برآورد شدت تأثیرگذاری سیاست‌های پولی بر شاخص قیمت سهام در ایران (مطالعه موردی صنایع پتروشیمی فعال در بورس اوراق بهادار تهران)

اقتصاد مالی

مقاله 7، دوره 11، شماره 40، آذر 1396، صفحه 139-158   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

احمد علی شکوه¹؛ مرجان دامن کشیده^{* 2}؛ منیژه هادی نژاد²

¹کارشناس ارشد اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

²استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

چکیده

امروزه نقش سیاست­های پولی بر نوسانات بازارهای مالی و عملکرد کلان اقتصادی موضوعی محرز است. سیاست‌های پولی از طریق تغییرات درحجم نقدینگی، نرخ ارز و نرخ بهره موجب ایجاد نوسان در بازارهای مالی می‌شوند. در این تحقیق، برای برآورد  آثار سیاست پولی بر بازار بورس از مدل خودرگرسیون با وقفه‌های توضیحی (ARDL) در دوره 1390 تا 1396 بصورت ماهانه استفاده شده است. ضریب مربوط به لگاریتم نرخ ارز در بلندمدت 06/2 و نشان دهنده اثرگذاری شدید نرخ ارز بر شاخص سهام پتروشیمی می باشد. ضریب لگاریتم نقدینگی( 3/1- ) نشان دهنده کشش  منفی شاخص سهام پتروشیمی به نقدینگی در بلندمدت است. و نشان می­دهد افزایش نقدینگی به سمت بازار محصولات پتروشیمی در بورس سوق نمی­یابد. کشش شاخص سهام نسبت به نرخ بهره 17/0-  و کشش نرخ ارز 24/0 نشان می‌دهد که شاخص قیمت سهام پتروشیمی نسبت به نرخ ارز کم کشش است. در مورد نقدینگی نیز شاخص کم کشش و رابطه معکوس و ضعیفی را داراست
There are mutual interactions between financial markets and macroeconomic variables performances. Monetary policies influence financial markets and macroeconomics conditions Via Changes in liquidity volume, exchange rate fluctuations and interest rate terms, which are substantial in Iran’s economy and considered as vital economic decisions making by central bank authorities. To examine the influence of monetary policy on stock market, we estimated a model, based on an Autoregressive Distributed Lag Model (ARDL) during 2011-2017. We found that dramatic impact of exchange rate on petrochemicals’ stocks index in Iran stock market. Coefficient of liquidity logarithm (-1.3) demonstrated elasticity of petrochemicals’ stock index to liquidity in the long-term. The Liquidity variable had negative impact in long-term and indicating that increase in liquidity did not lead to petrochemical products in stock market. Furthermore, elasticity of stock index to interest rate obtained to -0.17 and exchange rate elasticity to 0.24; accordingly, the index had low elasticity to exchange rate firstly and almost 10% increase in exchange rate within short-term was accompanied by 2.4% increase in index secondly. In case of liquidity, index was inelastic having a weak and reverse relationship with liquidity. 
 

کلیدواژه‌ها

سیاست‌های پولی؛ بورس اوراق بهادار.سیاست‌های پولی؛ شاخص قیمت سهام؛ بورس اوراق بهادار. طبقه بندی JEL : E44؛ E51؛ G12

اصل مقاله

 

برآورد شدت تأثیرگذاری سیاست‌های پولی بر شاخص قیمت سهام در ایران

(مطالعه موردی صنایع پتروشیمی فعال در بورس اوراق بهادار تهران)

 

 

احمد علی شکوه

تاریخ دریافت: 23/04/1396           تاریخ پذیرش: 28/06/1396

[1]

مرجان دامن کشیده[2]

منیژه هادی نژاد[3]

 

چکیده

امروزه نقش سیاست­های پولی بر نوسانات بازارهای مالی و عملکرد کلان اقتصادی موضوعی محرز است. سیاست‌های پولی از طریق تغییرات درحجم نقدینگی، نرخ ارز و نرخ بهره موجب ایجاد نوسان در بازارهای مالی می‌شوند. در این تحقیق، برای برآورد  آثار سیاست پولی بر بازار بورس از مدل خودرگرسیون با وقفه‌های توضیحی (ARDL) در دوره 1390 تا 1396 بصورت ماهانه استفاده شده است. ضریب مربوط به لگاریتم نرخ ارز در بلندمدت 06/2 و نشان دهنده اثرگذاری شدید نرخ ارز بر شاخص سهام پتروشیمی می باشد. ضریب لگاریتم نقدینگی( 3/1- ) نشان دهنده کشش  منفی شاخص سهام پتروشیمی به نقدینگی در بلندمدت است. و نشان می­دهد افزایش نقدینگی به سمت بازار محصولات پتروشیمی در بورس سوق نمی­یابد. کشش شاخص سهام نسبت به نرخ بهره 17/0-  و کشش نرخ ارز 24/0 نشان می‌دهد که شاخص قیمت سهام پتروشیمی نسبت به نرخ ارز کم کشش است. در مورد نقدینگی نیز شاخص کم کشش و رابطه معکوس و ضعیفی را داراست.

واژه‌های کلیدی: سیاست‌های پولی، شاخص قیمت سهام، بورس اوراق بهادار.

طبقه بندی JEL: E44, E51, G12

1- مقدمه

با تحقیق بر ساختار اقتصاد کلان کشورها می‌توان اهمیت بازارهای مالی را دریافت. بازارهای مالی بخش بسیار مهمی از اقتصاد کلان کشورها را به خود اختصاص می‌دهند بطوریکه کوچکترین اتفاقی در عرصه اقتصادی و سیاسی کشورها سریعاً اثر خود را بر بازارهای مالی می‌گذارد. اندازه بازارهای مالی در دنیا روز به روز در حال افزایش است بطوریکه حجم بازار بورس در امریکا به عنوان مثال از تولید ناخالص داخلی بسیاری از کشورهای در حال توسعه بیشتر می‌باشد. روند رو به فزونی عمق مالی در اقتصاد سبب شده تا تحقیقات زیادی در این حوزه توسط متخصصین حوزه های اقتصاد، مدیریت، کامپیوتر، ریاضی، مهندسی و ... صورت پذیرد (نونژاد و همکاران،1391). تجربه بازارهای مالی در دنیا مملو از افزایش و کاهش‌های شدیدی است که در پی تحولات اقتصادی و سیاسی به وقوع پیوسته است. نوسانات در بازار بورس به معنی نوسانات در سرمایه‌گذاری در صنایع خواهد بود. هر چه عمق مالی در کشوری بیشتر باشد، سرمایه‌گذاری و تحولات مالی اثر بیشتری بر شاخص‌های کلان کشورها خواهد داشت (سلمانی بی شک و همکاران،1394).

از سوی دیگر، پیش بینی روند قیمت سهام در آینده از دغدغه‌های اصلی فعالان صنعت و فعالان بازارهای مالی است. قیمت سهام به عوامل متعددی بستگی دارد و عوامل بنیادی و تکنیکی فراوانی سبب می‌شود تا نوسانات قیمت سهام در بازارهای مالی شکل گیرد. یکی از عوامل مهم موثر سیاست‌های مالی و پولی دولت‌ها می‌باشد. با توجه به ارتباط نزدیک بین بازارپول و بازارمالی، تأثیرپذیری بازارهای مالی از سیاست‌های پولی بیش از سیاست‌های مالی می‌باشد و یا به عبارتی تصمیمات سیاست پولی عاملی موثرتر و مهم‌تر برای فعالان بازارهای مالی می‌باشد. با علم به میزان و جهت تأثیرگذاری سیاست‌های پولی بر بازارهای مالی، می‌توان در پاسخ به این سیاست‌ها، تصمیمات درست و اقتصادی را در بازارهای مالی و همچنین در صنعت اتخاذ نمود (لی و همکاران،2015). تحلیل ساختاری وضعیت بازدهی و ریسک در صنایع پذیرفته شده در بورس با توجه به سیاست‌های کلان اقتصادی کشور، مسئله‌ای ساختاری در بحث‌های عملیاتی علم اقتصاد می‌باشد. در اقتصاد ایران نوسانات بالای نرخ ارز و خصوصاً نرخ ارز حقیقی که بواسطه نوسانات بالای تورم در کشور بوقوع پیوسته است، همچنین نرخ رشد نقدینگی نیز نوسانات بالایی را تجربه کرده است بطوریکه در برخی دوره ها رشدی بالای 30 درصد و در دوره هایی نیز رشدی کمتر از 10 درصد را تجربه کرده است. هر دو عامل فوق در تحرکات بازار سرمایه بسیار موثر بوده است بطوریکه ورود و خروج سرمایه را به بازارهای مالی تحت تأثیر قرار می دهد و در نتیجه رونق و رکود بازارهای مالی و در حد خفیف آن نوسانات بازارهای مالی رخ خواهد داد (هسینگ،2013). از سوی دیگر سیاست‌های پولی از بازار نفت و قیمت نفت نیز متأثر می باشد بطوریکه افزایش ارزش فروش نفت سبب رشد نقدینگی در کشور خواهد شد. لذا صنایع پتروشیمی از یک سو از افزایش قیمت نفت سود خواهند برد زیرا قیمت محصولات پتروشیمی نیز افزایش خواهد یافت ولی از سوی دیگر با نوسانات سرمایه در بازار بورس مواجه خواهند شد. این دو عامل صنایع پتروشیمی را با سود و زیان‌های سیستماتیک و غیر قابل کنترلی مواجه می‌سازد که بررسی جهت تغییرات و نیز اندازه تغییرات سهام شرکت های پتروشیمی پس از اعمال سیاست پولی بسیار مهم برای مدیران این صنایع می‌باشد. لذا با توجه به اهمیت مسائل فوق شامل اقتصاد کلان، سیاست های پولی و نیز شاخص گروه کالاهای نفتی و پتروشیمی، محقق برآن شده تا در این پژوهش تحقیقی را در این موضوع ارائه دهد. بنابراین هدف این پژوهش بصورت کلی بهبود فرایند تصمیم‌گیری در مورد صنایع پتروشیمی پذیرفته شده در بازار بورس تهران با توجه به سیاست‌های پولی است. به عبارتی سنجش بی ثباتی های مالی که بر تصمیمات اثرگذار است.

 

2- ادبیات نظری و پیشینه تحقیق

در اتخاذ تصمیمات سرمایه گذاری در بازار سهام اولین و مهم ترین عاملی که فرا روی سرمایه گذاران قرار می گیرد، شاخص قیمت سهام می باشد، از این رو آگاهی از عوامل موثر بر قیمت سهام حائز اهمیت می باشد. عوامل موثر بر قیمت سهام به صورت زیر طبقه بندی می گردد:

عواملداخلی: آن دسته از عوامل موثر بر قیمت سهام که در ارتباط با عملیات شرکت و تصمیمات متخذه در شرکت می باشد؛ مانند عایدی هر سهم¹ (EPS)، سود تقسیمی هر سهم، نسبت قیمت به درآمد (E/P)، افزایش سرمایه، تجزیه سهام و عوامل درون شرکتی دیگر.

عوامل بیرونی: عواملی که در خارج از اختیارات مدیریت شرکت بوده و به نحوی فعالیت شرکت را تحت تاثیر قرار می دهد. این عوامل آن دسته از وقایع، حوادث و تصمیماتی است که در خارج از شرکت رخ می دهد و بر قیمت سهام موثر است. این عوامل به دو دسته تقسیم می شوند:

الف) عوامل سیاسی:

عواملی نظیر جنگ، صلح، قطع رابطه سیاسی و اقتصادی با دیگر کشور ها، تغییر ارکان سیاسی، روی کار آمدن احزاب سیاسی رقیب و ... که همه این مسائل روی قیمت سهام تاثیر بسزایی دارد.

ب) عوامل اقتصادی:

رکود و رونق اقتصادی، بازار سهام را به شدت متاثر می سازد. به طوری که در وضعیت رونق اقتصادی، سرمایه گذاری در بازار سهام افزایش می یابد و در نتیجه شاخص قیمت سهام بورس به شدت افزایش خواهد یافت. در وضعیت رکود نیز بازار سهام دچار رکود خواهد شد، زیرا در این شرایط سرمایه گذاری در دارایی مالی با درآمد ثابت به سرمایه گذاری در سهام عادی ترجیح داده می شود.

از سوی دیگر می توان تاثیرگذاری سیاست های پولی بر بازار سهام را با توجه به تئوری سرمایه گذاری توبین توضیح داد، به این صورت که نرخ های بهره بالاتر منجر به کاهش ارزش سهام می­شود. رویکرد کینزی نسبت به نظریه (q) توبین نشان می دهد که، اتخاذ سیاست های انقباضی پولی باعث کاهش قیمت دارایی ها از جمله قیمت سهام شده که به تبع آن (q) نیز کاهش می یابد. به این صورت که افزایش نرخ بهره باعث انتقال وجوه از بازار سهام به بازار اوراق قرضه شده (با فرض این که تنها این دو دارایی در بازار وجود دارد) منجر به کاهش قیمت سهام می شود (سلمانی بی شک و همکاران، 1394).

 

الگوی خود‌توضیحی با وقفه‌های توزیع شده (ARDL)

در این مطالعه به منظور برآورد تابع هدف، از الگوی پویای خود‌توضیحی با وقفه‌های توزیع شده (ARDL) استفاده شده است. الگوی فوق از این مزیت برخوردار است که لازم نیست کلیه متغیر‌ها از یک درجۀ تجمعی یکسان برخوردار باشند. همچنین، افزون بر برآورد ضرایب مربوط به الگوی بلند‌مدت، الگوی تصحیح خطا را نیز به‌منظور بررسی چگونگی تعدیل بی‌تعادلی کوتاه‌مدت به تعادل بلند‌مدت ارائه می‌دهد.

پسران و شین (1997) ثابت کردند که اگر بردار هم‌جمعی حاصل از به‌کارگیری روش حداقل مربعات در یک الگوی خود توضیح با وقفه‌های گسترده که وقفه‌های آن به‌خوبی تصریح شده به‌دست آید، افزون بر اینکه از توزیع نرمال برخوردار خواهد بود، در نمونه‌های کوچک از اریب کمتر و کارایی بیشتری برخوردار است.

فرم کلی الگوی ARDL را می‌توان به‌صورت زیر نشان داد:

(1)                                

(2)                                        

(3)                                      

که در این رابطه :

 L: عملگر تأخیر زمانی مرتبه اول به‌طوری که  LX_t=X_t-1

y_t : متغیر وابسته موجود در مدل

X_it : بردار متغیر‌های توضیحی به‌کار گرفته شده در مدل

K : تعداد متغیر‌های توضیحی به‌کار گرفته شده در مدل

 n₁,n₂,…,n_t: تعداد وقفۀ بهینۀ مربوط به هر یک از متغیر‌های توضیحی

S : تعداد وقفۀ بهینۀ مربوط به متغیر وابسته مدل

W_t : بردار متغیر‌های قطعی همچون عرض‌ازمبدأ، متغیر‌های فصلی، روند زمانی یا متغیر‌های برونزا با وقفه‌های معین معادلۀ یاد شده با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی برای تمامی ارزش‌های  s = 0,1,2 ,…,d و 0,1,2,…,d n_t = و  i = 0,1,2,…,k  یعنی به تعداد (d+1)^k+1 مدل مختلف ARDL تخمین زده می‌شود. تعداد حداکثر وقفه‌ها یعنی d در ابتدا از سوی پژوهشگر تعیین می‌گردد و تمام مدل‌ها در دورۀ      (t = d+1,…,n) تخمین زده می‌شوند. در مرحلۀ بعد با استفاده از یکی از معیار‌های آکائیک (AIC) شوارز- بیزین(SBC) ، حنان-کوئین(HQC) یا ضریب تعدیل شده وقفه‌های بهینه تعیین می‌شود.  در این بررسی از معیار شوارز- بیزین(SBC) به منظور تعیین بهینۀ وقفه‌های مدل استفاده شده است. این معیار در تعداد وقفه‌ها صرفه‌جویی می‌نماید و در نتیجه، تخمین از درجۀ آزادی بیشتری برخوردار خواهد بود.    

جهت تخمین رابطه بلند‌مدت ابتدا می‌بایست وجود رابطه بلند‌مدت بین متغیر‌های تحت بررسی آزمون شود. در این رابطه اگر مجموع ضرایب برآورد شده مربوط به وقفه‌های متغیر وابسته کوچکتر از یک باشد، الگوی پویا به سمت تعادل بلند‌مدت گرایش می‌یابد لذا برای آزمون همگرایی لازم است آزمون فرضیۀ زیر انجام گیرد:

(4)

                 

کمیت آماره t مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:(5)

                        

 

با محاسبه آماره t محاسباتی و کمیت بحرانی ارائه شده از سوی بنرجی، دولادو و مستر در سطح اطمینان مورد نظر، می‌توان به وجود یا نبود رابطه تعادلی بلند‌مدت بین متغیر‌های الگو پی برد. اگر وجود رابطه پایدار بلند‌مدت بین متغیر‌های مدل اثبات شود، در مرحله دوم تخمین و تحلیل ضرایب بلند‌مدت و استنتاج در مورد ارزش آن‌ها صورت می‌گیرد.

الگوی تصحیح خطای متناسب با الگوی ARDL به‌صورت زیر است:

(6)

 

 

که در آن  y_t∆ ،  x_it∆ و  W_t∆  به‌ترتیب نشان‌دهندۀ مقادیر با وقفۀ متغیر‌های وابسته، توضیحی و بردار متغیر‌های قطعی و ضرایب  θ^*_ijو Q^*  نشان‌دهندۀ ضرایب مربوط به الگوی تصحیح خطا است.الگوی تصحیح خطای مزبور به‌منظور بررسی ارتباط نوسانات کوتاه‌مدت متغیرها به تعادل بلند‌مدت آن‌ها مورد استفاده قرار می‌گیرد. جملۀ تصحیح خطا،  ECT_t-1  همان جملۀ خطای حاصل از برآورد رابطۀ بلند‌مدت به روش ARDL است که با یک وقفۀ زمانی در الگو در نظر گرفته می‌شود و ضرایب الگو منعکس کنندۀ رابطۀ کوتاه‌مدت بین متغیر وابسته و متغیر‌های مستقل می‌باشد. رابطۀ یاد شده مانند رابطۀ بلند‌مدت به‌روش حداقل مربعات معمولی(OLS)تخمین زده می‌شود. ضریب متغیر ECT_t-1  نشان‌دهندۀ سرعت تعدیل به سمت تعادل بلند‌مدت است. انتظار می‌رود علامت این متغیر منفی و مقدار آن از منفی یک تا صفر تغییر نماید.

 

نظریهاساسیفیشر

 دومین تئوری استفاده شده برای بدست آوردن چارچوب نظری رابطه شاخص قیمت سهام با متغیرهای کلان پولی، نظریه اساسی فیشر است. معادله اساسی نیز بیان می کند که نرخ بهره حقیقی از تفاضل نرخ بهره اسمی و نرخ تورم حاصل می شود. به طوری که:

(7)                                                                     

که در آن: ، نرخ بهره حقیقی؛  نرخ بهره اسمی و  نرخ تورم است.

فیشر چنین رابطه ای را برای بازدهی سهام نیز بیان می کند، به طوری که:

(8)                                                               

که در آن ، بازدهی حقیقی سهام و  بازدهی اسمی سهام است. بازدهی اسمی نیز برابر است با نرخ تغییر سهام، به طوری که:

(9)                                                                        

قیمت سهام.

 

با توجه به این معادله، فیشر مدل اقتصادسنجی زیر را معرفی و عنوان می کند که نرخ تورم بر بازدهی سهام تاثیرگذار است.

(10)                                                              

 

در سال 1981 فاما² عنوان می کند که در معادله فیشر برخی متغیرهای کلان پولی از جمله نقدینگی و نرخ بهره نادیده گرفته شده است. فاما با در نظر گرفتن ارتباط بازار پول و بازار بورس، برای اثبات ادعای خویش از تعادل بازار پول استفاده می کند. تعادل بازار پول چنین است:

(11)                                                                         

که در آن:  ، نقدینگی در اقتصاد (اسکناس و مسکوک در دست اشخاص و سپرده های دیداری و مدت دار)،  ،سطح عمومی قیمت ها،  ، درآمد ملی،  ، نرخ بهره است.

بنابراین، فاما تقاضای پول زیر را معرفی می کند:

(12)

        

 

 

که با دیفرانسل گیری از این رابطه خواهیم داشت:

(13)                                          

 

با توجه به اینکه:

 

(14)                                             

 

با جایگزینی این عبارت در معادله (12) خواهیم داشت:

(15)                             

 

این رابطه را به صورت زیر بازنویسی می کنیم:

(16)                                

 

به طوری که:

 

 

با استفاده از رابطه موجود بین بازدهی اسمی و بازدهی حقیقی سهام:

 

 

معادله فوق را به صورت زیر می نویسیم:

(17)                  

 

این معادله برای قیمت سهام به صورت زیر بیان می شود:

(18)                          

 

نئورل و وبر³(2016) در مطالعه‌ای با عنوان "سیاست پولی و بازار سهام، شواهدی از سری زمانی" این مسئله را در امریکا و برای کمیته بازار باز فدرال ریزرو مورد بررسی قرار دادند. محققین در این مطالعه نشان داده‌اند که سیاست پولی بر ارزش دارایی‌های شرکت‌ها موثر است. منظور از سیاست پولی در ایجا بحثی فراتر از جلسات کمیته بازار و فدرال رزرو است. همچنین اخبار کلان به اندازه نه درصد در بازدهی موثر است ولی در پیش‌بین قیمت سهام عاملی مهم نمی‌باشد.

ترشانتی و سیلوا⁴ (2015) در مطالعه‌ای با عنوان " اثر سیاست پولی بر بازار سهام در سریلانکا"، لگاریتم شاخص سهام را تابعی از لگاریتم عرضه پول، نرخ ارز و نرخ بهره قرار دادند. محققیقن در این مطالعه از روش‌های آماری جهت تعیین نتایج استفاده نمودند. بازه مورد بررسی از 2005 تا 2015 و با استفاده از داده های ماهانه بوده است. و نهایتاً تأثیر سیاست پولی عرضه پول بر شاخص سهام را تأیید نمودند.

ریفات⁵ (2015) در مطالعه ای با عنوان " اثر سیاست پولی بر قیمت سهام ؛ شواهدی از بنگلادش"، تاثیر سیاست پولی در بنگلادش بر قیمت سهام را مورد بررسی قرار داده است. مولفین در این مقاله از جهت اندازه گیری و حساست سنجی تأثیرات سیاست های پولی در کوتاه مدت و بلندمدت از الگوی خودتوضیحی برداری (ARDL) و نیز مدل تصحیح خطا (ECM) استفاده نمودند.نتایج این بررسی تأثیر سیاست‌های پولی مشاهده نشده است که یکی از دلایل آن اندازه کوچک کشور بنگلادش ذکر شده است. ضمن آنکه هر چه عمق مالی و بازارهای مالی در کشوری بیشتر باشد، اثرات سیاست‌های پولی بیشتر مشاهده خواهد شد.

اسکریمگر⁶ (2014) تأثیر سیاست های پولی بر قیمت کالاهای بورسی را بررسی نمود. نتایج بررسی نشان داد که در امریکا 1/0 درصد افزایش در نرخ بهره سبب می‌شود تا قیمت کالاهای بورسی 0/6 درصد کاهش یابد. همچنین قیمت فلزات پس از شوک تمایل به تغییرات بیشتری نسبت به کالاهای کشاورزی پولی دارد.

 سلمانی بی شک و همکاران (1394)، به بررسی تاثیر شوک های سیاست پولی و مالی بر بازار سهام ایران با استفاده از الگوی خود توضیحی برداری ساختاری (SVAR) و داده های فصلی 1370-1389 پرداختند. نتایج حاصل از تخمین مدل بیانگر این است که در کوتاه مدت شوک مخارج دولت تاثیر مثبت بر رشد شاخص سهام دارد و در بلند مدت این اثر در دوره ای مثبت و در دوره ای دیگر منفی می باشد. اثر شوک عرضه پول بر رشد شاخص قیمت سهام در کوتاه مدت و بلند مدت مثبت است. البته در کوتاه مدت این تاثیرگذاری بیشتر از بلندمدت است. در کوتاه مدت شوک شاخص قیمت مصرف کننده باعث افزایش رشد شاخص قیمت سهام می شود ولی در بلندمدت اثر این ارتباط معکوس می باشد. در کوتاه مدت شوک درآمد نفتی اثر مثبت و در بلندمدت اثر منفی بر شاخص قیمت سهام دارد.

مرادی و نجفی زاده (1392)، در مقاله ای با عنوان"اثر سیاست پولی بر بازده شاخص سهام"به بررسی وجود رابطه بین سیاست های پولی و قیمت سهام پرداخته اند. بر اساس نتایج حاصل از برآورد معادلات رابطه مثبتی بین نرخ رشد نقدینگی و تورم با بازده شاخص های بازار سهام در ایران وجود دارد. در ضمن به دلیل اینکه رابطه بین تورم و بازده شاخص سهام مثبت می باشد بازار سهام می تواند در ایران به عنوان سپر تورمی مناسبی ایفای نقش نماید. به دلیل ثابت بودن نرخ بهره اسمی و منفی بودن نرخ بهره واقعی در ایران عموم مردم تمایل بیشتری به خرید کالاهای بادوام مصرفی دارند و توجه چندانی به بازار سهام از خود نشان نمی دهند.

 

3- فرضیه های پژوهش

فرضیات تحقیق از سه قسمت تشکیل شده است که عبارتند از:

1)   افزایش حجم پول به عنوان سیاست پولی انبساطی اثر مثبتی بر شاخص قیمت سهام گروه پتروشیمی دارد.

2)   افزایش نرخ بهره پول به عنوان سیاست پولی انقباضی اثر منفی بر شاخص قیمت سهام گروه پتروشیمی دارد.

3)   افزایش نرخ ارز پول اثر مثبت بر شاخص قیمت سهام گروه پتروشیمی دارد.

 

4- تصریح مدل و متغیرهای پژوهش

مدل تحقیق حاضر براساس سنجش اثرات سیاست‌های پولی بر شاخص سهام صنایع پتروشیمی می‌باشد (تیشانزی و سیلوا،2015؛ ابراهیمی و شکری، 1390). فرم تابعی مورد استفاده بصورت ذیل است:

 

 

که در آن متغیرهای بکار رفته به صورت زیر می باشد:

SMI : شاخص قیمت سهام صنایع پتروشیمی

Liguidity: حجم نقدینگی

Interest-rate: نرخ بهره

Exchange rate: نرخ ارز

 

5- روش شناسی پژوهش

در این تحقیق ابتدا داده های مربوطه از منابع معتبر استخراج و تفکیک خواهد شد. بخشی از داده ها از سازمان بورس و بخش دیگری نیز از طریق داده‌های بانک مرکزی و مرکز ملی آمار قابل استخراج است. سپس در نرم افزار Excell داده ها تحلیل و روندها بررسی خواهد شد و سپس از  از نرم افزار Eviews و یا STATA برای برآورد مدل خودرگرسیون  با وقفه های توضیحی (ARDL) استفاده خواهد شد. مدل نیز با توجه به الگویی که پیشتر بیان گردید تصریح خواهد شد. بر مبنای اهداف تعریف شده در این پژوهش، جامعه آماری به کار گرفته شده، شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند که از سال 1390 در بورس اوراق بهادار تهران فعال بوده و سهام آن­ها در طول دوره مورد بررسی مورد خرید و فروش قرار گرفته است. داده ها بصورت ماهانه بررسی شده است لذا یک سری اعداد 63 تایی تولید گردیده است. همچنین برای گردآوری داده­ها از روش اسنادکاوی استفاده شده­است و داده­ها و اطلاعات مورد نیاز از منابع مختلف نظیر نشریات و سالنامه­های آماری منتشر شده توسط بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و همچنین اطلاعات منتشره در وب سایت بورس اوراق بهادار تهران گردآوری شده­است. جهت تجزیه و تحلیل اطلاعات از نرم افزار داده گستر Excell و نیز STATA و یا  Eviews استفاده شده است. در ابتدا مانایی داده مورد بررسی قرار خواهد گرفت و پس از آن مدل ARDL و مدل­های کوتاه مدت و بلندمدت برآورد می گردد.

 

6- جامعه آماری و ویژگی های آن

بر مبنای اهداف تعریف شده در این پژوهش، جامعه آماری به کار گرفته شده، شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند که از سال 1390 در بورس اوراق بهادار تهران فعال بوده و سهام آن­ها در طول دوره مورد بررسی مورد خرید و فروش قرار گرفته است. بنابراین داده های مورد نیاز این تحقیق، مربوط به سال های  1390 تا 1396 است و عبارتند از: روند نقدینگی، روند نرخ ارز، روند نرخ بهره و روند شاخص سهام. در زیر این متغیرها به صورت نمودار آورده شده اند:

 

نمودار 1- روند نقدینگی ماهانه در طی سالهای 1390 تا 1396

 

 

نمودار 2- روند نرخ ارز ماهانه در طی سالهای 1390 تا 1396

 

 

نمودار 3: روند نرخ بهره ماهانه در طی سالهای 1390 تا 1396

 

نمودار 4: روند شاخص سهام پتروشیمی بصورت ماهانه در طی سالهای 1390 تا 1396

 

7- بررسی تجربی و یافته های پژوهش

وضعیت مانایی متغیرها

جهت برآورد رابطۀ بلند‌مدت و به روش ARDL ، ابتدا لازم است تا متغیرها از نظر پایایی و وجود رابطۀ همجمعی بین متغیرهای مستقل و وابسته مورد بررسی قرار گیرند.نتایج آزمون پایایی متغیرهای الگو به روش دیکی فولر تعمیم یافته در جدول 1 و به روش فیلیپس- پرون در جدول 2 نشان داده شده است. آزمون دیکی فولر تعمیم یافته و فیلیپس- پرون نتایج مشابهی را داشته‌اند. یافته‌های جداول 1 و 2 نشان می‌دهد که از بین متغیرهای موجود در مدل، تمامی متغیرها، در سطح احتمال 99 درصد همجمع از درجه یک می‌باشد.

جدول1- نتایج آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (ADF) درسطح و تفاضل مرتبه اول متغیر‌ها

درجه همجمعی	نتیجه	مقدار بحرانی		ADF	نام متغیر
		99 درصد	95 درصد
-	ناپایا	5/2-	9/2-	7/1-	LNPET
I(1)	پایا	5/2-	9/2-	1/5-	LNPET∂
-	ناپایا	58/2-	91/2-	61/1-	LNr
I(1)	پایا	5/2-	91/2-	52/7-	LNr∂
-	ناپایا	5/2-	9/2-	6/1-	LNex
I(1)	پایا	51/2-	8/2-	8/8-	LNex∂
-	ناپایا	51/2-	85/2-	02/0	LNLigquid
I(1)	پایا	51/2-	9/2-	3/8-	LNLigquid∂

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

جدول2- نتایج آزمون فیلیپس- پرون ( PP ) درسطح و تفاضل مرتبه اول متغیر‌ها      

درجه همجمعی	نتیجه	مقدار بحرانی		ADF	نام متغیر
		99 درصد	95 درصد
-	ناپایا	5/2-	9/2-	4/1-	LNPET
I(1)	پایا	58/2-	9/2-	16/5-	LNPET∂
-	ناپایا	58/2-	91/2-	65/1-	LNr
I(1)	پایا	5/2-	91/2-	5/7-	LNr∂
-	ناپایا	5/2-	9/2-	6/1-	LNex
I(1)	پایا	51/2-	8/2-	82/8-	LNex∂
-	ناپایا	51/2-	85/2-	03/0	LNLigquid
I(1)	پایا	51/2-	9/2-	35/8-	LNLigquid∂

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

 مدل پویا

پس از بررسی درجه همجمعی متغیرها، به‌منظور برآورد رابطه بلند‌مدت ابتدا می‌بایست مدل پویا برآورد گردد که نتایج این برآورد در جدول 3 نشان داده شده است.

 

 

جدول3- نتایج حاصل از برآورد مدل پویای  ARDL(1,0,0,0)

نام متغبر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t
C	3/0	42/0	(93/0)08/0-
LNPET(-1)	88/0	04/0	*** (00/0) 4/20
LNr	16/0-	1/0	* (1/0)65/1-
LNEX	25/0	08/0	*** (003/0)13/3
LNLigquid	15/0-	43/0	*** (001/0)65/3-

* معنی‌داری در 90 درصد     ***معنی‌داری در 99 درصد    R-Squared = 0.97  F = 491 (.000)

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

همان‌طورکه در جدول مشاهده می‌شود لگاریتم شاخص سهام پتروشیمی با یک وقفه در نظر گرفته شده‌اند. جهت تعیین تعداد وقفه بهینه از معیار شوارز- بیزین استفاده شده است. برای اطمینان از صحت مدل تخمینی از آزمون‌های تشخیص استفاده شده که نتایج آن در جدول 4 نمایش داده شده است.

 

جدول4- آزمون‌های تشخیص برای مدل برآوردی

آماره LM	آزمون
(11/0) 54/1	Serial Correlation
(19/0) 65/1	Functional Form
(72/0) 12/0	Heteroscedasticity

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

آماره LM جهت تشخیص وجود و یا عدم وجود خودهمبستگی برابر 5/1 بوده و حداقل سطح معنی‌داری این آماره 1/0 بدست آمده است. با در نظر گرفتن سطح خطای 5 درصد و مقایسه آن با حداقل سطح معنی‌داری، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی پذیرفته می‌شود. آماره LM جهت تشخیص شکل تبعی صحیح برابر 65/1 و حداقل سطح معنی‌داری این آماره 19/0 بوده که در سطح خطای 5 درصد، فرضیه صفر مبنی بر شکل تبعی صحیح پذیرفته می‌شود و فرضیه مقابل یعنی شکل تبعی ناصحیح پذیرفته نمی‌شود. آماره LM برای تشخیص توزیع نرمال جملات پسماند برابر 95/0 و حداقل سطح معنی‌داری این آماره 62/0 بدست آمده است که با مقایسه با حداقل سطح معنی‌داری، فرضیه صفر مبنی بر توزیع نرمال جملات پسماند پذیرفته می‌شود. برای تشخیص واریانس همسانی آماره LM ، 12/0 بدست آمده و حداقل سطح معنی‌داری نیز 72/0 بوده که در نتیجه فرضیه صفر مبنی بر واریانس همسانی را می‌توان پذیرفت.

 

نتیجه آزمون همجمعی

برای بررسی وجود رابطه بلند‌مدت لازم است که وجود همجمعی بین متغیر‌های الگو مورد آزمون قرار گیرد ( علوی راد و حق نویس،1390). در این قسمت دو روش جهت تشخیص رابطه همجمعی مورد آزمون قرار گرفته است.  در اولین روش مقدارآماره t با توجه به رابطه 5 محاسبه و نتایج آن در جدول5 نشان داده شده است. لازمۀ تعدیل الگوی پویای برآورد شده به سمت تعادل بلندمدت آن است که مجموع ضرایب مربوط به متغیر وابسته با وقفه کوچکتر از یک باشد. قدر مطلق آمارۀ t محاسبه شده از قدر مطلق آمارۀ دولادو و مستر در سطح معنی‌داری 5 درصد بیشتر بوده لذا می‌توان فرضیه صفر را مبنی بر عدم وجود رابطۀ تعادلی بلندمدت را رد نمود. حال با توجه به تأیید وجود رابطۀ تعادلی بلند‌مدت در سطح اطمینان 95 درصد بین متغیرهای مدل می‌توان با حصول اطمینان از نبود رگرسیون کاذب بین متغیرهای الگو به تجزیه و تحلیل نتایج پرداخت. نتایج آن در جدول5 نشان داده شده است. انگل و گرنجر (1978)، روشی دو مرحله‌ای را برای مدل‌سازی فرایند‌های هم‌انباشته ارائه نمودند. در مرحله اول این روش، با استفاده از آزمون‌های ریشه واحد ( مانند دیکی فولر و دیکی فولر تعمیم یافته) از ریشه واحد داشتن متغیرهای مورد بررسی، اطمینان حاصل کرده و سپس با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی (OLS)، معادله مورد نظر تخمین زده می‌شود. در مرحله دوم، با استفاده از آزمون‌های ریشه واحد، باید آزمون نمود که آیا پسماندهای حاصل از این مدل رگرسیون پایاست یا خیر؟ فرضیه صفر و مقابل را می‌توان بصورت زیر بیان نمود :

H₀ : جمله پسماند ناماناست

H₁ : جمله پسماند ماناست

پس از انجام آزمون ریشه واحد روی جمله پسماند، نتایج زیر قابل استخراج است:

1)   اگر فرضیه صفر مبنی بر ناپایایی جملات پسماند پذیرفته شود، وجود رابطه بلند‌مدت بین متغیرهای موجود در مدل تأیید نمی‌شود.

2)   اگر پسماند حاصل از معادله رگرسیون، پایا باشد آنگاه نتیجه‌گیری خواهیم کرد که متغیرهای مورد بررسی هم‌انباشته‌اند و رابطه بلندمدت بین آن‌ها وجود دارد.

پس از تخمین مدل به روش OLS، آزمون ریشه واحد روی جمله پسماند با انتخاب 3 وقفه صورت پذیرفت. نتایج جدول 5 نشان می‌دهد که اگر معیار آکائیک (AIC) را مبنای تعیین وقفه بهینه قرار دهیم، وقفه بهینه صفر خواهد بود. آماره محاسباتی در وقفه یک برابر 3/6-  بوده و چون از مقدار بحرانی آماره دیکی فولر در سطح 95 درصد یعنی 6/4- به لحاظ قدر مطلق بیشتر است در نتیجه فرضیه صفر مبنی بر ناپایایی جمله پسماند رد و فرضیه مقابل مبنی بر مانایی جمله پسماند پذیرفته می‌شود اگر معیار شوارز- بیزین (SBC) و حنان-کوئین (HQC) را مبنای تعیین وقفه بهینه قرار دهیم بازهم وقفه بهینه صفر خواهد بود.در نتیجه با استفاده از هر سه معیار فرضیه صفر مبنی بر ناپایایی جمله پسماند در سطح احتمال 95 درصد رد و فرضیه مقابل مبنی بر مانایی جمله پسماند پذیرفته می‌شود.

 

جدول 5- نتایج حاصل از آزمون دومرحله‌ای انگل-گرنجر

HQC	SBC	AIC	LL	آماره آزمون
3/57	68/56	7/79	7/58	32/6-	DF
03/56	7/54	8/56	8/58	11/5-	ADF(1)
84/57	9/55	03/59	03/62	86/5-	ADF(2)
4/56	9/53	03/59	03/62	64/4-	ADF(3)

مقدار بحرانی آماره دیکی فولر در سطح 95 درصد : 66/4-

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

نتایج بلند مدت الگو

نتایج مربوط به برآورد رابطه بلندمدت شاخص سهام پتروشیمی در جدول6 نمایش داده شده است. با توجه به فرم لگاریتمی متغیرها ضرایب نشان دهنده کشش بوده است.آماره t مربوط به لگاریتم نرخ ارز و لگاریتم نقدینگی با احتمال معنی‌داری بالایی یعنی 99 درصد معنی‌دار شده‌اند. ضریب مربوط به لگاریتم نرخ ارز که نشان دهنده کشش شاخص سهام پتروشیمی به نرخ ارز در بلندمدت می‌باشد، 06/2 بدست آمده، این امر نشان می‌دهد ده درصد افزایش در نرخ ارز در بلندمدت و با فرض ثابت بودن سایر عوامل منجر به افزایش 20 درصدی میزان شاخص سهام پتروشیمی خواهد شد. ضریب مربوط به لگاریتم نقدینگی نشان دهنده کشش شاخص سهام پتروشیمی به نقدینگی در بلندمدت می‌باشد، برابر 3/1- بوده است. این نشان می‌دهد که ده درصد افزایش در نقدینگی، با فرض ثابت بودن سایر عوامل منجر به کاهش 13 درصدی شاخص سهام پتروشیمی خواهد شد. عرض از مبدأ در بلند‌مدت مقدار مثبتی بوده که نشان می‌دهد میانگین اثر متغیرهای در نظر گرفته نشده در مدل فوق میزانی مثبت بوده است.

 

جدول6- نتایج حاصل از برآورد رابطه بلند‌مدت

نام متغبر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t
C	44/0	84/3	(9/0) 11/0
LNr	44/1-	17/1	(22/0) 22/1-
LNEX	06/2	5/0	*** (00/0) 4
LNLigquid	32/1-	59/0	*** (9/0) 22/2-

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

برآورد نتایج کوتاه مدت  الگو

به منظور بررسی روابط کوتاه‌مدت بین شاخص سهام پتروشیمی و سیاست های پولی و سایر متغیرهای مورد مطالعه، از مدل تصحیح خطا استفاده شده است که نتایج آن در جدول7 آورده شده است.در جدول زیر ∂  نشان‌دهنده تفاضل مرتبه اول متغیرهاست.

 

جدول7- نتایج حاصل از برآورد مدل تصحیح خطا

نام متغبر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t
C∂	052/0	45/0	(9/0) 11/0
LNr∂	17/0-	1/0	* (1/0) 65/1-
LNEX∂	24/0	08/0	*** (004/0) 9/2
LNLiquid∂	15/0-	04/0	*** (00/0) 5/3
ecm(-1)	11/0-	04/0	*** (09/0) 7/2-

*  معنی‌داری در 90 درصد       ***    معنی‌داری در 99 درصد       R-Squared =0.59          F = 5.8 (.000)

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

همان‌گونه که در جدول7 نشان داده شده، تمامی متغیر‌های مستقل در کوتاه‌مدت و در سطح اطمینان 90 و 99 درصد معنی‌دار بوده‌اند. کشش شاخص سهام نسیت به نرخ بهره  17/0- بدست آمده و نشان دهنده آن است که اولاً شاخص نسبت به نرخ بهره کم کشش بوده و ثانیاً ده درصد افزایش نرخ بهره در کوتاه‌مدت، کاهش 17/0 درصدی شاخص را منجر خواهد شد. کشش نرخ ارز 24/0 بدست آمده و نشان می‌دهد که اولاً شاخص نسبت به نرخ ارز کم کشش بوده و ثانیاً ده درصد افزایش نرخ ارز در کوتاه‌مدت، افزایش 4/2 درصدی شاخص را نتیجه می‌دهد. و در مورد نقدینگی نیز شاخص کم کشش و رابطه معکوس و ضعیفی را داراست. ضریب  ecm(-1) در کوتاه‌مدت 11/0- بدست آمده و با اطمینان بسیار بالایی معنی‌دار بوده‌ و علامت آن نیز مورد انتظار( منفی) است. این ضریب نشان‌دهندۀ سرعت تعدیل بی‌تعادلی کوتاه‌مدت به سمت تعادل بلند‌مدت است. براساس این ضریب 11 درصد از بی‌تعادلی در یک دوره تعدیل می‌گردد.

 

8- نتیجه گیری و تفسیر یافته­ها

همواره سیاست های پولی در کشور عاملی برای بروز نوسانات اقتصاد کلان بوده است و شاخص‌هایی نظیر تورم، نقدینگی، شاخص بازارهای ملی همواره متاثر از سیاست های پولی بوده است. یکی از مهمترین شاخص های بورس نیز شاخص گروه نفت و گاز و پتروشیمی می باشد که در نوسانات بازار سهم بالایی را دارند.

تحلیل ساختاری وضعیت بازدهی و ریسک در صنایع پذیرفته شده در بورس با توجه به سیاست‌های کلان اقتصادی کشور، مسئله‌ای ساختاری در بحث‌های عملیاتی علم اقتصاد می‌باشد. در اقتصاد ایران نوسانات بالای نرخ ارز و خصوصاً نرخ ارز حقیقی که بواسطه نوسانات بالای تورم در کشور بوقوع پیوسته است، همچنین نرخ رشد نقدینگی نیز نوسانات بالایی را تجربه کرده است بطوریکه در برخی دوره ها رشدی بالای 30 درصد و در دوره هایی نیز رشدی کمتر از 10 درصد را تجربه کرده است. هر دو عامل فوق در تحرکات بازار سرمایه بسیار موثر بوده است. از این روی در این مطالعه این مهم بررسی شده است. 

روش مورد استفاده مدل خودرگرسیون  با وقفه های توضیحی (ARDL) استفاده خواهد شد. بر مبنای اهداف تعریف شده در این پژوهش ، جامعه آماری به کار گرفته شده، شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند که از سال 1390 در بورس اوراق بهادار تهران فعال بوده و سهام آن­ها در طول دوره مورد بررسی مورد خرید و فروش قرار گرفته است. داده ها بصورت ماهانه بررسی شده است لذا یک سری اعداد 63 تایی تولید گردیده است. قلمرو مکانی این پژوهش، شرکت­های مربوط به صنایع پتروشیمی موجود در بورس اوراق بهادار تهران می­باشد. همچنین از داده های اقتصاد کلان که سیاست پولی را شامل می شود نیز استفاده خواهد شد که به نوعی قلمرو مکانی را بیشتر گسترش می دهد.

نتایج مطالعه فوق بصورت ذیل بوده است :

• نتایج آزمون پایایی متغیرهای الگو به روش دیکی فولر تعمیم یافته و به روش فیلیپس- پرون نشان داده که از بین متغیرهای موجود در مدل، تمامی متغیرها، در سطح احتمال 99 درصد همجمع از درجه یک می‌باشد.
• نتایج مطالعه همجمعی مدل را با استفاده از هر سه معیار در سطح احتمال 95 درصد مبنی بر مانایی جمله پسماند پذیرفته است.
• نتایج مربوط به برآورد رابطه بلندمدت:
• ضریب مربوط به لگاریتم نرخ ارز که نشان دهنده کشش شاخص سهام پتروشیمی به نرخ ارز در بلندمدت می‌باشد، 06/2 بدست آمده ، این امر نشان می‌دهد ده درصد افزایش در نرخ ارز در بلندمدت و با فرض ثابت بودن سایر عوامل منجر به افزایش 20 درصدی میزان شاخص سهام ÷تروشمیمی خواهد شد. به عبارتی اثر گذاری شدید نرخ ارز را نشان می دهد که در بلند مدت بسیار شاخص مهمی است.
• ضریب مربوط به لگاریتم نقدینگی نشان دهنده کشش شاخص سهام پتروشیمی به نقدینگی در بلندمدت می‌باشد، برابر 3/1- بوده است. این نشان می‌دهد که ده درصد افزایش در نقدینگی، با فرض ثابت بودن سایر عوامل منجر به کاهش 13 درصدی شاخص سهام پتروشیمی خواهد شد. به عبارتی نقدینگی اثر منفی در بلند مدت دارد که نشان می دهد افزایش نقدینگی به سمت بازار محصولات پتروشیمی در بورس سوق نمی یابد.
• نتایج مربوط به برآورد رابطه کوتاه مدت:
• کشش شاخص سهام نسیت به نرخ بهره  17/0-  بدست آمده و نشان دهنده آن است که اولاً شاخص نسبت به نرخ بهره کم کشش بوده و ثانیاً ده درصد افزایش نرخ بهره در کوتاه‌مدت، کاهش 17/0 درصدی شاخص را منجر خواهد شد. لذا نرخ بهره هر چند در بلندمدت بی اثر است ولی در کوتاه مدت اثر دارد
•  کشش نرخ ارز 24/0 بدست آمده و نشان می‌دهد که اولاً شاخص نسبت به نرخ ارز کم کشش بوده و ثانیاً ده درصد افزایش نرخ ارز در کوتاه‌مدت، افزایش 4/2 درصدی شاخص را نتیجه می‌دهد. نرخ ارز در کوتاه مدت نیز اثر دارد لذا سیاتگذار باید با آگاهی نسبت به این مسئله تصمیم سازی نماید.
• در مورد نقدینگی نیز شاخص کم کشش و رابطه معکوس و ضعیفی را داراست. که نشان از تاثیر معکوس داشته است که با توجه به رابطه مثبت نقدینگی و بخش مسکن، این نتیجه توجیه پذیر است.
• ضریب  ecm(-1) در کوتاه‌مدت 11/0- بدست آمده و با اطمینان بسیار بالایی معنی‌دار بوده‌ و علامت آن نیز مورد انتظار( منفی) است. این ضریب نشان‌دهندۀ سرعت تعدیل بی‌تعادلی کوتاه‌مدت به سمت تعادل بلند‌مدت است. براساس این ضریب 11 درصد از بی‌تعادلی در یک دوره تعدیل می‌گردد.

 

                                   

---

1- کارشناس ارشد اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

2- استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران (نویسنده مسئول)  [e-mail]

3- استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

مراجع

1)    ابراهیمی، محسن، شکری، نوشین، (1390)، " بررسی تاثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر قیمت سهام با تاکید برنقش سیاست پولی"، سال پنجم، شماره 1.

2)    سلمانی بی شک، محمد رضا، برقی اسکویی، محمد مهدی، لک، سوادا، (1394)، "تاثیر شوک های سیاست پولی و مالی بر بازار سهام ایران"، فصلنامه تحقیقات مدلسازی، شماره 22، صص 93-131.

3)    علوی راد، عباس، حق نویس، حمید، (1390)، "تاثیرات بلند مدت و کوتاه مدت متغیرهای پولی و ارزی بر قیمت سهام در ایران"، فصلنامه اقتصاد کاربردی، شماره چهارم، سال دوم، صص 44-59.

4)    مرادی، سمیه، نجفی زاده، سید عباس، (1392)، "اثر سیاست پولی بر بازده شاخص سهام (مطالعه موردی: ایران)"، اولین همایش الکترونیکی ملی چشم انداز اقتصاد ایران.

5)    نونژاد، مسعود، زمانی کردشولی، بهزاد، حسین زاده، سید مجتبی(1391)، "اثر سیاست های پولی بر شاخص قیمت سهام در ایران"، فصلنامه علوم اقتصادی، شماره بیستم، سال ششم، صص 9-38.

6)     Hsing ,Y.(2013). Effects of Fiscal Policy and Monetary Policy on the Stock Market in Poland . Journal of Econometrics, 205, 165 – 174.

7)     Li, Y.D, Iscan .T, Xu. K. (2015). The Impact of Monetary Policy on Stock Price: Evidence from Canada and The United States. International Money and Finance, 29, 876 – 896.

8)     Neuhierl. A., weber, M. (2016), “Monetary Policy and the Stock Market: Time-Series Evidence”, Social Science Research Network.

9)     Rifat, A. (2015), Impact of Monetary Policy on Stock Price: Evodence from Bangladesh, Journal of Investment and Management.

10)  Thishanthi. G.T. Silva. N.K.L, (2015), “The Effect of Monetary Policy on Stock Market in Sri Lanka”, international Student Conference on business