & Prescott (1982)

[11] - Bernanke (1983)

[12]-  Pindyck (1982)

[13] - Hartman (1972)

[14] - Abel (1983)

[15] - Serven (1998)

[16] - Caballero (1991)

[17] - Pereira (2008)                                                     

[18] - Fatas (2002)

[19] - Kose, Prased, and Terrones (2004)

[20] - Fontas and Karanasos (2006)

[21] - Ajevskis (2007)                                                  

[22] - Bekoe and Adom (2013)

[23] - Neanidis and Savva (2013)

[24] - Juardo ,Ludvigson and Ng (2015)                      

[25] - Floetotto ،Jaimovich،Saporta،Eksten،Terry (2018)

[26] - Carriero, AnClark, and Marcellino (2018)

[27] - Bakas, Triantafyllou (2018)

[28] - Angelini, Bacchiocchi, Caggiano, and Fanelli (2019)

[29] - Hengge (2020)

[30] - Boyan, Jovanovic and SaiMa (2020)

[31] - Lyu, Yi, Wei, Yang (2021)

[32] - Tajaddini and Gholipour (2021)

[33] - Lyu, Yi, Wei ,Yang (2021)

[34] - Gulen & lon (2013)                                             

[35] - Pastor & Voronesi (2013)                                  

[36] - kang and Ratti (2013) 

[37] - Antonakakis (2013)      

[38] - Fazio (2015)                                              

[39] - Baker,Bloom and Davies (2016)                         

[40] - Bordo (2017)                                                      

[41] - Svensson (2017)                                                 

[42] - Ashraf and Shen (2019)

[43] - Iqbal, Gan and Nadeem )2019(

[44] - Chi and Li (2017)

[45] - Huynh,  Nasir, Nguyen (2020)

[46] - Tiwari, Nasir, Shahbaz (2020)

[47] - Nguyen (2021)

[48] - Ng, Saffar, Zhang (2020)

[49]- Bermpei,Kalyvas,Nguyen (2018)

[50]- Dagher, Ariccia, Laeven, Ratnovski, Tong (2020)

[51] - Le, Nasir and Huynh (2020)

[52] - Mirza, Ahsan (2020) 

[53] - Ahsan ,Mirza, Al-Gamrh, Feng (2021) 

[54] - Wen, Li, Sha, Shao (2020) 

[55] - Su , Zhou, Xue, Tian (2020(

[56] - Wu and Zhao (2021)

[57] - Wu,Yan ,Chen ,Jeon (2022)

[58] - Arbitrage pricing theory                                      

[59] - Bailey (2005)                                                        

[60] - Rozenberg (1999)                                                

[61] - Fama and French (1993)                                                

[62] - Carhart (1997)                                                      

[63] - Gregory et al (2013)       

[64] - Size

[65] - Value

[66] - Momentum

[67] - Gomes (2003)

[68] - Bloom (2009)                                                     

[69] - Ellsberg (1961)                                                   

[70] - Epstein and Wang (1994)                                   

[71] - Chen and Epstein (2002)                                    

[72] - Epstein and Schneider (2010)                             

[73] - Bianchi et al (2014)                                             

[74] - Gospadinov and jamali (2015)  

[75] - Baldassarre & Campo (2016)                                                                   

[76] - Raghavendra,Velmurugan (2016(

[77] - Campbell, Giglio, Polk, Turley (2018(

[78] - Schwarz, Dalmacio )2020)

[79] - Laker, Roulet (2019)

[80] - Ongsakul, ngkaruna, Jiraporn, Uyar (2021)

[81] - Guceri and Albinowskiv (2021)

[82]  -Fengrong, William, Linda (2022)

[83] - Panetta (2002)                

[84] - Cheung (2011)                 

[85] - Oberndorfer et al (2013)

[86] - De Souza Cunha & Samanez (2013)

[87] - Hsu, Lee, Lien, (2020)

[88] - Ma, Yang, Su (2021)

[89] - li ,Xia ,Chen,Ding,Wang (2021)

[90] - Huang, Wua, Guoc (2021)

[91] - Shams, Gunaskerage, Velayutham (2022)

[92] - Tabash, Farooq, Ashfaq , Tiwari )2022(

[93] - Ali, Hegazy (2022)

[94] - Office of Management and Budget the White House Washington (2022)

[95] - Diffusion Index Forecasting

[96] - Federal Open Market Committee (2009)                              

[97] - Stock & Watson  (2006)

[98] - Ludvigson & Ng  (2009)

[99] - Economic regulation

[100] - Financial Regulation

[101] - Trade policy

[102] - Ludvigson ,Jurado , Ng (2021)

[103] - New York Stock Exchange

[104] - Standard and Poor's 500 Common Stock Price Index

[105]- Novy & Marx (2012)

[106]- Aharoni، Grundy& Zeng (2013)

[107] - Excess Return of Stock over the Risk-free return rate

[108] - Return of the market

[109] - Risk-free return rate

[110] -Small Minus Big Stocks

[111] - High book-to-market Minus Low book-to-market stocks

[112] - Robust-Minus-Weak

[113] - Luktepohl and Krutzig (2004)

 

[114] - Lutkepohl (2005)

[115] - Hamilton (1994)

[116] - Baum (2013)

[117] - Bali, Brown and Tang (2014)

[118] - Gao, Zhu, Sullivan and Sherman (2019)

[119] - Sánchez-Gabarre (2020)

[120] - Liu,Ye amd Ma (2017)

[121] - Su,Fanga and Yin (2019)

[122] - Yu and Huang (2021)

[123] - Gupta, Marfatia and Olson (2019)

[124] - Mc,Millan (2013)

[125] - Gardtman and Svensson (2013)

[126] - Amézola and Dolz (2017)

[127] - Lim, Wang and Yao (2018)

مراجع

فهرست منابع

• برگ بید، احمد، علی جعفری و سیدحسن صالح نژاد، (1400)، "ارائه الگوی ترکیبی سه بعدی (مالی، اقتصادی، پایداری)"، فصلنامه پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، سال سیزدهم، شماره 51.
• دانش عسگری، ت، (1390)، "بررسـی تأثیر پیش­بینی سـود مدیریت بر ریسـک و ارزش شـرکت­های پذیرفته شـده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان­نامه کارشناسـی ارشد، دانشـگاه آزاد اسلامی واحد اراک.
• راعی، رضا و علی سعیدی، ( 1395)، "مبانی مهندسی مالی و مدیریت ریسک"، انتشارات سمت، چاپ دهم.
• شـباهنگ، ر، (1381)، "مرکز تحقیقات تخصصی حسـابداری و حسابرسی"، سـازمان حسابرسی، نشـریه 151، تئوری حسابداری جلـد اول، چاپ اول.
• صامتی، مجید، حسین شریفی رنانی و مریم امامی میبدی، (1400)، "بررسی تأثیر سیاست­های مالی در رفاه اجتماعی کشور، با­توجه به شوک­های مخارج دولتی، پولی و بهره­وری"، نشریه علمی (فصلنامه) پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، سال بیست و نهم، شماره 97.
• فیض اللهی، سلاله و مریم لشکری زاده، (1400)، "تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر نوسانات بازده سهام"، فصلنامه پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، سال سیزدهم، شماره 49.
• کیقبادی، امیر رضا و محمد احمدی، (1395)، "مقایسه کارایی روش­های GARCH و ARCH در پیش­بینی ارزش در معرض ریسک جهت انتخاب پرتفولیوی بهینه"، فصلنامه پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، سال هشتم، شماره 32.
• کیامهر، علی، محمدحسن جنانی و محمود همت­فر، (1399)، "تبیین نقش ناهنجاری­های بازار سهام در قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای"، فصلنامه اقتصاد مالی، سال چهاردهم، شماره 53.