بررسی تأثیر درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار در ایران

اقتصاد مالی

مقاله 1، دوره 7، شماره 23، خرداد 1392، صفحه 9-29   

نویسندگان

رویا آل عمران^{* 1}؛ سید علی آل عمران²

¹استادیار دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز، گروه اقتصاد، تبریز، ایران

²دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز .تبریز.اایران

چکیده

هدف پژوهش حاضر بررسی تأثیر درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار در ایران در فاصله­ی فصل سوم سال 1378 تا فصل دوم سال 1387 است. برای تحلیل موضوع از الگوی اقتصاد­سنجی خود­بازگشتی با وقفه­های توزیعی^[1] استفاده شده است. بر اساس نتایج به­دست آمده از این روش، اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و تمام ضرایب متغیر­ها به­جز ضریب نرخ سود بانکی از نظر آماری معنی­دار است. بر این اساس در بلند­مدت، افزایش یک درصد در شاخص قیمت تولید­کننده و پرداخت­های عمرانی دولت، به ترتیب باعث افزایش 28/4 و 99/1 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. هم­چنین افزایش یک درصد در نرخ بهره و درآمد مالیاتی دولت، به ترتیب باعث کاهش به 07/1 و 23/4 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. در ضمن ضریب جمله­ی تصحیح خطا، نشان می­دهد که در هر دوره (هر فصل) حدود 13/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.
Abstract
The Objective of this research, is to Study the effect of government tax revenue on stock market in Iran during 1999:03 to 2008:02 l. With using auto- regressive distributed lag model the result indicate that in the long run, one percent increase in the producer price index and government construction spending, increases 4.28 and 1.99 percent in the stock price index respectively. In addition, one percent increase in the interest rate and government tax revenue, decrease 1.07 and 4.23 percent in the stock price index respectively. Also, the results based on Error Correction Model (ECM) indicate per period (per season), about 0.13 short run imbalances to achieve long run balance is adjusted.



3.Auto-Regressive Distributed Lag

کلیدواژه‌ها

واژگان کلیدی: مالیات؛ درآمد مالیاتی؛ پرداخت‌های عمرانی دولت؛ بورس اوراق بهادار؛ خود‌بازگشتی با وقفه‌های توزیعی طبقه بندی JEL: H29؛ H27؛ H59؛ G19

اصل مقاله

بررسی تأثیر درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار در ایران

رویا آل­عمران^[1]

سیدعلی آل­عمران^[2]

تاریخ دریافت: 15/01/1392        تاریخ پذیرش: 16/03/1392

چکیده

هدف پژوهش حاضر بررسی تأثیر درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار در ایران در فاصله­ی فصل سوم سال 1378 تا فصل دوم سال 1387 است. برای تحلیل موضوع از الگوی اقتصاد­سنجی خود­بازگشتی با وقفه­های توزیعی^[3] استفاده شده است. بر اساس نتایج به­دست آمده از این روش، اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و تمام ضرایب متغیر­ها به­جز ضریب نرخ سود بانکی از نظر آماری معنی­دار است. بر این اساس در بلند­مدت، افزایش یک درصد در شاخص قیمت تولید­کننده و پرداخت­های عمرانی دولت، به ترتیب باعث افزایش 28/4 و 99/1 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. هم­چنین افزایش یک درصد در نرخ بهره و درآمد مالیاتی دولت، به ترتیب باعث کاهش به 07/1 و 23/4 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. در ضمن ضریب جمله­ی تصحیح خطا، نشان می­دهد که در هر دوره (هر فصل) حدود 13/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.

واژگان کلیدی: مالیات، درآمد مالیاتی، پرداخت­های عمرانی دولت، بورس اوراق بهادار، خود­بازگشتی با وقفه­های توزیعی

طبقه بندی JEL: H29, H27, H59, G19

 

1. مقدمه

شاید بتوان ادعا کرد که هم­زمان با تشکیل اولین جوامع بشری مالیات نیز پای به عرصه­ی ظهور گذاشته است. یک اقتصاد اجتماعی برای انجام وظایف خود، به ابزار­هایی متوسل  می­شود که از آن تحت عنوان"نهاد" یاد می­کنیم؛ یکی از این نهادها، دولت است. در تفکر لیبرالی، جامعه از نظر اصولی به عنوان کنش و واکنش بین افراد مستقل قابل درک است. در نظریه­ی سیاسی لیبرالی «دولت به عنوان قراردادی بین افراد تعریف می­شود که منافع آن­ها در برخی زمینه­ها با تصمیم­گیری و اجرای جمعی افزایش می­یابد. نهاد دولت برای اعمال حاکمیت جمعی نیازمند درآمد است؛ که عمده­ترین آن، درآمدهای مالیاتی می­باشد. از سوی دیگر با گسترده­شدن وظایف دولت نسبت به گذشته، مسائل و مشکلات دولت به­خصوص در زمینه­ی اقتصاد بیشتر می­شود؛ اهدافی از قبیل رشد اقتصادی، اشتغال، توزیع عادلانه­ی درآمد و ثروت، کاهش تورم و ثبات قیمت­ها و ایجاد امنیت اقتصادی، از مهم­ترین اهداف دولت­ها است. درآمدهای دولت اغلب به دو گروه درآمدهای مالیاتی و غیر مالیاتی تقسیم می­شود. نقش درآمدهای مالیاتی در بسیاری از کشورها در مقایسه با سایر منابع درآمدی بیشتر حائز اهمیت است و در مقایسه با سایر منابع از ایجاد آثار نامطلوب اقتصادی به میزان قابل توجهی می­کاهد و هم­چنین این منبع درآمدی به دلیل قابلیت کنترل، بر سایر منابع ناشی از اقتصاد داخلی ترجیح دارد (پورمقیم و همکاران، 1384).

بازار سرمایه در اقتصاد هر کشور از جایگاه ویژه­ای برخوردار بوده و از این رو است که رویکرد برنامه­های پنج­ساله در قبال توسعه و رونق این بازار و سهولت دسترسی به آن، بسیار با اهمیت می­باشد. تجهیز بازار سرمایه و تأمین مالی مورد نیاز اجرای پروژه­های جدید و توسعه­ی پروژهای موجود در بازار سرمایه از بخش­های مهم پیشبرد برنامه­های توسعه­ی اقتصادی است. این بازار در جهان سرمایه­داری به­عنوان یکی از پیشرفته­ترین ابزار تکاملی سرمایه به­شمار می­رود؛ زیرا جایگاه تبدیل دارایی­های واقعی به ثروت کاغذی است. در این بازار در قبال دارایی واقعی (پول، وجه نقد، آورده­ی غیرنقدی، اموال) که سهام­داران جهت خرید سهام ارائه می­دهند، ورقه­ای کاغذی به آنان داده می­شود که نمایان­گر ثروت آن­ها است. بازار بورس جایگاه سرمایه و ظرفیت­های سرمایه­گذاری و تولیدی کشور بوده و حجم عملیات، میزان عرضه­ی سهام و مجموع سود و بازده سهام می­توانند نمایان­گر وضعیت اقتصادی کشور باشد (شجری، 1388). بورس اوراق بهادار یکی از کانال­هایی است که وظیفه جمع آوری سرمایه­های کوچک در راستای به­کارگیری اهداف اقتصادی کلان را بر عهده دارد. به عبارت دیگر، نقش اصلی و عمده­ی بازار اوراق بهادار تجهیز پس­اندازهای جامعه به منظور تخصیص بهینه آن­ها است. هم­چنین، بورس اوراق بهادار با تبدیل منابع مالی کوتاه­مدت به مصارف بلندمدت مشوق پس­انداز کننده­های مختلف برای سرمایه­گذاری در امور تولیدی می­باشد. علاوه بر موارد ذکر شده، تخصیص بهینه­ی منابع کمیاب سرمایه از دیگر نقش­های اساسی بورس اوراق بهادار است (فلاحتی، 1385). علاوه­براین، آینده­ی ایران نیز وابسته به سرمایه­گذاری بوده و عدم سرمایه­گذاری مرزهای امنیت ملی را به مخاطره    می­اندازد. بخش مالی و سرمایه­گذاری، پشتیبان بخش­های واقعی اقتصاد هستند و بازار سرمایه و به­طور جزئی­تر بازار سهام محل تلاقی عرضه و تقاضای سرمایه است. ایران باید در مسیر رشد این بازار حرکت کند، به­نحوی­که بازار سرمایه بتواند نیازهای متقاضیان سرمایه و سرمایه­گذاری را با سررسیدها و مبالغ مختلف فراهم آورد و امکان ورود و خروج آزادانه­ی نقدینگی، مدیریت ریسک و ... را با هزینه­ی متعارف و در کمترین حد ممکن مهیا سازد. اگر به­دنبال رشد بازار سرمایه باشیم، رشد بورس یکی از مهم­ترین مسیرهای آن است (محرابیان، 1381).

در این راستا با توجه به اهمیت درآمدهای مالیاتی دولت در تأمین مالی بودجه­ی کشور و هم­چنین اهمیت بورس اوراق بهادار به عنوان مرجع رسمی و مطمئن برای به­کار انداختن پس­انداز­های راکد، پژوهش حاضر به دنبال پاسخ به این سؤال است که تأثیر درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار تهران چگونه است؛ که بدین منظور از متغیرهای نرخ سود بانکی، شاخص قیمت تولیدکننده، درآمد مالیاتی دولت و پرداخت­های عمرانی دولت به عنوان متغیرهای توضیحی و شاخص کل قیمت سهام به­عنوان متغیر وابسته استفاده شده است.

روش اقتصادسنجی استفاده شده در پژوهش، روش ARDL بوده و آمار و اطلاعات متغیر­های مورد نیاز در مدل به صورت سری زمانی فصلی (1378:3-1387:2) از بانک اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده است.

بر اساس سازماندهی مباحث پژوهش، در قسمت دوم ادبیات موضوع و پیشینه­ی پژوهش مرور شده و در قسمت سوم فرضیه­های پژوهش مطرح و در قسمت چهارم روند متغیرها مورد بررسی قرار گرفته است. در قسمت پنجم به معرفی مدل پژوهش و روش تخمین پرداخته و قسمت ششم به یافته­های تجربی و تفسیر نتایج اختصاص یافته است و      نتیجه­گیری مباحث نیز قسمت پایانی پژوهش را تشکیل می­دهد.

2. ادبیات موضوع و پیشینه­ی پژوهش

1-2. بورس اوراق بهادار

بورس اوراق بهادار به معنی یک بازار متشکل و رسمی سرمایه است که در آن خرید و فروش سهام شرکت­ها یا اوراق قرضه­ی دولتی یا مؤسسات معتبر خصوصی، تحت ضوابط و قوانین و مقررات خاصی انجام می­شود. مشخصه­ی بورس اوراق بهادار، حمایت قانون از صاحبان پس­انداز­ها و سرمایه­های راکد و الزامات قانونی برای متقاضیان سرمایه است. بورس اوراق بهادار، از سویی مرکز جمع آوری پس­انداز­ها و نقدینگی بخش خصوصی به منظور تأمین مالی پروژه­های سرمایه­گذاری بلند­مدت است و از سوی دیگر، مرجع رسمی و مطمئنی است که دارندگان پس­انداز­های راکد می­توانند محل نسبتاً مناسب و ایمن سرمایه­گذاری را جستجو و وجوه مازاد خود را برای سرمایه­گذاری در شرکت­ها به کار انداخته و یا با خرید اوراق قرضه­ی دولت­ها و شرکت­های معتبر از سود معین و تضمین­شده برخوردار شوند (آل­عمران، 1390).

2-2. انواع مالیات­ها

انواع مالیات­ها از نظر ترتیب پرداخت به دو دسته­ی زیر تقسیم می­شوند:

الف) مالیات­های مستقیم ب) مالیات­های غیر مستقیم.

مالیات­های مستقیم؛ مالیات­هایی هستند که پرداخت­کنندگان آن مشخص است، نام و مشخصات و منبع مالیاتی آن­ها و سایر اطلاعات مربوط به هریک در پرونده­های مالیاتی و فهرست مؤدیان درج گردیده است. این مالیات­ها به­طور مستقیم توسط مأموران مالیاتی مطالبه می­شوند و معمولاً به صورت فوری و در موعدهای کوتاه پرداخت می­شوند. مالیات­های غیر مستقیم؛ مالیات­هایی هستند که پرداخت­کنندگان آن برای سازمان امور مالیاتی ناشناخته می­باشد؛ به صورت غیر فوری پرداخت می­شوند و بین مرحله­های تشخیص و قطعی شدن از یک طرف و وصول و اجرا از طرف دیگر فاصله­ی زمانی وجود دارد. در حال حاضر، مالیات­های مستقیم در ایران بر اساس قانون مالیات­های مستقیم و بنابر آخرین اصلاحات 27/11/1380 به لحاظ منبع شامل مالیات بر دارایی و مالیات بر درآمد       می­باشند. مالیات بر دارایی (ثروت) شامل مالیات بر ارث، مالیات حق تمبر و مالیات نقل و انتقال حق واگذاری (سرقفلی) و مالیات بر درآمد شامل مالیات بر درآمد املاک (مستغلات)، مالیات بر درآمد کشاورزی، مالیات بر درآمد حقوق، مالیات بر درآمد مشاغل، مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی (شرکت­ها) و مالیات بر درآمد اتفاقی می­باشد. درآمدهای به­دست­آمده از فعالیت­های کشاورزی از پرداخت مالیات معاف هستند، هم­چنین مالیاتی به عنوان مالیات بر جمع درآمد ناشی از منابع مختلف وصول نمی­شود و مالیات بر شرکت­ها در میان انواع مالیات­های مستقیم، مهم­ترین رقم مالیاتی است. مالیات­های غیر مستقیم در ایران بر قانون واحدی مبتنی نیست، بلکه به موجب قوانین متعدد و تبصره­های قوانین بودجه­ی کل کشور برقرار می­گردند؛ قانون تجمیع عوارض یا قانون مالیات بر ارزش افزوده. مالیات­های غیر مستقیم بر قیمت کالاها و خدمات اضافه شده و به مصرف­کننده تحمیل می­گردند مثل مالیات بر واردات و مالیات بر مصرف و فروش. مالیات بر واردات مشتمل بر حقوق گمرکی، سود بازرگانی، حق ثبت سفارش کالا، درصدی از ارزش خودروهای وارداتی می­باشد. مالیات بر مصرف و فروش شامل مالیات بر فروش فراورده­های نفتی، تولید الکل طبی و صنعتی، فروش سیگار، نوشابه، خودرو، درصدی از ارزش خودروهای داخلی، مالیات بر نقل­و­انتقال خودرو، فروش خاویار، نوار ضبط صوت و تصویر، حق اشتراک تلفن­های خودکار و خدمات مخابراتی بین­المللی است. از سال 1382 مالیات بر مصرف جایگزین مالیات تجمیع عوارض شد (صفار یزدی، 1389).

گزیده­ای از پیشینه­ی تحقیقات انجام­یافته در خصوص موضوع پژوهش عبارت است از:

چو و وانگ^[4] (2012) در پژوهشی با عنوان " مالیات بر نقل و انتقال و کیفیت شاخص­های بازار آتی سهام تایوان " با استفاده از سه معادله­ی ساختاری به این نتیجه رسیده­اند که مالیات نقل و انتقال تأثیر منفی بر حجم معاملات (تجارت) و حاشیه­ی خرید و فروش دارد؛ طوری­که با کاهش مالیات نقل و انتقال حجم تجارت افزایش می­یابد.

لندوای^[5] و همکاران (2012) در مطالعه­ای با عنوان " اثرات اقتصاد کلان مالیات بر انتقال سهام در یک مدل تعادل عمومی " نشان داده­اند که با افزایش مالیات بر انتقال سهام (ETT) تقاضا برای سهام کاهش­یافته و این بر روی تصمیمات سرمایه­گذاری بنگاه­ها تاثیرگذار خواهد­بود. آن­ها هم­چنین نتیجه­گرفته­اند که مالیات انتقال، نوسانات بازارهای مالی را کاهش می­دهد ولی تأثیر آن روی نوسانات واقعی محدود می­باشد.

هیر و سوسموت^[6] (2010) در پژوهشی با عنوان " اثرات تورم بر توزیع ثروت: آیا ارتباطی بین بازار سهام و درآمدهای مالیاتی وجود دارد؟ " با استفاده از یک مدل تعادل عمومی OLG برای اقتصاد آمریکا به این نتیجه دست­یافته­اند که تورم بالا باعث افزایش نرخ بهره­های اسمی شده و بار مالیاتی بیشتری خواهد­داشت؛ به­این­صورت­که افزایش نرخ تورم باعث کاهش نرخ مشارکت بازار سهام می­شود طوری­که پس­اندازها کاهش می­یابد و توزیع ثروت نابرابرتر می­شود.

خاتری و رائو^[7] (2003) در مطالعه­ای رابطه بین درآمد مالیاتی و آزاد­سازی تجاری را برای چهار گروه از کشور­های با درآمد سرانه­ی کم، درآمد سرانه­ی متوسط به پایین، درآمد سرانه­ی متوسط به بالا و درآمد بالا در فاصله­ی سال­های 1970 تا 1980 مورد مطالعه قرار داده­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در کشور­های در حال توسعه (کشور­های با درآمد سرانه­ی کم و کشور­های با درآمد سرانه­ی متوسط به پایین) هنگام آزاد­سازی تجاری، درآمد مالیات بر تجارت کاهش یافته است.

در ارتباط با موضوع پژوهش حاضر؛ در حیطه­ی جستجوی محقق، در داخل کشور تحقیقاتی انجام نگرفته ولی می­توان به چند مورد از موضوعاتی که ارتباط نزدیکی با عنوان پژوهش دارند اشاره نمود:

بیگدلی (1383) در پژوهشی با عنوان " مالیات بر نقل و انتقال سهام در بازار اوراق بهادار تهران " به بررسی آثار مالیات بر نقل و انتقال سهام در بازار­های مالی با بهره­گیری از تجربه­ی عملی برخی از کشور­ها در این زمینه و آثار آن در ایران پرداخته است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در اکثر موارد، مالیات بر معاملات و موارد مشابه آن مانند نظارت­های سرمایه­ای می­تواند تاثیری منفی بر روی افشای قیمت، نوسان و قابلیت نقدشوندگی داشته و باعث کاهش کارآیی بازار شود.

مجتهد و احمدیان (1386) در مطالعه­ای با عنوان " اثر درآمدهای مالیاتی دولت بر رفاه اجتماعی ایران " به آزمون فرضیه­ی «مالیات بر مصرف بهترین نظام مالیاتی بر ایران است» پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که نظام مالیات بر مصرف ثبات بیشتری در متغیرهای هدف شاخص قیمت­ها، شاخص دستمزدها، رفاه خانوار و واردات، ایجاد می­نماید.

امین­رشتی و رضایی (1388) در پژوهشی با عنوان " پیش­بینی درآمدهای مالیاتی مستقیم (برای دوره برنامه 5 ساله پنجم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی جمهوری اسلامی ایران) " به این نتیجه دست یافته­اند که اولاً روند درآمدهای مالیاتی مستقیم در طول برنامه­ی پنجم توسعه افزایش یافته است و ثانیاً روند کلی منبع مالیاتی شرکت­ها تا سال 1384 از مسیر بلندمدت خود منحرف نشده و مالیات­های وصولی کمتر از مقدار پیش­بینی­شده بوده است؛ اما از سال 1384 به­بعد، به علت اضافه­شدن عملکرد نفت، مقادیر واقعی از مقادیر پیش­بینی­شده بیشتر شده است. در مورد منبع مالیاتی مالیات بر درآمد، مقادیر واقعی کمتر از مقدار پیش­بینی­شده است. از طرفی، در منبع مالیاتی مالیات بر ثروت، مالیات­های وصولی بیشتر از مقدار پیش­بینی­شده بوده است.

زائر و شفیعی (1388) در مطالعه­ای با عنوان­" بررسی تأثیر بحران مالی جهانی بر درآمدهای مالیاتی کشور " به بررسی آثار بحران مالی جهانی بر برخی متغیرهای کلان اقتصاد ایران پرداخته­اند. در پژوهش مذکور، روند تغییرات تولید ناخالص داخلی، درآمدهای نفتی، مخارج دولت، تجارت خارجی و بازار سرمایه با استفاده از روش خودتوضیح برداری و تکنیک تجزیه­ی واریانس، مورد تحلیل قرار گرفته و در نهایت، آثار بحران بر درآمدهای مالیاتی کشور به تفکیک نوع مالیات وصول شده ارائه گردیده است. بررسی نتایج نشان   می­دهد که با توجه به روند نزولی شاخص­های مذکور طی سال­های 1387، آثار بحران در سال 1388 با شدت بیشتری در اقتصاد ایران نمایان خواهد­گردید.

 

3. فرضیه­های پژوهش

فرضیه­های پژوهش حاضر عبارت است از:

1. نرخ بهره (نرخ سود بانکی (پنج ساله)) بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

2. شاخص قیمت تولیدکننده بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

3. درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

4. پرداخت­های عمرانی دولت بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

4. بررسی روند متغیرها

1-4. روند متغیر شاخص کل قیمت سهام (TPX)

شاخص کل قیمت سهام از ابتدای دوره­ی مورد بررسی تا سال 1382 روند ملایم افزایشی را داشته ولی از سال 1382 به­بعد تا اوایل سال 1384 به­شدت به سیر صعودی خود ادامه داده و از سال 1384 به­بعد به­صورت ملایم کاهش­یافته و دوباره در سال 1385 اندکی افزایش و سپس با نوسانات ملایم به سیر صعودی خود ادامه داده­است.

 

 

 

2-4. روند متغیر نرخ سود بانکی (INR)

نرخ سود بانکی از سال 1378 تا فصل سوم سال 1379 نرخ ثابتی (5/18%) داشته؛ از فصل سوم سال 1379 تا سال 1380 به 17% کاهش­یافته و در فاصله­ی سال­های 1380 تا فصل سوم سال 1384 در همین نرخ ثابت­بوده و مجدداً از فصل سوم سال 1384 به بعد تا نرخ 16% کاهش­یافته و به روند ثابت خود ادامه داده­است.

 

 

3-4. روند متغیر شاخص قیمت تولیدکننده (PPX)

با توجه به نمودار، متغیر شاخص قیمت تولیدکننده در طول دوره­ی مورد بررسی از یک سیر صعودی برخوردار است.

 

4

4-4. روند متغیر درآمد مالیاتی دولت (GTR)

درآمد مالیاتی دولت از سال 1378 تا سال 1382، تقریباً روند ثابتی داشته ولی از سال 1382 به­بعد با حالت نوسانی به مسیر افزایشی خود ادامه­داده؛ طوری­که بیشترین درآمدهای مالیاتی دولت مربوط به فصل سوم سال 1384 و فصل اول سال 1386 و فصل دوم سال 1387 بوده است.

 

5

5-4. روند متغیر پرداخت­های عمرانی دولت (GSE)

پرداخت­های عمرانی دولت تا سال 1381 تقریباً از یک روند ثابتی برخوردار بوده ولی از سال 1381 به­بعد به­شدت افزایش­یافته؛ طوری­که در فصل چهارم سال 1381 بیشترین مقدار را داشته و سپس شروع به کاهش کرده و مجدداً از سال 1382 روند افزایشی آن شروع­شده و تا فصل سوم سال 1384 هم­چنان با نوسانات افزایشی و کاهشی همراه بوده و نهایتاً در فصل چهارم سال 1384 بیشترین مقدار خود را در طول دوره­ی مورد بررسی تجربه­کرده و سپس با یک کاهش در نیمه­ی اول سال 1385 به روند نوسانی افزایشی و کاهشی خود تا پایان دوره ادامه داده و در پایان دوره­ی مورد بررسی تقریباً به همان افزایش بی­نظیر سال 1384 نزدیک شده است.

 

 

 

5. مدل پژوهش و روش تخمین

مدل مورد بررسی در این پژوهش بر اساس مطالعه لینق^[8] (2006) بوده و مطابق رابطه­ی 1 می­باشد.

رابطه­ی (1)              LTPX = β1 + β2 LINR + β3 LPPX + β4 LGTR + β5 LGSE + U

که در آن:

:TPX شاخص کل قیمت سهام،:INR نرخ بهره (نرخ سود بانکی (پنج­ساله)، PPX: شاخص قیمت تولید­کننده (سال پایه:1376)،:GTR درآمد مالیاتی دولت،:GSE پرداخت­های عمرانی دولت،U: جملات پسماند مدل، L: علامت لگاریتم می‌باشد

آمار و اطلاعات متغیر­های مورد نیاز در مدل به صورت سری زمانی فصلی (1378:3- 1387:2) از بانک اطلاعات سری­های زمانی بانک مرکزی استخراج شده است.

به منظور تخمین مدل و هم­چنین بررسی روابط بلندمدت و کوتاه­مدت بین متغیر وابسته و متغیر­های توضیحی الگو از روش خود­توضیح با وقفه­های گسترده^[9] با کمک­گیری از نرم­افزار مایکروفیت^[10] استفاده شده است.

در این روش برای تخمین رابطه­ی بلندمدت، می­توان از روش دو مرحله­ای استفاده­کرد: در مرحله­ی نخست وجود ارتباط بلند­مدت بین متغیر­های تحت بررسی، آزمون می­شود. برای این منظور مدل پویای خود توضیح با وقفه­های گسترده تخمین زده می­شود. در این مدل اگر مجموع ضرایب برآورد­شده مربوط به وقفه­های متغیر وابسته کوچک­تر از یک باشد، الگوی پویا به سمت تعادل بلند­مدت گرایش می­یابد. از­ این­­رو برای آزمون همگرایی لازم است آزمون فرض­های آماری مطابق روابط 2. و 3. انجام گیرد. هم­چنین کمیت آماره­ی مورد نیاز برای انجام آزمون همگرایی مطابق فرمول 4. محاسبه می­شود.

 

 

H₀ =                    رابطه­ی (2) H₁ =                                       رابطه­ی (3)  رابطه­ی (4)

با مقایسه­ی کمیت آماره­ی t محاسباتی و کمیت بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر^[11] (1992) در سطح اطمینان مورد نظر، می­توان به وجود یا عدم وجود رابطه­ی بلندمدت بین متغیر­های الگو پی­برد. در این مطالعه برای آزمون رابطه بلند­مدت از آزمون آماره­ی t ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر استفاده شده است.

در مرحله­ی دوم، تخمین و تحلیل ضرایب بلند­مدت و استنتاج در مورد ارزش آن­ها صورت می­گیرد. تعداد وقفه­های بهینه برای هریک از متغیر­های توضیح­دهنده را می­توان به کمک یکی از ضوابط آکاییک^[12]، شوارتز- بیزین^[13]، حنان کوئین^[14] و یا ضریب تعیین تعدیل شده^[15]تعیین­کرد (نوفرستی، 1378).

6. یافته­های تجربی و تفسیر نتایج

1-6. بررسی پایایی متغیر­ها

جدول 1 آزمون پایایی متغیر­ها را بر اساس آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته_[16] نشان می­دهد. در آزمون پایایی مربوط به سطح متغیر­های به­کار­رفته در مدل، آماره­ی دیکی- فولر تعمیم یافته از مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد کوچک­تر بوده بنابر­این فرضیه­ی H₀ مبنی بر وجود ریشه­ی واحد مورد تأیید قرار گرفته و تمامی متغیر­های مدل ناپایا در سطح می‌باشد. در آزمون پایایی مربوط به تفاضل مرتبه­ی اول متغیر­های به­کار­رفته در مدل، آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­ یافته از مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد بزرگ­تر بوده بنابر­این فرضیه­ی H₀ مبنی بر وجود ریشه­ی واحد رد شده و متغیر­های مدل پایا در تفاضل مرتبه­ی اول (I₁) می‌باشد.

جدول 1- بررسی پایایی متغیر­ها با استفاده از آزمون ریشه­ی واحد دیکی- فولر تعمیم­یافته

 

تفاضل مرتبه­ی اول		سطح		نام متغیر
10/4-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	81/1-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	LTPX
54/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	95/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
01/6-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	38/2-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	LINR
95/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	54/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
42/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	63/1	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	LPPX
95/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	95/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
04/7-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	33/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	LGTR
55/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	55/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
03/9-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	37/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته		LGSE
95/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	57/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

 

یافته های پژوهشگر

 

 

 

2-6. تخمین الگوی کوتاه­مدت پویا و بررسی وجود رابطه­ی بلندمدت

نخستین گام در روش خود­توضیح با وقفه­های گسترده، تخمین الگوی کوتاه­مدت و بررسی وجود رابطه­ی بلندمدت است. نتایج تخمین الگوی کوتاه­مدت در جدول 2 آورده شده است. مقدار حداکثر وقفه در این الگو، مقدار 3 انتخاب شده است و انتخاب مدل بهینه بر اساس معیار شوارتز بیزین صورت گرفته است. ملاحظه می­شود در کوتاه­مدت، شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی گذشته اثری مثبت و معنی­دار بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری داشته و نرخ سود بانکی اثری سیکلی بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری دارد. به­طوری­که این اثر در دوره­ی جاری بی­معنی بوده ولی در دوره­ی گذشته و قبل از آن معنی­دار بوده است. شاخص قیمت تولید­کننده در دوره­ی جاری اثر مثبت و معنی­دار بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری گذاشته و در دوره­ی گذشته اثری منفی و معنی دار بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری گذاشته است. این متغیر در وقفه­های دو و سه نیز به ترتیب اثری منفی و مثبت بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری داشته است که اثر آن در وقفه­ی دو، بی­معنی بوده ولی در وقفه­ی سه،       تا حدودی معنی­دار بوده است. درآمد مالیاتی دولت در دوره­ی جاری و گذشته اثری منفی بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری داشته است. به­طوری­که اثر آن در   دوره­ی جاری بی­معنی بوده ولی در دوره­ی گذشته معنی­دار بوده است. پرداخت­های عمرانی دولت نیز همواره اثری مثبت در دوره­ی جاری و گذشته و وقفه­های دو و سه بر روی شاخص کل قیمت سهام در دوره­ی جاری گذاشته که اثر آن در دوره­ی گذشته و وقفه­ی سه معنی­دار بوده است. در ضمن بر اساس آزمون­های تشخیص که در جدول 3. ارائه شده، در رابطه­ی کوتاه­مدت، خودهمبستگی­های سریالی و ناهمسانی واریانس وجود ندارد و فرم تبعی مناسب بوده و توزیع نرمال است. همچنین بر اساس نمودار­های 1 و 2 ملاحظه     می­شود که منحنی­های مربوط به آزمون­های CUSUM و CUSUMQ داخل فواصل اطمینان 95 درصد قرار داشته و بنابراین وجود ثبات ساختاری بر اساس آزمون‌های مذکور قابل قبول می­باشد.

 

جدول 2- نتایج حاصل از برآورد مدل پویای کوتاه مدت (1،2،3،1،3) ARDL

 

prob	آماره t	انحراف معیار	ضریب	نام متغیر
000/0	87112/26	032053/0	86130/0	LTPX(-1)
369/0	92/0-	660/0	608/0-	LINR
030/0	36/2	773/0	827/1	LINR(-1)
035/0	28/2-	600/0	368/1-	LINR(-2)
005/0	21/3	942/0	032/3	LPPX
025/0	43/2-	666/1	066/4-	LPPX(-1)
995/0	006/0-	739/1	011/0-	LPPX(-2)
132/0	57/1	040/1	640/1	LPPX(-3)
381/0	89/0-	105/0	094/0-	LGTR
000/0	76/4-	103/0	492/0-	LGTR(-1)
314/0	03/1	034/0	0359/0	LGSE
003/0	46/3	036/0	125/0	LGSE(-1)
707/0	38/0	025/0	009/0	LGSE(-2)
001/0	15/4	025/0	104/0	LGSE(-3)
397/0	86/0	802/1	565/1	C

 

متغیر وابسته: LTPX

جدول­3- نتایج آزمون­های تشخیص

 

سطح احتمال	LM(CHSQ)	فرضیه­ی صفر
06/0	10/8	عدم وجود خودهمبستگی سریالی
23/0	44/1	وجود فرم تبعی مناسب
60/0	01/1	وجود توزیع نرمال
97/0	001/0	همسانی واریانس

یافته های پژوهشگر

 

نمودار1- منحنی حاصل­جمع­انباشته­ی پسماند­ها

 

نمودار 2- منحنی حاصل­جمع­انباشته­ی مربعات پسماند­ها

 

 

 

 

 

 

برای بررسی وجود رابطه­ی بلند­مدت در این مطالعه، از روش آزمون دولادو و مستر (1992) استفاده می­شود. در این آزمون شرط آن که رابطه­ی پویای کوتاه ­مدت به سمت تعادل بلند­مدت گرایش یابد، آن است که مجموع ضرایب متغیر وابسته­ی با وقفه، کمتر از یک باشد. به عبارت دیگر فرضیه­ی صفر بیانگر عدم وجود رابطه­ی بلند­مدت است. برای انجام این آزمون باید بر اساس آماره­ی t معرفی­شده توسط دولادو و مستر در رابطه­ی 4 عدد یک از مجموع ضرایب با وقفه متغیر کسر و بر مجموع انحراف معیارهای ضرایب مذکور تقسیم شود. با استفاده از این رابطه، آماره t محاسبه شده معادل 32/4- بوده که قدر­مطلق آن از قدرمطلق کمیت بحرانی ارائه شده توسط دولادو و مستر در سطح اطمینان 95 درصد بزرگ­تر است. بنابراین فرضیه­ی H0 مبنی بر عدم وجود رابطه­ی بلند­مدت رد شده و وجود رابطه­ی بلند­مدت بین متغیر­های مدل مورد تأیید قرار می­گیرد.

3-6. تخمین الگوی بلندمدت

پس از تأیید وجود رابطه­ی بلند­مدت توسط آزمون دولادو و مستر، می­توان رابطه­ی بلندمدت بین متغیر­های مدل را استخراج کرد. جدول 5. رابطه­ی بلند­مدت بین متغیر­های مدل را نشان می­دهد. ملاحظه می­شود که اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و تمام ضرایب متغیر­ها به­جز ضریب نرخ­ سود­ بانکی از نظر آماری معنی­دار می‌باشد. به­طوری­که در بلند­مدت، افزایش یک درصد در شاخص قیمت تولید­کننده و پرداخت­های عمرانی دولت، به ترتیب باعث افزایش 28/4 و 99/1 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. همچنین افزایش یک درصد در نرخ بهره و درآمد مالیاتی دولت، به ترتیب باعث کاهش به ترتیب 07/1 و 23/4 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. لازم به ذکر است نظر بر اینکه مدل به صورت لگاریتمی تخمین زده شده است، ضرایب بیانگر کشش نیز می­باشد.

جدول5- نتایج حاصل از برآورد رابطه بلند مدت مدل (1،2،3،1،3) ARDL

 

prob	آماره t	انحراف معیار	ضریب	نام متغیر
781/0	28/0-	810/3	07/1-	LINR
021/0	52/2	697/1	28/4	LPPX
001/0	10/4-	032/1	23/4-	LGTR
002/0	54/3	562/0	99/1	LGSE
445/0	781/0	438/14	28/11	C

 

یافته های پژوهشگر

4-6. تخمین الگوی تصحیح خطا

وجود همگرایی بین متغیر­های اقتصادی، مبنای استفاده از مدل­های تصحیح خطا را فراهم می­کند. الگوی تصحیح خطا در واقع نوسان­های کوتاه­مدت متغیر­ها را به مقادیر بلند­مدت آن­ها ارتباط می­دهد. نتایج مربوط به متغیر ECM(-1) در برآورد الگوی تصحیح خطا در جدول 6. نشان داده شده است. ملاحظه می­شود ضریب جمله­ی تصحیح خطا ECM(-1) که نشان­دهنده­ی سرعت تعدیل مدل به سمت تعادل است، معنی­دار و بین اعداد صفر و منفی یک بوده و برابر رقم 13/0- به­دست آمده است. این عدد بیانگر این مطلب است که در هر دوره (هر فصل) حدود 13/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.

جدول 6- نتایج مربوط به متغیر ECM(-1) در برآورد الگوی تصحیح خطا

 

prob	آماره t	انحراف معیار	ضریب	نام متغیر
003/0	29/3-	042/0	1387/0-	ECM(-1)

 

یافته های پژوهشگر

7. نتایج پژوهش

نتایج پژوهش حاضر عبارت است از:

1. نرخ بهره (نرخ سود بانکی (پنج ساله)) بر بورس اوراق بهادار تأثیر ندارد.

2. شاخص قیمت تولیدکننده بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

3. درآمد مالیاتی دولت بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

4. پرداخت­های عمرانی دولت بر بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.

بر اساس نتایج به­دست آمده، اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و تمام ضرایب متغیر­ها به­جز ضریب نرخ سود بانکی از نظر آماری معنی­دار  می­باشد. بر این اساس نتایج نشان می­دهد که در بلند­مدت، به ترتیب افزایش یک درصد در شاخص قیمت تولید­کننده و پرداخت­های عمرانی دولت، باعث افزایش 28/4 و 99/1 درصد در شاخص کل قیمت سهام شده است. چون با افزایش پرداخت­های عمرانی دولت که بخشی از هزینه­های دولتی است؛ منحنی IS به سمت راست منتقل شده و نرخ بهره افزایش می­یابد که به­دنبال آن با افزایش پس­انداز؛ تقاضا برای دارایی­های مالی از جمله سهام افزایش می­یابد و این باعث افزایش قیمت سهام و عایدی بالقوه­ی سرمایه می­شود که نتیجه­ی آن افزایش بازدهی سهام و افزایش شاخص کل قیمت سهام خواهد­شد. هم­چنین افزایش شاخص قیمت کالاهای تولیدکننده به معنای گران شدن کالاهای تولیدی تولیدکننده است که آن­هم به­نوبه­ی خود باعث افزایش سود تولیدکننده و افزایش سود اختصاصی به هر سهم خواهد­شد؛ در نتیجه بازدهی سهام و شاخص کل قیمت سهام افزایش خواهند یافت. افزایش یک درصد در نرخ بهره باعث کاهش 07/1 درصد در شاخص کل قیمت سهام شده که به لحاظ آماری معنی­دار نیست. افزایش یک درصد در درآمد مالیاتی دولت نیز، باعث کاهش 23/4 درصد در شاخص کل قیمت سهام می­شود. به­عبارتی با افزایش  مالیات­ها از طرفی درآمد قابل تصرف افراد کاهش­یافته و با کاهش مصرف، تقاضای کل کاهش می­یابد؛ بنابراین میزان تولید هم کاهش خواهد­یافت و این کاهش تولید برای شرکت­های فعال در بورس اوراق بهادار تهران نیز صادق خواهد­بود. از طرفی، با افزایش مالیات­ها، منحنی IS به سمت چپ منتقل می­شود و نرخ بهره کاهش می­یابد که نتیجه­ی آن کاهش پس­انداز و درنتیجه؛ کاهش تقاضا برای دارایی­های مالی نظیر سهام خواهد­بود که با کاهش تقاضا برای سهام، قیمت سهام کاهش و عایدی بالقوه­ی آن؛ یا به­عبارتی بازدهی سهام کاهش می­یابد. هم­چنین نتایج بر اساس ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره (هر فصل) حدود 13/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود. یعنی تقریباً بعد از 8 فصل یا به­عبارتی 2 سال، عدم تعادل کوتاه­مدت به سمت بلندمدت تعدیل می­شود.

 

 

---

[1]. استادیار دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز، گروه اقتصاد، تبریز، ایران (نویسنده مسئول) Email: [e-mail]

[2].دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز .تبریز.ایرانEmail:[e-mail]

3.Auto-Regressive Distributed Lag

1. Chou & Wang

1. Lendvai

2. Heer & Sussmuth

3. Khattry & Rao

1. Ling

2. Auto-Regressive Distributed Lag

3. Microfit

1. Banerjee, Dolado& Master

2. Akaike Information Criterion

3. Schwarz Bayesian Criterion

4. Hannan-Quinn Criterion

5. Adjasted-coefficient of determination

6. Augmented Dickey-Fuller Test

مراجع

منابع

1- آل­عمران، سید­علی (1390) " بررسی تأثیر بی­ثباتی سیاست پولی بر روی بازدهی کل بورس در ایران "، پایان­نامه­ی کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تبریز.

2- امین­رشتی، نارسیس؛ رضایی، محمدقاسم (1388) " پیش­بینی درآمدهای مالیاتی مستقیم (برای دوره برنامه 5 ساله پنجم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی جمهوری اسلامی ایران "، فصلنامه­ی تخصصی مالیات، شماره­ی ششم، صص 67-92.

3- بیگدلی ایمان­اله (1383). آثار مالیات بر نقل و انتقال سهام در بازار اوراق بهادار تهران. پژوهشنامه­ی اقتصادی، شماره­ی دوم، صص 127-173.

4- پورمقیم، جواد؛ نعمت­پور، معصومه؛ موسوی، میرحسین (1384) " بررسی عوامل موثر بر سطح وصول درآمدهای مالیاتی در سیستم مالیاتی ایران "، پژوهشنامه­ی اقتصادی، شماره­ی دوم، صص 161-187.

5- زائر، آیت؛ شفیعی، سعیده (1388) " بررسی تأثیر بحران مالی جهانی بر درآمدهای مالیاتی کشور "، فصلنامه­ی تخصصی مالیات، شماره­ی چهارم، صص 133-170.

6- شجری، پرستو (1388) " برنامه پنجم توسعه: بازار سرمایه، بخش نفت، مالیات‌ها، کشاورزی و مسکن "، تازه­های اقتصاد، شماره­ی صدوبیست­وششم، صص 15-25.

7- صفار یزدی، حسن (1389) " بررسی تحلیل ارتباط میان تغییرات اقلام صورت‌های مالی و تغییرات مالیات در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران "، پژوهشنامه­ی مالیات، شماره­ی نهم، صص 165-198.

8- فلاحتی، منیژه (1385) " آسیب شناسی بازار بورس ایران "، بررسی­های بازرگانی، شماره­ی بیستم، صص 24-29.

9- مجتهد، احمد؛ احمدیان، اعظم (1386) " اثر درآمد­های مالیاتی دولت بر رفاه اجتماعی ایران "، ویژه­نامه­ی اقتصادی، شماره­ی اول، صص 45-71.

10- محرابیان، آزاده (1383) " حساسیت بازار سهام نسبت به نوسانات مالی و پولی "، پژوهشنامه­ی اقتصادی، شماره­ی اول، صص 169-186.

11- نوفرستی، محمد (1378) «ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی». چاپ دوم، تهران: موسسه خدمات فرهنگی رسا.

12- Chou, Robin K & George H. K. Wang (2012) " Transaction Tax and Market Quality of The Taiwan Stock Index Futures ", The Journal of Futures Markets, Vol. 26, No. 12, PP: 1195-1216.

13- Heer, Burkhard & Sussmuth, Bernd (2010) " Effects of Inflation on Wealth Distribution: Do Stock Market Participation Fees and Capital Income Taxation Matter? ", Journal of Economic Dynamics & Control, Vol. 31, Issue 1, PP: 277-303.

14- Khattry, B & J. M. Rao (2003) " Fiscal Faux Pas?: An Analysis of the Revenue Implication of Trade Liberalization ", World Development, 70(8): 1431-1444.

15- Lendvai, Julia & Raciborski, Rafal & Vogel, Lukas (2012) " Macroeconomic Effects of an Equity Transaction Tax in a General-Equilibrium Model ", Journal of Economic Dynamics & Control, available at: www.elsevier.com.