تاثیر بحران مالی ناشی از کرونا برشاخص سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادر تهران
الموضوعات :امیررضا کیقبادی 1 , مژگان خداوردی 2
1 - گروه مدیریت صنعتی ،دانشکده مدیریت واحد تهران مرکزی،دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
2 - گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی ، دانشگاه آزاد اسلامی ، تهران ،ایران
الکلمات المفتاحية: بحران مالی , شاخص قیمت سهام, همه گیری کرونا,
ملخص المقالة :
یکی از عواملی که می تواند بر شاخص قیمت سهام شرکتهای بورسی اثر گذار باشد بحرانهای مالی می باشد. برخی از نظرات اقتصادی بر این باورند که بازارهای مالی کشورهای در حال توسعه مانند ایــران به دلیل عدم ادغام یا عدم تعامل با بازارهای مالــی جهان تحت تأثیر بحران مالی قرار نخواهند گرفت. مهم ترین اشــتباهی که این افراد در تحلیل های خود مرتکب می شــدند، این می باشد که مکانیســم تأثیرپذیــری بازارهــای مالی را در دو گروه از کشــورهایی که دارای تعامل و ادغام مالی با یکدیگر هســتند و گروه دیگری از کشــورها نظیــر ایران که تعاملی با بازارهای مالی دنیا ندارند، یکســان در نظر می گیرند. مقاله حاضر بررسی تاثیر بحران مالی کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتها است که از نظر هدف کاربردی و از نظر ماهیت تحلیلی توصیفی و در زمره تحقیقات پس رویدادی می باشد. جامعه آماری در این تحقیق عبارتست از کلیه شرکت های پذیرفته شده در سازمان بورس اوراق بهادار تهران قلمرو زمانی تحقیق دوره زمانی هفت ساله حد فاصل سالهای 1392 تا 1399 می باشد. روش به کار رفته از نوع توصیفی _تحلیلی می باشد، به منظور تطبیق تئوری های اقتصادی با واقعیت های جامعه، روابط علی بین متغیرها با استفاده از آمار و ارقام مورد بررسی قرار می گیرد و پس از تطبیق با تئوریها، با استفاده از آمار استنتاجی و روش اقتصادسنجی پانل در نرم افزار ایویوز رد یا اثبات فرضیه های ارائه شده مورد آزمون قرار می‌گیرد.با توجه به نتایج تخمین مدل هر سه فرضیه تحقیق مورد پذیرش قرار گرفت.
فهرست منابع
اشکان رحیم زاده ؛ لیلا آسیابی اقدم ؛ یداله رجائی(1401) اثر متغیرهای اقتصادی بر رفتار قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار(فصلنامه اقتصاد محاسباتی)تابستان1401،دوره 16،شماره 2 از صفحه 105-125
آرمن سيدعزيز، پيرو فرزانه (1394) بررسي عدم تقارن در ادوار تجاري ايران و نقش تکانه هاي نفتي در ايجاد آن، فصلنامه اقتصاد مقداري (فصلنامه بررسيهاي اقتصادي) : زمستان 1392, دوره 10 , شماره 4 (پياپي 39); از صفحه 113 -146.
انصاري،صابر(1393) بررسی اثر سرایت بحران مالی جهانی بر شاخص های بازار سهام تهران دانشگاه صنعتی شریف، دانشکده مدیریت و اقتصاد.
برهانی، سیاوش(1388) نقش اخبار خوب و بد در نوسانات بازدهی سهام در ایران، فصلنامه ي پژوهش اقتصادي ایران، شماره 26.
-بهنوش پاکزاد، محمد باقر اولیا (1399) پاندمی کرونا دکمه ری استارت کره زمین،دانشگاه علوم پزشکی شهید صدوقی یزد، ماهنامه علمی پژوهشی ،شماره1
پیمان ارمغان ،منیژه هادی نژاد، مرجان دامن کشیده ،معصومه شجاعی(1401) سازوکار اثرگذاری تکانه‌های وارده از سوی قیمت نفت، قیمت ارز و سرمایه‌گذاری با در نظر گرفتن هزینه‌های تعدیل بر شاخص قیمت سهام،فصلنامه اقتصاد مالی ،شماره 59; از صفحه 46-23
پوستین چی،پدرام(1394) بررسی میزان اثرپذیري متغیرهاي کلان اقتصاد ایران از بحران مالی جهانی"، بررسی هاي بازرگانی، شماره 17.
پیرائی و جمال،( 1387) بررسي رابطه متغيرهاي كلان اقتصادي با شاخص قيمت سهام بورس اوراق بهادار ايران جله دانشكده علوم اداري و اقتصاد دانشگاه اصفهان، شماره چهل.
جلالی نائینی، فرزین(1396) بیش واکنش سرمایه گذاران بازار سهام ایران به اخبار بحران مالی جهانی، مجله دانش مالی، تحلیل اوراق بهادار، شماره نهم.
حسن زاده علي، كيانوند مهران (1388) بحران مالي جهاني، بازار جهاني نفت و استراتژي اوپك، تازه هاي اقتصاد : زمستان 1388 , دوره 7 , شماره 126 ; از صفحه 84 - 94
شفیعی، سعیده و صبوری دیلمی، محمدحسن (1388) برسی میزان اثرپذیری متغیرهای کلان اقتصاد ایران از بحران مالی جهانی. مجله بررسی های بازرگانی، شماره 39، صص 16-2.
کشاورز حداد ،فرهاد(1393) بررسي تاثير متغيرهاي كلان و داراييهاي جايگزين بر قيمت سهام در ايران:يك الگوي خود همبسته با وقفههاي توزيعي فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي ايران.
لیلا آسیایی اقدم، اشکان رحیم زاده،یداله رجائی ،اثر متغیرهای اقتصادی بر رفتار قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار، فصلنامه اقتصاد مالی ،دانشگاه آزاد اسلامی زنجان ، شماره 59; از صفحه 126-105
مردای (1379)، تجزیه و تحلیل ادوار تجاری در اقتصاد ایران براساس ساخت و بکارگیری شاخص ترکیبی پیشرو، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه شهید بهشتی - دانشکده علوم . 1379. کارشناسی ارشد.
مهرآرا ،صابر(1393) بررسي اثر نااطميناني نرخ ارز بر شاخص كل قيمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران: كاربرد رهيافت آزمون كرانهه محمد حسین امجدی،علیرضا شکیبایی، عبدالمجید جلایی(1400) تاثیر نرخ ارز نااطمینانی نرخ ارز و پاندمی کوید19 برقیمت مسکن، پژوهشهای اقتصادی ایران ا در همجمعي، طرح تحقيقاتي منتشر شده، دانشگاه اروميه.
مهرگان، نادر و پرویز محمدزاده و محمود حقانی و یونس سلمانی (1392) " بررسی الگوی چند رفتاری رشد اقتصادی در واکنش به نوسانات قیمت نفت خام: کاربردی از مدل های GARCH و رگرسیون چرخشی مارکف" تحقیقات مدل سازی اقتصادی، تابستان 1392، شماره 12، از صفحه 73 تا 101.
محمد چواد محقق نیا، علی اصغر ضیاچی،مصطفی سرگلزائی، وحید خاشعی، ارزیابی اثر نوسانات ارزی بر عملکرد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و سنجش وقفههای زمانی آن ، فصلنامه اقتصاد مالی ،شماره 59; از صفحه 154-127
نظرپور و جمال(1390)بررسی اثر بحران اقتصادی غرب بر بورس اوراق بهادارتهران فصلنامه مطالعات مالی، شماره پنجم.
هژبر کیانی، کامبیز و مرادی علیرضا (1390) تعیین نقاط چرخش در دوره های تجاری اقتصاد ایران با استفاده از الگوی خودبازگشتی سوئیچینگ مارکف. مدلسازی اقتصادی، صص 25-1.
یاوری، کاظم و حسین اصغرپور (1381) "وقفه های تولید، سیاست های پولی و پویایی قیمت" مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 60، بهار و تابستان 1381، صفحات 233-209.
Gornikiewicz, MarcinKozicki, Bartosz (2020), The impact of the coronavirus pandemic on Russia's economic security: analysis of exchange rates of selected currencies and energy resources.
Algebrin. Mohamad (2006), Analysis of Inflation Determinants In Developing oil-Export Based Economies.
Baltaji, B.H. (2005). Econometric Analysis of Panel Data. Third Edition, UK, John Wiley & Sons.
Barsky,R.B and L.Killian, (2004), Oil and The Macroeconomy Since The 1970s, Jounal Of Economic Perspectives ,18(4).
Bernanke, Ben S. (2004), “What Policymakers Can Learn from Asset Prices,” April 15, 2004 speech before the Investment Analysts Society of Chicago, Chicago, Illinois, available at www.federalreserve.gov/boarddocs/
Berument, Hakan, and Tasci, Hakan, (2002), Inflationary effect of crude oil prices in Turkey, Physica A, 316, 568-580.
Blake McLean, (2006), "Middle East Oil Production and Export Risks", Submitted to GP200A
Balke, N. S., Brown, S. P. A., Yucel, M. K. (2002), “Oil price shocks and the U.S. Economy: where does the asymmetry originate?” Energy Journal, 23(3), 27-52.
Chen, Shiu-sheng, (2008), Oil price pass-through into inflation, Energy Economics (August, 2008).
Farzanegan, M.R., Markwardt, G., (2009), “The effects of oil price shocks on the Iranian economy”, Energy Economics 31(1), 134-151.
Fathin Faizah Said, AbdGhafar Ismail. (2008). “Monetary Policy, Capital Requirement and lending behavior of Islamic Banking in Malaysia”, Journal of Economic Cooperation, 29, 3 (2008). 1-22
Farzanegan,Mohammad Reza and Gunther, Markwardt (2007), The effects of Oil Price Shocks on Iranian Economy.
Gregorio, Jose De, Landerretche, Osar, Neilson, Christopher, (2007), another pass-through bites the dust? Oil prices and inflation, working paper, Central Bank of Chile.
Hooker, Mark A. (2002), Are oil shocks inflationary? Asymmetric and nonlinear specifications versus changes in regime, Journal of Money, Credit and Banking, 34(2), 540-561.
Hylmun Izhar, Dr. Mehmet Asutay (2007) “the Controllability and Reliability of Monetary Policy in Dual Banking System: Evidence from Indonesia”. Review of Islamic Economics, Vol. 11, No. 2, pp. 17-29, 2007
Im, Kyung S., M. Hashem Pesaran and Yongcheol Shin (2003), Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels, Journal of Econometrics 115.
Jiménez-Rodríguez, R. and Sánchez (2005), Oil Price Shocks and Real GDP Growth: Empirical Evidence for some OECD Countries, Applied Economics 37.
Juncal Cunado and Fernando DeGracia (2004), Oil Prices, Economic Activity and Inflation: Evidence for Some Asian Countries. Working paper.
Koop, G. & Onorante, L. (2012), "Estimating Phillips Curves in turbulent times using the ECB’S survey of professionl forecasters". European Central Bank,Working Paper Series, February 2012, NO 1422
LeBlanc, Michael, Chinn, Menzie, D. (2004), Do high oil prices presage inflation? Business Economics, 39(2), 38-48.
Levin, Andrew, Chien-Fu Lin and James Chu (2002), Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite Sample Properties, Journal of Econometrics 108.
Olomola, P. A. & A. V. Adejumo (2006), "Oil Price Shock and Macroeconomic Activities in Nigeria", International Research Journal of Finance and Economics, Vol. 3, PP. 28-3
تاثیر بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران
چکیده:
یکی از عواملی که می تواند بر شاخص قیمت سهام شرکتهای بورسی اثر گذار باشد بحرانهای مالی می باشد. برخي از نظرات اقتصادی بر این باورند كه بازارهاي مالي کشورهای در حال توسعه مانند ايــران به دليل عدم ادغام يا عدم تعامل با بازارهاي مالــي جهان تحت تأثير بحران مالی قرار نخواهند گرفت. در حقيقت، مهم ترين اشــتباهي كه اين افراد در تحليل هاي خود مرتكب مي شــدند، اين می باشد كه مكانيســم تأثيرپذيــري بازارهــاي مالي را در دو گروه از كشــورهايي كه داراي تعامل و ادغام مالي با يكديگر هســتند و گروه ديگري از كشــورها نظيــر ايران كه تعاملي با بازارهاي مالي دنيا ندارند، يكســان در نظر مي گیرند.
مقاله حاضر بررسی تاثیر بحران مالی کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتها است که از نظر هدف کاربردی و از نظر ماهیت تحلیلی توصیفی و در زمره تحقیقات پس رویدادی می باشد. جامعه آماری در این تحقیق عبارتست از کلیه شرکتهای پذیرفته شده در سازمان بورس اوراق بهادار تهران قلمرو زمانی تحقیق دوره زمانی هفت ساله حد فاصل سالهای 1392 تا 1399 می باشد. روش به کار رفته از نوع توصیفی – تحلیلی می باشد، که به منظور تطبیق تئوري هاي اقتصادي با واقعیت هاي جامعه، روابط علی بین متغیرها با استفاده از آمار و ارقام مورد بررسی قرار می گیرد و پس از تطبیق با تئوري ها، با استفاده از آمار استنتاجی و روش اقتصادسنجی پانل در نرم افزار ایویوز رد یا اثبات فرضیه هاي ارائه شده مورد آزمون قرار می‌گیرد.با توجه به نتایج تخمین مدل هر سه فرضیه تحقیق مورد پذیرش قرار گرفت.
واژه های کلیدی: بحران مالی ، شاخص قیمت سهام ، همه گیری کرونا
The impact of the financial crisis caused by the covid-19 on the stock index of companies admitted to the Tehran Bahadour stock exchange
Abstract
The impact of the corona financial crisis on the stock index of selected companies admitted to Tehran Bahadur Stock Exchange One of the factors that can affect the stock price index of listed companies is the financial crisis. Some economists believe that the financial markets of developing countries such as Iran will not be affected by the financial crisis due to lack of integration or interaction with the world's financial markets. In fact, the most important mistake that these people made in their analysis is that the mechanism of financial market influence in two groups of countries that interact and integrate financially with each other and the other group with each other. The world's financial markets do not have the same, they consider the same.
The present paper examines the impact of the Corona financial crisis on the stock price index of companies, which is applied in terms of purpose and descriptive in terms of analytical nature and is in the category of post-event research. The statistical population in this research is all the companies listed in the Tehran Stock Exchange Organization. The method used is descriptive-analytical, which in order to adapt economic theories to the realities of society, causal relationships between variables are examined using statistics and after matching with theories, using inferential statistics. And the panel econometric method is tested in Eviews software to reject or prove the presented hypotheses. According to the model estimation results, all three research hypotheses were accepted.
Key Words: Financial Crisis, Share Price Index, Corona Epidemic.
1-مقدمه
یکی از عواملی که می تواند بر شاخص قیمت سهام شرکتهای بورسی اثر گذار باشد بحرانهای مالی می باشد. برخي از نظرات اقتصادی بر این باورند كه بازارهاي مالي کشورهای در حال توسعه مانند ايــران به دليل عدم ادغام يا عدم تعامل با بازارهاي مالــي جهان تحت تأثير بحران مالی قرار نخواهند گرفت. در حقيقت، مهم ترين اشــتباهي كه اين افراد در تحليل هاي خود مرتكب مي شــدند، اين می باشد كه مكانيســم تأثيرپذيــري بازارهــاي مالي را در دو گروه از كشــورهايي كه داراي تعامل و ادغام مالي با يكديگر هســتند و گروه ديگري از كشــورها نظيــر ايران كه تعاملي با بازارهاي مالي دنيا ندارند، يكســان در نظر مي گیرند. در كشورهاي نظير ايران كه بازارهاي مالي آن تعامل يا ادغامي با بقيه بازارهاي مالي بين المللي ندارد، مكانيسم تأثيرپذيــري بازارهاي مالي متفاوت بوده و با يك وقفــه زماني چند ماهه صورت مي گيرد. جو رواني حاكم بر اقتصاد جهاني، كاهش تقاضاي مؤثر و به تبع آن، كاهش قيمت بسياري از كالاها بالاخص محصولات فلزي و پتروشــيمي و غيره كه عمدتا شــركتهاي توليدكننده آن در بورس حاضر هســتند، حامل پيام بسيار مهمي براي اين گونه شركت ها مبني بر وجود چشم انداز كاهش تقاضا در بازارهاي داخلي و خارجي، كاهش فروش و سودآوري آنهاست. همين عامل سبب می شود تا در ماه هاي اول شكل گيري بحران، برخلاف كشورهاي غربي كه با كاهش شــاخص هاي مالي خود مواجه می باشند، کشورهایی نظیر ایران در صدر بورس هاي فعال جهان قرار می گيرد. اما درست چند ماه پس از شروع اين بحران، شاخص بورس در کشورهایی مانند ایران نيز در سراشيبي سقوط قرار می گیرد.(به طور مثال در ماجرای شیوع ویوروس کرونا (covid 19) در جهان در انتهای سال 2019 و ابتدای سال 2020 تمامی بورسهای جهان با افت محسوس مواجه شده و بورس تهران روند صعودی داشت یا در بحران مالی سال 2008 نیز پس از وقوع بحران بورس تهران روند صعودی داشته اما حدود شش ماه بعد دچار افت بی سابقه ای شد به طوري كه اين شاخص از حدود 14000واحد در ارديبهشت ماه 1387 به رقم كم سابقه 8500 در آبان سال 1387 كاهش يافت. همان گونه كه بيان گرديد، اگرچه رابطه و تأثير مســتقيمي بين بازار ســرمايه كشــور ایران با ساير بورس ها و بازارهاي مالي دنيا وجود ندارد، اما به دلايل گوناگون، اين بازار به طور غيرمستقيم تحت تأثير بحران جهاني قرار گرفته است. پيامدهاي بحران از طريق تأثيرگذاري بر فضاي كسب و كار و محدود كردن منابع مالي در اختيار، به بازار سرمايه و به طور مشخص به سودآوري شركت هاي پذيرفته شده در بورس و همچنين جذابيت بازار سرمايه اثر مي گذارد. تجربه هاي اقتصادي جهان به ویژه در دو دهه اخیر این مطلب را به اثبات می رساند که ثبات اقتصادي کشورها مدیون کارایی شاخص های مالی آنهاست. بحرانهاي مالی، وجود بحران های نفتی و ارزی چند سال اخیر در اکثر کشورهاي غربی و همچنین کشورهاي آسیاي شرقی و در حال توسعه گواهی بر این مدعاست. در مقابل، یک سیستم مالی ناکارآمد علاوه بر آنکه نمی‌تواند وظایف فوق را به درستی انجام دهد، با ورود یک بحران مالی، تبعات بسیار نامطلوبی بر ثبات اقتصادي بر جاي خواهد گذاشت. صندوق بین المللی پول هزینه‌هاي بحران مالی اخیر جهان را در حدود 9/11 تریلیون دلار برآورد کرده است. در صورت وقوع یک بحران مالی هزینه هاي اجتماعی و سیاسی آن می‌تواند به مراتب از هزینه هاي اقتصادي آن بیشتر باشد (پوستین چی،1394). ایجاد بحران در سیستم مالی به دلیل وابستگی شدید سایر بخش ها به آن براي تجهیز منابع سرمایه اي، به سرعت قابل تسري به بخش هاي واقعی اقتصاد خواهد بود، بنابراین، ضرورت آن احساس می شود که مواردی که می‌تواند به بحران های مالی جهانی، نوسانات نفتی و ارزی و ریسک های بانکی، کسری بودجه دولت، تورم، تحریم بانکی و ...منجر میشوند، شناسایی شود. بحران نفتي در دهه‌هاي اخير ريشه در شوك‌هاي نفتي دارد كه به دلايل مختلف اتفاق افتاده است. بحران های مالی هم ریشه در مجموعهای از عوامل سیاسی و اقتصادی و نیروهای بازاری که روی نرخ ارز در کشور اثر می‌گذارند، بستگی دارد. کشورهایی که این بحران را تجربه می‌کنند، به دنبال آن شاهد کسری‌های پایدار حساب جاری، افزایش ارزش واردات نسبت به درآمد خالص از صادرات کالاها و خدمات در کشور به دلیل کم‌ارزش شدن صادرات بعد از افت ارزش پول داخلی کشور آنها، نوسان در قیمت سهام و بازار بورس، افزایش میزان استقراض از سازمان‌های خارجی برای تامین مالی پروژه‌های بلندمدت و زیر‌ساختی کشور خواهند بود. نکته مهم اینجاست که مجموعهای از عوامل مختلف می‌تواند زمینه‌ساز این بحران‌ها در کشور شود و این عوامل برای برطرف شدن نه به یک دوره چند‌ماهه بلکه به دوره‌های زمانی چندین ساله نیاز دارند که بعضاً این مساله هم اتفاق نمی‌افتد. مثلاً یکی از دلایل بروز اینگونه بحران‌ها در کشور؛ ضعف نظام مالی کشور، ناتوانی در عرصه سیاسی و سیاست‌گذاری اقتصادی، از بین رفتن اعتماد مردم به اوضاع اقتصادی کشور، تغییر قیمت نفت در بازارهای جهانی و در نهایت نگرانی مردم در مورد شرایط آینده اقتصادی کشورشان است و اگر این مشکلات برطرف شود، دیگر دلیلی برای کم شدن ارزش پول داخلی کشور وجود ندارد، همانطور که این بحران در اقتصادهای صنعتی و توسعه‌یافته دنیا کمتر اتفاق می‌افتد. ولی اگر این اتفاق ناخوشایند اقتصادی حادث شود، برای برطرف کردن آن نه به یک بازه چند‌ماهه بلکه به دورهای بالغ بر چند سال نیاز است.
2- پیشینه تحقیق
2-1مطالعات خارجی:
- حلیفا و هارتون (2017) در مطالعه ای به ارزیابی مدل سیستم هشدار زود هنگام برای بحران مالی در کشورهای آسه آن پرداختند. نمونه این تحقیق کشورهای آسه آن یعنی اندونزی ، مالزی و تایلند است. دوره مطالعه به دو دوره از نوع نمونه و برون مرزی تقسیم شده است. نتایج مهم متقاعد کننده نشان می دهد که مدل های پیش بینی شده قادر به فراهم آوردن قدرت پیش بینی برای احتمال بروز بحران در دوره خارج از نمونه بودند. این بدان معناست که هرچه پیش بینی کننده بهتر باشد، سیستم مالی بهتر است تا از سیستم بحران مالی در کشورهای آسه آن جلوگیری شود. در عمل، سیستم مالی در کشورهای اتحادیه کشورهای جنوب شرق آسیا (ASEAN1) باید سیستم هشدار زودهنگام را اعمال کند.
- تمدن نژاد و همکاران (2016) در مطالعه ای به بررسی سیستم های هشدار دهنده اولیه برای بحران های بانکی: ثبات سیاسی و اقتصادی با بکارگیری مدل لاجیت در کشورهای آسیای شرقی پرداختند. نتایج نشان می دهد که کاهش بدهی و نرخ ارز کوتاه مدت ممکن است حملات سوداگرانه را در طول بی ثباتی سیاسی ، کندی اقتصادی و محیط های نظارتی ناکارآمد ایجاد کند. سیاست گذاران و تنظیم کنندگان ممکن است با تثبیت شرایط سیاسی و اقتصادی بتوانند از بروز بحران جلوگیری کنند. علاوه بر این ، نتایج نشان می دهد که بی ثباتی دولت ، فساد ، بدهی های کوتاه مدت ، سیاست های پولی و مالی ناپایدار نه تنها اعتماد به نفس سرمایه گذاران را کاهش می دهد بلکه از راهکارهای موثر پیشگیری از بحران جلوگیری می کند. بنابراین ، با اتخاذ سیستم های هشدار دهنده اولیه، دولت می تواند تغییرات محیطی ناشی از بحران را تحت نظر داشته باشد.
- سینگ و دیگران2 (2016) با استفاده از داده هاي تابلویی براي 40 کشور در دورة زمانی 1992- 2014 نقش نهادها را در تعمیق مالی در منطقۀ CFA بررسی نمودند. آنها بیان نمودند که اگرچه کشورهاي جنوب صحراي آفریقا(SSA) اصلاحاتی را در جهت تعمیق بخش مالی انجام داده اند اما نسبت به کشورهاي دیگر سطح پایینی از توسعۀ مالی را دارند و در میان این کشورها، این منطقه، نسبت به دیگر کشورهاي جنوب صحراي آفریقا توسعۀ مالی محدودتري دارند. آنها نشان می دهند اختلاف بین توسعۀ مالی در این کشورها ناشی از تفاوت در کیفیت نهادها و متغیرهایی است که سیاست گذاران بر آن اثر می گذارند.
- لواکی (2019) در مطالعه ای به بررسی اثر نقص بازار بدهی در ساختار سرمایه و سرمایه گذاری با شواهدی از بحران مالی جهانی در سال 2008 برای بازار بورس ژاپن پرداخت. نتایج تحقیق گویای این مطلب می باشد که؛ بانک های بدون دسترسی به بازار بدهی عمومی، با کاهش بدهی های بانکی، در مقایسه با بانک هایی که دسترسی به بازار بدهی دارند، نوسانات کمتری را تجربه می کنند. همچنین سرمایه گذاری آن دسته از بانک های وابسته به بانک پس از بحران مالی سال 2008 نسبت به بانک های دارای دسترسی به بازار بدهی عمومی، دارای نوسان و عدم اطمینان بیشتری می باشند، بخاطر اینکه بحران مالی سال 2008 بیشتر بانکها را دچار ورشکستگی و بحران کرد.
- سیدنی و همکاران (2019)3 در مقاله ای به بررسی رابطه نوسانات اقتصادی و ادوار تجاری با بکارگیری مدل ساختاری ور (SVAR4) پرداختند. نتایج مطالعه نشان داد که؛ عدم قطعیت و نوسان در شاخص های اقتصاد کلان در رکود اقتصادی اغلب پاسخی درونی به شوک های خروجی است، در حالی که عدم اطمینان در مورد بازارهای مالی احتمالا منبع نوسانات تولید است. یافته ها همچنین نشان می دهد که عدم اطمینان و نوسان در شاخص های اقتصاد کلان در رکود اقتصادی نقش مهمی ایفا می کند و عامل اصلی رکود اقتصادی، نوسانات در شاخص های ارزی، بحران های مالی، نوسانات نفتی و شوک های پولی می باشد.
2-2-مطالعات داخلی:
- نصراللهی و همکاران (1396) در مطالعه ای به بررسی طراحی یک سیستم هشدار زودهنگام بحران هاي ارزي در ایران: رویکرد رگرسیون لجستیک طی دوره‌ی زمانی 1393-1367 پرداختند. بر اساس نتایج به دست آمده، بحرانهای ارزی در ایران در نتیجه‌ی ترکیب عدم تعادل‌های متفاوتی در بخش‌های واقعی و عمومی، موازنه‌ی خارجی و بخش مالی کشور به وقوع پیوسته‌اند. بر اساس این نتایج، متغیرهای نسبت وام به سپرده، نسبت "بدهی بانکها به بانک مرکزی" به پایه‌ی پولی، نرخ تورم و رشد تولید صنعتی (به علت وابستگی شدید به واردات)، بیشترین و قوی‌ترین نقش را در افزایش احتمال ایجاد بحرانهای ارزی در ایران داشته‌اند. همچنین، متغیرهای نسبت سپرده‌های بانکی به نقدینگی، نسبت درآمد ارزی به دارایی‌های خارجی بانک مرکزی و رشد تولید ناخالص داخلی واقعی، مهم‌ترین نقش را در کاهش احتمال وقوع بحران ارزی در ایران دارند.
- زرینی (1395) در مطالعه اي ، عوامل مؤثر بر توسعه مالی را در چارچوب مدل ویلیامسون بررسی نموده و پیشنهاد نمودند تا آن ها در چهار سطح شناسایی، اندازه گیري و شاخص سازي شوند. براساس الگوي ویلیامسون لازم است براي تبیین عوامل مؤثر بر توسعه مالی، شاخص هایی که بیانگر وضعیت این چهار سطح هستند تدوین و اثر آن بر توسعه مالی بررسی شود. این شاخصها عبارتند از: 1. شاخص هایی که بیانگر وضعیت اجتماعی هستند مانند آداب و رسوم و مذهب 2. شاخصهایی که تبیین کننده وضعیت محیط نهادي هستند مانند قوانین و مقررات 3. شاخص هایی که بیانگر شرایط قانونی و کارکردي هستند و این متغیرها وضعیت نهادهاي اعمال مدیریت و شایسته امور حکمرانی را نشان می دهند 4. شاخص هایی که بیانگر شرایط تخصیص بهینه منابع و قیمتها هستند. در پایان متغیرهاي نرخ تورم، درآمد سرانه، شرایط محیطی، حکمرانی، اعمال مدیریت و نهادهاي غیر رسمی مثل فرهنگ و مذهب به عنوان عوامل تأثیرگذار بر توسعه مالی معرفی می شود.
- شایگانی و آرانی (1395) ازآنجاکه ثبات اقتصادي کشورها مدیون ثبات مالی آنهاست و ثبات مالی بانکها به عنوان هسته اصلی فعا لیت هاي پولی و مالی مطرح است، تلاش کردند تا علاوه بر ارزیابی ثبات مالی سیستم بانکی کشور ایران، عوامل مؤثر بر آن نیز مورد بررسی قرار گیرد. یافته هاي آنها با فرض اسلامی بودن سیستم بانکی ایران، مؤید آن است که اولاً همه بانک هاي ایران در دوره زمانی 1385-1394 از درجه ثبات مالی کمی برخوردار بوده اند؛ ثانیاً، عوامل مؤثر بر درجه ثبات مالی کل سیستم بانکی، بانک هاي تجاری و بانک هاي دولتی یکسان نیستند؛ ثالثاً، از میان متغیرهاي کلان، رشد تولید ناخالص حقیقی، سبب افزایش ثبات مالی و تنزل ارزش پول ملی، موجب کاهش ثبات مالی بانکها شده اند . در بین متغیرهاي مالی، افزایش نسبت وام به دارایی بانکها، بیشترین اثر را بر کاهش ثبات مالی بانکها داشته است. هم چنین بانکهاي تجاری بیشتر از بانکهاي دولتی از نسبتهاي مالی متأثر می شوند.
- قوام و همکاران (1394) در مطالعه ای به بررسی طراحی مدل هیبریدی هشدار دهنده پیش از موعد بحران مالی برای اقتصاد ایران طی سالهای1357-1391 در قالب واریانس و نیم واریانس ایستا و پویا و با استفاده از مدل شبکه عصبی "نقشه خود سازمانده" پرداختند. نتایج نهایی این پژوهش نشان می دهد که بحران مالی در ایران در سال1391 ریشه در سالهای 1389 و 1390 دارد و این بحران علارغم حضور در سال 1392، طی همین سال به تدریج ناپدید و سالهای1393و1395سالهای غیر بحرانی اقتصاد ایران می باشد، البته مدل تحقیق هشداری را بر مبنای بازگشت مجدد بحران در سال 1394 به اقتصاد ایران اعلام می نماید.
- فعالجو و سید احمدی (1394) در مطالعه ای به بررسی تأثير بحران مالی جهانی بر طول دوران رکود اقتصادی در ایران (رهيافت مدلهای دورهای) پرداختند. برای این منظور در این مطالعه با بهره گيری از رهيافت مدل های دوره ای به بررسی تأثير بحران مالی جهانی در کنار متغيرهای دیگر توضيحی مانند متغيرهای درآمدهای نفتی، نرخ تورم و سرمایه گذاری بر طول دوران رکود اقتصادی در ایران طی سالهای 1392-1350 پرداختند. نتایج برآورد مدل نشان می دهد متغيرهای درآمد نفتی و سرمایه گذاری تأثير منفی و متغيرهای نرخ تورم و بحران مالی جهانی تأثير مثبت و معنادار بر طول دوره رکود اقتصادی در ایران دارند
- بیاني و محمدی (1398) در مطالعه ای به بررسی عوامل مؤثر بر بحرانهای مالی در اقتصاد ایران: رویکرد میانگین گیری بیزی پرداختند. در این پژوهش ۶۲ متغیر مؤثر بر بحران مالی وارد مدل گردید و در نهایت با استفاده از رویکرد مدل میانگین‌گیری بیزی ۱۲ متغیر غیر شکننده مؤثر بر بحران مالی که عبارتند از کسری یا مازاد بودجه؛ انحراف نرخ ارز غیر رسمی از رسمی؛ نرخ تورم؛ نسبت بدهی خارجی به دارایی خارجی بانک مرکزی؛ ضریب فزاینده پول (نقدینگی/پایه پولی)؛ نسبت صادرات به تولید ناخالص داخلی (GDP5)؛ نسبت واردات به تولید ناخالص داخلی؛ نسبت مخارج دولت به تولید ناخالص داخلی؛ کسری بودجه به تولید ناخالص داخلی؛ نسبت نقدینگی به دارایی‌های خارجی بانک مرکزی؛ نرخ رشد اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و مجذور نرخ تورم شناسایی شدند. با توجه به خروجی نتایج می‌توان بیان داشت شاخص بحران مالی در اقتصاد ایران معضلی چند بعدی است؛ چرا که متغیرهای مرتبط با سیاست مالی، سیاست پولی و سیاست ارزی بر این شاخص اثرگذارند.
- صیادنیا طیبی و همکاران (1390) در مطالعه ای به بررسی تبیین یک سیستم هشدار دهنده جهت شناسایی بحران های مالی در ایران در سالهای ۱۹۳۳ – ۱۹۲۹ پرداختند. در این پژوهش یک سیستم هشداردهنده در جهت شناسایی بحران های مالی (بانکی و پولی) تبیین خواهد شد، بدین گونه که این سیستم هشداردهنده در صورت احتمال وقوع بحران در آینده باید بتواند یک سیگنال در حال حاضر مبنی بر احتمال وقوع بحران در آینده ارسال کند. ابتدا شاخص های هشدار شامل رشد تولید ناخالص داخلی، تورم، نرخ بهره حقیقی، شاخص بورس، نرخ ارز موثر و انحراف نرخ ارز رسمی و غیررسمی، نسبت بدهی خارجی به دارایی خارجی، نسبت حساب های جاری به تولید ناخالص داخلی از طریق روش سیگنالی انتخاب میشوند و سپس این متغیرها از طریق مدل لاجیت و شبکه عصبی مورد سنجش قرار می گیرند. تخمین ها طبق نتایج مورد انتظار می باشد و سال های ۱۳۷۴، ۱۳۷۳، ۱۳۶۶، ۱۳۵۹ به عنوان سال های بحرانی انتخاب می شوند و شاخص هایی همچون نرخ رشد تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره حقیقی، نرخ تورم و انحرافات ارزی به عنوان شاخص های هشدار شناسایی می شوند.
3- روش تحقیق:
با توجه با اینکه مقاله حاضر به تبیین تاثیر بحرانهای مالی بر شاخص سهام شرکتهای منتخب بورسی را مورد آزمون تجربی قرار میدهد، از رویکرد اقتصاد سنجی دادهها تابلویی استفاده میشود. دادههای تابلویی ترکیبی از دادههای مقطعی و سری زمانی است که قابلیت بررسی پدیدهای اقتصادی را برای چندین کشور یا منطقه مهیا میسازد. در واقع مقاطع دادههای تابلویی در مطالعه حاضر، شرکتهای بورسی منتخب میباشند که دادههای آنها جمع آوری و استفاده میگردد.
دادههای تابلویی به مجموعهای از دادهها گفته میشود که بر اساس آن مشاهدات به وسیله تعداد زیادی از متغیرهای مقطعی (N) که اغلب بصورت تصادفی انتخاب میشوند، در طول یك دوره زمانی مشخص (T) مورد بررسی قرار گرفته باشند، N*T داده آماری را دادههای تابلویی یا دادههای مقطعی- سری زمانی مینامند. به عبارتی دیگر، اگر ویژگیهای دادههای مقطعی برای دو سال یا بیشتر مورد بررسی قرار گیرند، ساختار شکل گرفته مشاهدات، دادههای تابلويي نامیده میشود.(سوری، 1392)
فرضیه، توجیه و تبیین هاي حدسی معینی را درباره ي واقعیات عرضه می کند و پژوهشگران را در بررسی این واقعیات و تجارب کمک می کند. فرضیه عبارت است از حدس یا گمان اندیشمندانه درباره ي ماهیت، چگونگی و روابط بین پدیده ها، اشیاء و متغیرها، که محقق را در تشخیص نزدیکترین و محتمل ترین راه براي کشف مجهول کمک می نماید. بنابراین فرضیه گمانی است موقتی که درست بودن یا نبودنش باید مورد آزمایش قرار گیرد.
با توجه به مفاهیم فوق و موضوع پژوهش، فرضیات این پژوهش عبارتند از:
بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد.
4-2-فرضیات فرعی تحقیق
بحران های ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد.
بحران های نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد.
باتوجه به مباحث نظري موضوع و با در نظر گرفتن مطالعات تجربي مطرح شده در خصوص تاثیر بحرانهای مالی با تاکید بر بحران مالی کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی و با توجه به مقاله پایه تحقیق "های لیو و همکاران6 (2020)" الگوهای رگرسیونی تحقيق به شكل زيرمعرفي مي گردد:
رگرسیون اول:
رگرسیون دوم:
که در آن از متغیر های:
متغیر وابسته:
SP: شاخص قیمت سهام شرکت
متغیرهای مستقل:
FC: بحران مالی
در تحقیق حاضر برای متغیر بحران مالی از شاخص فشار بازار پول استفاده می شود که این شاخص برابر است با میانگین وزنی بیکاری، کسری بودجه و تولید ناخالص داخلی
DUM: متغیر مجازی برای نشان دادن بحران کرونا (بدین صورت که عدد صفر برای سالهای 1392 تا 1397 و عدد یک برای سالهای 1398 و 1399)
متغیرهای کنترلی:
EX: نوسان نرخ ارز که با مدل آرچ و گارچ به دست می‌آید.
IN: نرخ بهره حقیقی از تفاوت نرخ بهره اسمی و نرخ تورم به دست می‌آید.
OILP: شوک قیمت نفت که با مدل ای گارچ به دست می‌آید.
PS: ثبات سیاسی دولت
SIZE: اندازه شرکت
GROWTH: رشد فروش شرکت
بنابراین یکبار مدل را بدون متغیر مجازی برای سالهای 1392 تا 1399 تخمین زده می شود و یکبار با اضافه کردن متغیر مجازی(DUM) برای بحران کرونا مدل مورد تخمین واقع می شود و تاثیر بحران کرونا بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی مورد بررسی قرار می گیرد.
6-جامعه آماری و حجم آن
خروجی 1 - نمونه آماری
تعداد کل شرکتهای پذیرفته شده در بورس در پایان سال 1399 | 463 |
تعداد شرکت هایی که در قلمرو زمانی 99-1392 در بورس فعال نبوده اند | (138) |
تعداد شرکت هایی که در قلمرو زمانی 99-92 تغيير سال مالي داده و یا سال مالي آن منتهی به پایان اسفند نمی باشد | (68) |
تعداد شرکت هایی که سهام آن ها در قلمرو زمانی 99-92 توقف فعاليت بیش از سه ماه داشته اند. | (84) |
تعداد شرکت‌هایی که جز هلدینگ، سرمایه‌گذاری‌ها، واسطه‌گری‌های مالی، بانکها و یا لیزینگ‌ها بوده‌اند | (61) |
تعداد شرکت های نمونه | 112 |
منبع: يافته هاي پژوهش
براي جمع آوري داده هاي مربوط به تجزيه و تحليل از سايتهاي سازمان بورس، نرم افزار ره آورد نوین و ساير نهادهايي كه داده هاي تحقيق را بتوان از آنها تهيه كرد، استخراج خواهد شد.
داده های مورد نیاز و اطلاعات مالی از طریق مراجعه به صورت های مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و بانک های اطلاعاتی مرتبط جمع آوری و مورد استفاده قرار می گیرند. در این تحقیق برای تجزیه و تحلیل فرضیه های تحقیق از مدل پانل دیتا در نرم افزار Eviews 10 استفاده می شود.
ارائه مبانی نظری تجزیه و تحلیل آماری
در تحقیق حاضر جهت تخمین مدل شاخص قیمت سهام شرکت از مدل داده های ترکیببی استفاده می شود. جهت تخمین مدل ابتدا نیاز به بررسی پایایی متغیرهای الگوی رگرسیونی با استفاده از آزمونهای ریشه واحد می باشد که در ادامه به مبانی این آزمونها پرداخته می شود.
اندازگیری شوک قیمت نفت :
برای محاسبه شوک قیمت نفت مطابق با ادبیات موجود برای مدلهای نااطمینانی در ابتدا باید قیمت نفت را با استفاده از مدلهای ARMA مدلسازی نمود و وقفه های موجود برای قیمت نفت مشخص گردد. برای این منظور از متدولوژی باکس جنکینز استفاده شده است و نتیجه حاصله از مدلسازی قیمت نفت مطابق جدول زیر می باشد.
متغییرها | ضریب همبستگی | خطای استاندارد | آزمون z | احتمال |
ضریب تغییرات | 0.1455864 | 157130.0 | 9.265350 | 0.0000 |
مدل خود همبسته | 0.766579 | 0.005079 | 150.9357 | 0.0000 |
میانگین متحرک | 0.866402 | 1.36E-05 | 63919.82 | 0.0000 |
منبع: يافته هاي پژوهش
همانطور که دیده می شود ، قیمت نفت با دو دوره قبل از خود AR7(2) و با یک دوره قبل با جمله اختلال خود MA8(1) ارتباط دارد.
برای بررسی وجود ناهمسانی واریانس شرطی در قیمت نفت با توجه به توضیحات یاد شده در فصل سوم تحقیق، می بایست از آزمون ARCH استفاده شود. نتیجه این آزمون در جدول شماره 2 آورده شده است.
خروجی 3 – آزمون مدل خود رگرسيوني واريانس ناهمسان شرطي ARCH
ناهمسانی واریانس | |||
آماره F | 3.250647 | احتمال F (1.91) | 0.0075 |
ضریب تعیین | 3.207513 | احتمال کای دو(1) | 0.0073 |
منبع: يافته هاي پژوهش
با توجه به احتمال بدست آمده فرضیه اولیه مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس شرطی در قیمت نفت رد شده و بنابراین قیمت نفت دارای ناهمسانی واریانس شرطی می باشد.
در نهایت برای به دست آوردن شوک قیمت نفت از مدل EGARCH ارائه شده توسط نلسون (1991)11 استفاده می شود، یکی از محدودیت های مهم در روش ARCH و GARCH12 در مورد متقارن بودن آنهاست؛ بدین معنی که اثرات شوک منفی و مثبت با بزرگی یکسان، برروی نوسان به یک میزان در نظر گرفته می شود، درحالی که نوسانات قیمت نفت به نوع خبر (شوک های منفی و مثبت) واکنش یکسانی نشان نمی دهند. بدین ترتیب، برای رفع مشکل و برای تحلیل رفتار نوسانات سری لازم است تا از یک مدل نامتقارن13 استفاده شود (وربک14، 2005).
این مدل دارای چند مزیت است، اولاً در این مدل، متغییر وابسته یعنی 
به صورت لگاریتمی است و لذا ضرایب متغیرهای سمت راست می تواند مثبت یا منفی باشد که در هر حالت مثبت خواهد بود. بدین ترتیب دیگر نیازی به اعمال محدودیت های غیرمنفی برروی ضرایب نیست. ثانیا در این مدل اثر شوک های نامتقارن نیز در نظر گرفته می شود. زیرا 
ضریب 
است که می تواند مثبت یا منفی باشد. اثر شوک های مثبت و منفی را بیان می کند، درحالی که 
ضریبی است که فقط قدرمطلق 
را در نظر می‌گیرد. اگر 
باشد، متقارن و درغیر اینصورت، نامتقارن می باشد. اثر شوک های مثبت برابر با 
و اثر شوک های منفی برابر 
است. اگر منفی باشد، نشان می دهد که اثر شوک های منفی بیشتر از اثر شوک های مثبت است و برعکس.
خروجی 4- مدل EGARCH برای قیمت نفت
LOG(GARCH) = C(4) + C(5)*ABS(RESID(-1)/@SQRT(GARCH(-1))) + C(6) *RESID(-1)/@SQRT(GARCH(-1)) + C(7)*LOG(GARCH(-1)) | ||||
متغیرها | ضریب همبستگی | خطای استاندارد | آماره z | احتمال |
ضریب تغییرات | 1455864. | 157130.0 | 9.265350 | 0.0000 |
مدل خودهمبسته(2) | 0.766579 | 0.005079 | 150.9357 | 0.0000 |
میانگین متحرک(1) | 0.866402 | 1.36E-05 | 63919.82 | 0.0000 |
ضرایب مدل | ||||
C(4) | 25.75321 | 0.006643 | 3876.586 | 0.0000 |
C(5) | -0.482290 | 0.174230 | -2.768128 | 0.0056 |
C(6) | 1.701886 | 0.131247 | 12.96709 | 0.0000 |
C(7) | 0.039725 | 0.004342 | 9.148465 | 0.0000 |
منبع: يافته هاي پژوهش
در این مرحله میزان شوک حاصل از قیمت نفت محاسبه شده است و برای استفاده در مدل اصلی که توسط الگوی PANEL DATAتخمین زده می شود این اندازه را تبدیل به متغیر می نماییم و برای این منظور می بایست از فرمان Make variance Garch استفاده کرده و این نوسان را به صورت یک متغیر مستقل در بیاوریم.
نتیجه حاصله از مدلسازی نرخ ارز مطابق جدول زیر می باشد.
متغییر | ضریب همبستگی | خطای استاندارد | آماره z | احتمال |
ضریب تغییرات | 394903.5 | 53380.78 | 7.397859 | 0.0000 |
مدل خودهمبسته(2) | 0.604415 | 0.008333 | 72.53310 | 0.0000 |
میانگین متحرک(1) | 0.008592 | 0.001733 | 4.958556 | 0.0000 |
منبع: يافته هاي پژوهش
با توجه به مدل فوق، نرخ ارز با یک دوره قبل از خود AR(1) و با یک دوره قبل با جمله اختلال خود MA(1) ارتباط دارد.
نتیجه این آزمون در جدول شماره 4-5 آورده شده است.
ناهمسانی واریانس ARCH | |||
آماره F | 1.747961 | احتمال F (1.92) | 0.0389 |
ضریب تعیین | 2.758058 | احتمال کای دو(1) | 0.0438 |
منبع: يافته هاي پژوهش
با توجه به احتمال بدست آمده فرضیه اولیه مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس شرطی در نرخ ارز رد شده و بنابراین نرخ ارز دارای ناهمسانی واریانس شرطی می باشد.
خروجی 7 مدل EGARCH برای نرخ ارز
LOG(GARCH) = C(4) + C(5)*ABS(RESID(-1)/@SQRT(GARCH(-1))) + C(6) *RESID(-1)/@SQRT(GARCH(-1)) + C(7)*LOG(GARCH(-1)) | |||||
متغیرها | ضریب همبستگی | خطای همبستگی | آماره z | احتمال | |
ضریب تغییرات | 394903.5 | 53380.78 | 7.397859 | 0.0000 | |
مدل خودهمبسته(2) | 0.604415 | 0.008333 | 72.53310 | 0.0000 | |
میانگین متحرک(1) | 0.008592 | 0.001733 | 4.958556 | 0.0000 | |
ضرایب مدل | |||||
C(4) | 27.63217 | 4.4E-102 | 6.2E+102 | 0.0000 | |
C(5) | -3.132263 | 0.045446 | -68.92307 | 0.0000 | |
C(6) | 4.102100 | 0.158539 | 25.87445 | 0.0000 | |
C(7) | 0.094969 | 0.003111 | 30.52454 | 0.0000 | |
منبع: يافته هاي پژوهش
در این مرحله میزان نوسان حاصل از نرخ ارز محاسبه شده است.
حال پس از استخراج و اندازگیری شوک قیمت نفت و نوسان نرخ ارز به تخمین مدل شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب پذیرفته شده در بورس پرداخته میشود که برای این منظور ابتدا آزمون پایایی بر رروی تک تک متغیرهای الگو مورد بررسی قرار می گیرد.
به کارگیری روش های سنتی در اقتصاد سنجی مبتنی بر فرض مانا بودن متغیرها است. بنابراین، برای جلوگیری از رخ دادن پدیده رگرسیون کاذب در هنگام برآورد الگو، ابتدا لازم است که مانا متغیرها، مورد بررسی و آزمون قرار گیرد. وجود متغیرهای ناما در مدل سبب میشود تا آزمونهای t و F نیز از اعتبار لازم برخوردار نباشند و کمیت‌های بحرانی ارائه‌شده توسط توزیع‌های t و F، مقادیر صحیحی برای انجام آزمون نیستند. در این شرایط کمیت‌های بحرانی ناشی از t و F به‌گونه‌ای هستند که با افزایش حجم نمونه امکان رد هر چه بیشتر فرض صفر را فراهم می‌کند. با رد نادرست فرض صفر نتیجه میشود که رابطه مستحکم و معنی‌داری بین متغیرهای مدل وجود دارد، درحالی‌که واقعیت جز این است و رگرسیون به‌دست‌آمده، رگرسیون کاذبی بیش نیست. بنابراین قبل از برآورد یک مدل رگرسیون باید از مانا بودن کلیه متغیرهای مستقل و وابسته اطمینان حاصل کرد.
فرضیههای مربوط به پایایی متغیرها به‌صورت زیر می‌باشد:
: متغیر مانا نیست
: متغیر ماناست
ازآنجایی‌که پایایی یک متغیر می‌تواند تأثیر شدیدی روی رفتار و ویژگیهای آن داشته باشد، اگر متغیرهای مورداستفاده در برآورد مدل، نامانا باشند، درعین‌حال که ممکن است هیچ رابطه‌ای بین منطقی بین متغیرهای مستقل و وابسته وجود نداشته باشد، ضریب تعیین به‌دست‌آمده آن می‌تواند بسیار بالا بوده و باعث شود تا محقق استنباط‌های نادرستی در مورد میزان ارتباط بین متغیرها انجام دهد. بنابراین نامانایی متغیرها موجب افزایش کاذب در ضریب تعیین و نتایج نخمین مدل میشود. نتایج آزمون مانايي متغیرها در جدول (4-7) نشان داده شده است.
خروجی 8 نتایج آزمون پایایی لوین، لین وچو (LLC16) متغیرهای تحقیق
متغیرها | مقدار آماره | مقدار احتمال | نتیجه | وضعیت |
شاخص قیمت سهام شرکت | -21.03 | 0.0000 | مانا | I(0) |
اندازه شرکت | -34.01 | 0.0000 | مانا | I(0) |
ثبات سیاسی دولت | -23.74 | 0.0000 | مانا | I(0) |
شوک قیمت نفت( ای ارچ) | -72.03 | 0.0000 | مانا | I(0) |
نرخ بهره حقیقی | -78.60 | 0.0000 | مانا | I(0) |
رشد فروش شرکت | -128.88 | 0.0000 | مانا | I(0) |
بحران مالی | -15.99 | 0.0000 | مانا | I(0) |
نوسان نرخ ارز | -24.59 | 0.0000 | مانا | I(0) |
متغیر مجازی | -12.078 | 0.0000 | مانا | I(0) |
ماخذ: یافته های محقق (خروجی نرم افزار)
نتایج آزمون مانايي در جدول 9 درج گردیده است. بر اساس آزمون «لوین لین و همکاران» چون مقدار احتمال همه متغیرها کمتر از 05/0 بوده است، همه متغیرهای مستقل و وابسته در دوره تحقیق در سطح مانا بوده‌اند پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس متغیرهای تحقیق در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سالهای مختلف ثابت بوده است.
مهم‌ترین نكته در تجزيه و تحليلهاي همجمعی آن است كه متغیرها در بلندمدت با یکدیگر رابطه داشته باشند. ممكن است كه يك تركيب خطي از اين متغيرها، همواره مانا و بدون روند باشند. با استفاده از تجزيه و تحليلهاي هم جمعی اين روابط بلندمدت كشف ميشود. به سخني ديگر، در صورت صحيح بودن يك نظريه اقتصادي و ارتباط مجموعه‌اي از اين متغيرها، انتظار می رود كه تركيبي از اين متغيرها در بلندمدت، مانا و بدون روند باشند. بررسي وجود همجمعی متغيرها در دادههاي تركيبي بسیار مهم است. براي انجام آزمون همجمعی دادههاي تابلویی، کائو روشی مناسب برای اطمینان از وجود رابطه بلند مدت میان متغیرهای الگو نشان داده است که در جدول زیر نتیجه این آزمون آورده شده است.
خروجی 9 - نتایج آزمون هم انباشتگی پانل کائو برای متغیرهای الگوی رگرسیونی شاخص قیمت سهام مدل اول
آزمون هم انباشتگی کائو17 | ||
اقتصاد سنجی | آماره t | احتمال |
-6.217644 | 0.0000 | |
منبع: يافته هاي پژوهش
خروجی 10 - نتایج آزمون هم انباشتگی پانل کائو برای متغیرهای الگوی رگرسیونی شاخص قیمت سهام مدل دوم
آزمون هم انباشتگی پسماندهای کائو | ||
اقتصادسنجی | آماره t | احتمال |
-6.172253 | 0.0000 | |
منبع: يافته هاي پژوهش
با توجه به کمتر بودن احتمال محاسبه شده از 5% ، می توان نتیجه گرفت فرضیه اولیه این آزمون مبنی بر عدم وجود هم انباشتگی میان متغیرهای الگو رد و در نتیجه رابطه بلند مدت میان متغیرهای رگرسیون تحقیق تایید می گردد و بدون مشکل وجود رگرسیون کاذب می‌توان مدل مورد بررسی را برآورد نمود.
آزمونهای تشخیصی و تخمین مدل رگرسیونی اول (بدون در نظر گرفتن بحران کرونا)
براي تعيين روش به كارگيري داده هاي تركيبي و تشخيص همگن يا ناهمگن بودن آن ها از آزمون چاو و آماره ي F ليمر استفاده شده است. فرضيه هاي آماري اين آزمون به شرح زير است:
H0 = Pooled Data18
H1 = Panel Data
در اين آزمون فرض H0 مبني بر همگن بودن داده هاست و در صورت تأييد مي بايست تمامي داده ها را با يكديگر تركيب كرد و به وسيله ي يك رگرسيون كلاسيك تخمين پارامترها را انجام داد، در غير اين صورت داده ها را بايد به صورت داده هاي پانلي در نظر گرفت.
در صورتي كه نتايج اين آزمون، مبني بر به كارگيري داده ها به صورت داده هاي پانلي شود؛ مي بايست براي تخمين مدل پژوهش از يكي از مدل هاي اثرات ثابت (FEM19) يا اثرات تصادفي (REM20) استفاده شود. براي انتخاب يكي از اين دو مدل بايد آزمون هاسمن اجرا شود. فرض صفر آزمون هاسمن مبني بر مناسب بودن مدل اثرات تصادفي براي تخمين مدل هاي رگرسيوني داده هاي تابلويي است.
براي انجام اين آزمون با استفاده از نرم افزار آماري EVIEWS پس از اجراي تخمين هاي مدل اثرات ثابت و اثرات تصادفي، براي مقايسه ي اين دو مدل دستور Hausman fixed random را اجرا مي كنيم. اگر مقدار P –value به دست آمده حاصل از اين دستور كمتر از 5 درصد بود؛ بدين معني است كه فرض صفر رد مي شود، بنابراين از مدل اثرات ثابت استفاده مي كنيم، در غير ا ين صورت مدل بهتر براي تخمين پارامترها ، مدل اثرات تصادفي است.
خروجی 11- نتايج انتخاب الگو جهت تخمين مدل شاخص قیمت سهام
نوع آزمون | آماره آزمون | مقدار آماره آزمون | احنمال |
F مقید برای مدل | F | 15.683508 | 0.0000 |
آزمون هاسمن برای مدل | H | 6.496156 | 0.0009 |
منبع: يافته هاي پژوهش
بر اساس آزمون F، با احتمال 95% نمي توان فرضيه صفر مبني بر يكسان بودن اثرات انفرادي21، را پذيرفت. بنابراین، نتایج روش حداقل مربعات معمولی، اریب دار می باشد و باید روشی را اتخاذ کرد تا اثرات انفرادی ناشی از ناهمگنی متغیرها، لحاظ شود. پس می توان گفت که روش های اثرات ثابت و تصادفی که قدرت توضیح دهندگی بالایی دارند و اثرات انفرادی را در نظر می گیرند، نتایج قابل اطمینان تری را ارائه می دهند و نسبت به روش قبلی کاراتر و مناسب تر هستند. اما برای انتخاب مدل مناسب از بین دو مدل اثرات ثابت و تصادفی، لازم است آزمون هاسمن انجام پذیرد. نتیجه آزمون هاسمن، مدل اثرات ثابت را برای مدل مورد تائید قرار می دهد، که نتایج تخمین شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی در جدول ذیل ارائه شده است.
خروجی 12 - تخمین مدل
متغیر وابسته: شاخص قیمت سهام | |||||
متغیرهای توضیحی | ضریب جزئی رگرسیون | انحراف از معیار | آماره آزمون t | احتمال محاسباتی | |
جز ثابت مدل | 586.6977 | 6057.715 | 0.839706 | 0.4013 | |
بحران مالی | 129.4513 | 60.77096 | 2.130151 | 0.0321 | |
نوسان نرخ ارز | -3474.231 | 988.0638 | -3.516201 | 0.0009 | |
شوک قیمت نفت | -22.03873 | 10.87625 | -2.026317 | 0.0416 | |
نرخ بهره حقیقی | -367.6069 | 131.6599 | -2.792095 | 0.0054 | |
ثبات سیاسی | 28.08702 | 13.12479 | 2.139998 | 0.0320 | |
اندازه شرکت | 214.9657 | 79.29707 | 2.710891 | 0.0059 | |
رشد فروش شرکت | 2179.844 | 956.2823 | 2.279498 | 0.0229 | |
معیارهای خوبی برازش مدل رگرسیون | |||||
ضریب تعیین | 0.696809 | ||||
ضریب تعیین تعدیل شده | 0.650765 | ||||
آماره آزمون معنی داری کل رگرسیون F | 15.13340 | ||||
احتمال محاسباتی آماره F | 0.000000 | ||||
منبع: يافته هاي پژوهش
برای بررسی معنی دار بودن ضرایب متغیرهای مستقل در هر مدل از آماره t استفاده شده است. فرضیه صفر در آزمون t به صورت زیر خواهد بود:
كه بوسيله آماره زير صحت آن مورد بررسي قرار مي گيرد:
براي تصميم گيري در مورد پذيرش يا رد فرضيه صفر، آماره t به دست آمده با t جدول که با درجه آزادی N-K در سطح اطمینان 95% محاسبه شده مقایسه می شود، چنانچه قدرمطلق T محاسبه شده از t جدول بزرگتر باشد) 
(، مقدار عددی تابع آزمون در ناحیه بحرانی قرار گرفته و فرض صفر (
) رد مي شود. در این حالت با ضریب اطمینان 95% ضریب مورد نظر (
) معنی دار خواهد بود که دلالت بر وجود ارتباط بین متغیر مستقل و وابسته دارد.
فرضیه اصلی
H0= بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیرندارد
H1= بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد
با توجه به آماره آزمون t و p-valueمحاسبه شده آزمون فرضیه اصلی، نشان می دهد که، ضریب محاسباتی برای بحران مالی برابر 129.4513 بوده و احتمال محاسباتی برابر 0.0321 می باشد و با توجه به اینکه که p-value محاسبه شده کوچکتر 5% (0.05) می باشد، لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر بحران مالی بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی رد می گردد و فرض H1 مبنی بر وجود تاثیر بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی پذیرش می شود و این مطلب بیان می دارد فرضیه اصلی تحقیق در سطح اطمینان 95% پذیرش می گردد.
فرضیه فرعی اول
H0= بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر ندارد
H1= بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیردارد
با توجه به آماره آزمون t و p-valueمحاسبه شده آزمون فرضیه اصلی، نشان می دهد که، ضریب محاسباتی برای بحران ارزی برابر -3474.231 بوده و احتمال محاسباتی برابر 0.0009 می باشد و با توجه به اینکه که p-value محاسبه شده کوچکتر 5% (0.05) می باشد، لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر بحران ارزی بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی رد می گردد و فرض H1 مبنی بر وجود تاثیر بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی پذیرش می شود و این مطلب بیان می دارد فرضیه فرعی اول تحقیق در سطح اطمینان 95% پذیرش می گردد.
فرضیه فرعی دوم
H0= بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیرندارد
H1= بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیردارد
با توجه به آماره آزمون t و p-valueمحاسبه شده آزمون فرضیه اصلی، نشان می دهد که، ضریب محاسباتی برای بحران نفتی برابر -22.03873 بوده و احتمال محاسباتی برابر 0.0416می باشد و با توجه به اینکه که p-value محاسبه شده کوچکتر 5% (0.05) می باشد، لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر بحران نفتی بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی رد می گردد و فرض H1 مبنی بر وجود تاثیر بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی پذیرش می شود و این مطلب بیان می دارد فرضیه فرعی دوم تحقیق نیز در سطح اطمینان 95% پذیرش می گردد.
در نهایت برای بررسی مناسب بودن مدل رگرسیونی از آزمون اف استفاده میشود.
براي بررسی معنی دار بودن مدل رگرسیون از آماره F استفاده شده است. فرضیه صفر در آزمون F به صورت زیر خواهد بود:
كه بوسيله آماره زير صحت آن مورد بررسي قرار مي گيرد:
براي تصميم گيري در مورد پذيرش يا رد فرضيه صفر، آماره F به دست آمده با F جدول که با درجات آزادی K-1 و N-K در سطح خطای (
) 5% محاسبه شده، مقایسه می شود، اگر F محاسبه شده بیشتر از F جدول باشد (
) مقدار عددی تابع آزمون در ناحیه بحرانی قرار گرفته و فرض صفر (
) رد مي شود. در این حالت با ضریب اطمینان 95% کل مدل معنی دار خواهد بود. در صورتي كه مقدار F محاسبه شده كمتر از F جدول باشد فرض پذيرفته شده و معني داري مدل در سطح اطمينان 95% مورد تأييد قرار نمي گيرد. با توجه به آماره اف در این پایان نامه صحت مدل رگرسیونی مورد تایید است.
آزمونهای تشخیصی و تخمین مدل رگرسیونی دوم (با در نظر گرفتن بحران کرونا)
نتایج آزمونهای تشخیصی به صورت زیر می باشد:
خروجی 13: نتايج انتخاب الگو جهت تخمين مدل شاخص قیمت سهام
نوع آزمون | آماره آزمون | مقدار آماره آزمون | احتمال |
F مقید برای مدل | F | 15.658765 | 0.0000 |
آزمون هاسمن برای مدل | H | 4.632516 | 0.0076 |
منبع: يافته هاي پژوهش
بر اساس آزمون F، با احتمال 95% مدل به روش پانل دیتا می بایست مورد تخمین قرار گیرد. نتیجه آزمون هاسمن، مدل اثرات ثابت را برای مدل مورد تائید قرار می دهد، که نتایج تخمین شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی با در نظر گرفتن متغیر بحران کرونا در جدول ذیل ارائه شده است.
خروجی 14 - تخمین مدل
متغیر وابسته: شاخص قیمت سهام | |||||
متغیرهای توضیحی | ضریب جزئی رگرسیون | انحراف از معیار | آماره آزمون t | احتمال محاسباتی | |
جز ثابت مدل | 604.7820 | 6015.690 | 0.100534 | 0.9199 | |
بحران مالی | 123.5953 | 57.15392 | 2.162499 | 0.0316 | |
نوسان نرخ ارز | -3534.389 | 1269.832 | -2.783352 | 0.0055 | |
شوک قیمت نفت | -21.69682 | 10.43226 | -2.079781 | 0.0408 | |
نرخ بهره حقیقی | -397.3328 | 152.0078 | -2.613897 | 0.0067 | |
ثبات سیاسی | 27.79559 | 6.561245 | 4.236329 | 0.0000 | |
اندازه شرکت | 194.6378 | 93.53216 | 2.080972 | 0.0409 | |
رشد فروش شرکت | 2150.872 | 926.2811 | 2.322051 | 0.0205 | |
متغیر مجازی (بحران کرونا) | 2788.963 | 879.8948 | 3.169655 | 0.0016 | |
معیارهای خوبی برازش مدل رگرسیون | |||||
ضریب تعیین | 0.700668 | ||||
ضریب تعیین تعدیل شده | 0.654765 | ||||
آماره آزمون معنی داری کل رگرسیون F | 15.26418 | ||||
احتمال محاسباتی آماره F | 0.000000 | ||||
منبع: يافته هاي پژوهش
آزمون فرضیه های تحقیق
فرضیه اصلی
H0= بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیرندارد
H1= بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد
با توجه به آماره آزمون t و p-valueمحاسبه شده آزمون فرضیه اصلی، نشان می دهد که، ضریب محاسباتی برای بحران کرونا برابر 2778.963 بوده و احتمال محاسباتی برابر 0.0016 می باشد و با توجه به اینکه که p-value محاسبه شده کوچکتر 5% (0.05) می باشد، لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر بحران کرونا بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی رد می گردد و فرض H1 مبنی بر وجود تاثیر بحران کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی پذیرش می شود و این مطلب بیان می دارد فرضیه اصلی تحقیق در سطح اطمینان 95% پذیرش می گردد.
فرضیه فرعی اول
H0= بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیرندارد
H1= بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیردارد
با توجه به آماره آزمون t و p-valueمحاسبه شده آزمون فرضیه اصلی، نشان می دهد که، ضریب محاسباتی برای بحران ارزی برابر 3534.389- بوده و احتمال محاسباتی برابر 0.0055 می باشد و با توجه به اینکه که p-value محاسبه شده کوچکتر 5% (0.05) می باشد، لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر بحران ارزی بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی رد می گردد و فرض H1 مبنی بر وجود تاثیر بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی پذیرش می شود و این مطلب بیان می دارد فرضیه فرعی اول تحقیق در سطح اطمینان 95% پذیرش می گردد.
فرضیه فرعی دوم
H0= بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیرندارد
H1= بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیردارد
با توجه به آماره آزمون t و p-valueمحاسبه شده آزمون فرضیه اصلی، نشان می دهد که، ضریب محاسباتی برای بحران نفتی برابر 21.69682- بوده و احتمال محاسباتی برابر 0.0408 می باشد و با توجه به اینکه که p-value محاسبه شده کوچکتر 5% (0.05) می باشد، لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر بحران نفتی بر شاخص قیمت سهام در شرکتهای منتخب بورسی رد می گردد و فرض H1 مبنی بر وجود تاثیر بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی پذیرش می شود و این مطلب بیان می دارد فرضیه فرعی دوم تحقیق نیز در سطح اطمینان 95% پذیرش می گردد.
در نهایت برای بررسی مناسب بودن مدل رگرسیونی از آزمون اف استفاده میشود. با توجه به آماره اف در این پایان نامه صحت مدل رگرسیونی مورد تایید است.
8-بحث و نتیجه گیری
در بازارهاي بورس سهام بحران هاي مالي ممكن است به دلايل مختلف از جمله رشد بيش از حد قيمت هاي سهام يا حباب قيمتي ، شوك هاي پولي، عواملي مانند جنگ و يا به شكل يك بحران بهداشتي مانند ويروس كرونا پديدار شود. در بازده بازارهاي سهام تحت تاثير بيماري هاي مختلف در سال هاي گذشته ارائه شده است. در تمامي موارد در كوتاه مدت بازارهاي سهام با كاهش ارزش مواجه شده اند اما در حداكثر يك سال پس از وقوع اين بيماري ها، بازارهاي سهام به سطح قبل از ريزش بازگشته اند. در زمان ايجاد بحران هاي مالي در بازارهاي سهام، رفتار جمعي يا گله اي سرمايه گذاران منجر به تاثيرگذاري بر ريسك سيستماتيك بازارها شده است. رفتار جمعي ايجاد شده بر اثر شيوع ويروس كرونا در بازارهاي سهام بسيار شديد تر از رفتار جمعي سرمايه گذران بر اثر بيماري هاي مختلف در گذشته بوده است. در سال2002 شيوع بيماري سارس بسياري از بازارهاي مالي جنوب شرق آسيا را تحت تأثير خود قرار داد، به طوري كه عامل بدترين بحران اقتصادي در جنوب شرق آسيا پس از بحران مالي سال 1997 شد، به نظر مي رسد تاثيرات منفي اثرگذاري ويروس كرونا بر اقتصاد جهان كمتر از بيماري سارس نخواهد بود. بسياري از متغيرهاي كلان اقتصادي مانند نفت، طلا، نقره و مس از ويروس كرونا تاثير پذيرفته اند، بخش اعظمي از اين متغيرها به طور مستقيم يا غير مستقيم بر درآمد مالي شركت ها و در نهايت بازارهاي بورس تاثيرگذار هستند. كاهش تقاضاي نفت و از بين رفتن توازن بين عرضه و تقاضا در زمان شيوع ويروس، منجر به افت شديد قيمت نفت با كاهش بيست درصدي تقاضا براي اين متغير شده است. در طي زمان گسترش اين ويروس بهاي نفت بيش از 50 درصد كاهش يافته است كه طبيعتا اثرات منفي سنگيني بر اقتصاد كشورهاي صادر كننده نفت خواهد داشت. قيمت طلاي جهاني در ابتدا با كاهش ارزش شديد مواجه شد اما پس از سقوط بازارهاي سهام، اين كالا به عنوان يك دارايي امن با شوك تقاضاي سنگيني همراه شد. قيمت هاي جهاني نقره و مس نيز بر اثر شوك ايجاد شده اين ويروس بيش از 35 درصد كاهش ارزش را تجربه كردند. در مجموع نوسانات متغيرهاي كلان اقتصادي منجر به تاثير گذاري بر درآمدهاي شركتهاي پذيرفته شده در بازارهاي بورس و در نهايت تغيير ارزش شاخص هاي بورس سهام خواهد شد. ماهيت پوياي بازارهاي مالي مي تواند به عنوان يك شبكه پيچيده ترسيم شود. تكنيك هاي شبكه براي توصيف معماري جهاني جريان مالي، تجزيه و تحليل بحران مالي و بررسي پوياي يهاي بازار بين بانكي و همچنين سهام مورد استفاده قرار گرفته است. بحران ناشي از ويروس كرونا يك بحران پيچيده است، بنابراين رويكرد سيستمهاي پيچيده براي درك آن ضروري به نظر مي رسد. امروزه استفاده از تكنيك سيستمهاي پيچيده براي تجزيه و تحليل امور مالي در مطالعات مختلف حائز اهميت ميباشد، همچنين دو ابزار كلي سيستمهاي پيچيده شامل قوانين قدرت و شبكه هاي پيچيده براي درك بيثباتي هاي مالي بازارهاي مورد مطالعه مهم و ضروري ميباشند. دو ايده كلي توسط پژوهشگران اين حوزه در سالهاي اخير گسترش يافته است: نخست اينكه رويدادهاي افراطي مانند بحرانهاي مالي در اقتصاد مكرر هستند (اين امر را ميتوان با قوانين قدرت مورد مطالعه قرار داد) و دوم اينكه چندين سيستم، مستقل از مالي بودن آنها، اقتصاد كلان يا اقتصاد خرد، در معرض شوك دسته جمعي قرار دارند. پيچيدگي امكان تجزيه و تحليل بازارهاي مالي را ممكن ميسازد، زماني كه بازارهاي مالي به يك آستانه معين ميرسند تغيير ميكنند، يعني نقطهاي كه شوك ها ميتوانند مسير سيستم را تغيير دهند. اتصال سيستم هاي مختلف به يكديگر مانند محيط زيست، بهداشت عمومي، صنايع و سيستمهاي مالي منجر به افزايش ريسك سيستماتيك خواهد شد و به كمك شبكه پيچيده تا حدودي نتايج اتصال اين سيستمها و شبكه ها به يكديگر قابل رويت خواهد بود. مدل هاي شبكه، فرآيند توزيع موازي با ماهيت طبيعي بوده و ويژگي مهم آن، توانايي مد لسازي روابط غيرخطي و پيچيده بدون نياز به فرضيات قبلي از ماهيت ارتباط بين داده ها است. اين شبكه ها كاربرد هاي متفاوتي ازقبيل طبقه بندي داده ها، تقريب توابع، پيش بيني متغيرها، خوشه بندی و بهينه سازي دارند. استفاده از رويكرد تحليل شبكه محقق را قادر به بازيابي ساختار كلي تعاملات تجاري مي نمايد و به اين وسيله امكان جستجوي ارتباطات و مسيرها در تجارت فراهم مي شود، تحليل شبكه مي تواند موقعيت خاص يك كشور در شبكه تجارت جهاني را شناسايي كرده و اين امكان وجود دارد كه ميزان ادغام بين المللي را براي كل شبكه ارزيابي نمايد
برای محاسبه شوک قیمت نفت مطابق با ادبیات موجود برای مدلهای نااطمینانی در ابتدا باید قیمت نفت را با استفاده از مدلهای ARMA بهره گرفته شد که با توجه به نتایج قیمت نفت با دو دوره قبل از خود AR(2) و با یک دوره قبل با جمله اختلال خود MA(1) ارتباط داردو با توجه به احتمال بدست آمده فرضیه اولیه مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس شرطی در قیمت نفت رد و بنابراین قیمت نفت دارای ناهمسانی واریانس شرطی می باشد.
نتایج آزمون هم انباشتگی پانل کائو برای متغیرهای الگوی رگرسیونی شاخص قیمت سهام حاکی از آن بود که با توجه به کمتر بودن احتمال محاسبه شده از 5% ، فرضیه اولیه این آزمون مبنی بر عدم وجود هم انباشتگی میان متغیرهای الگو رد و در نتیجه رابطه بلند مدت میان متغیرهای رگرسیون تحقیق تایید می گردد و بدون مشکل وجود رگرسیون کاذب می‌توان مدل مورد بررسی را برآورد نمود .
به کارگیری روش های سنتی در اقتصاد سنجی مبتنی بر فرض ایستا بودن متغیرها است. بنابراین، برای جلوگیری از رخ دادن پدیده رگرسیون کاذب در هنگام برآورد الگو، ابتدا لازم است که ایستایی متغیرها، مورد بررسی و آزمون قرار گیردکه نتایج آزمون پایایی LLC متغیرهای تحقیق حاکی ازآن بود که بر اساس آزمون «لوین لین و همکاران» چون مقدار احتمال همه متغیرها کمتر از 05/0 بوده است، همه متغیرهای مستقل و وابسته در دوره تحقیق در سطح مانا بوده‌اند مانایی بدین معنی است که میانگین و واریانس متغیرهای تحقیق در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سالهای مختلف ثابت بوده است.
نتایج | فرضیه | ردیف |
پذیرش | بحران مالی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد. | 1 |
پذیرش | بحران ارزی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد. | 2 |
پذیرش | بحران نفتی ناشی از کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای منتخب بورسی تاثیر دارد. | 3 |
نتایج حاصل از تخمین مدل نشان از تاثیر مستقیم بحران مالی کرونا بر شاخص قیمت سهام شرکتهای بورسی داشت که این موضوع در حقیقت نیز پس از وقوع بحران کرونا در ایران اواخر بهمن ماه 98 و جهش بالای شاخص قیمت سهام شرکتهای بورسی خود را نشان داد که این موضوع در همان ابتدا نز برای خیلی از کارشناسان اقتصادی به دلیل ایجاد حباب و مشاهده افت سهام در بازارهای جهانی مانند وال استریت و داوجونز و ... نگران کننده بود. برای همین منظور به عاملین بازار سرمایه پیشنهاد می گردد به خاطر عدم تکرار این گونه جهشهای پوشالی با آگاه سازی مردم برای ورود به بازار سرمایه حتما کلاسهایی را به صورت مجازی و اجباری تعیین نمایند یا از ورود مستقیم مردم به بازار سرمایه بدون اطلاعات قبلی از این بازار موجبات ثبات را در این بازار فراهم اورند تا عده ای با استفاده از عدم آگاهی از اطلاعات مردم عادی از این بازار منجر به ورشکستگی اقتصادی افراد نشوند
به همین منظور به عاملین بازار سرمایه پیشنهاد می گردد به خاطر عدم تکرار این گونه جهش های حباب گونه با آگاه سازی مردم برای ورود به بازار سرمایه از طريق رسانه هاي جمعي از طرق مختلف اطلاع رساني نموده و یا از ورود مستقیم مردم به بازار سرمایه بدون پيشگيري و از این طريق موجبات ثبات را در این بازار فراهم آورند؛ تا عده ای با استفاده از عدم آگاهی از اطلاعات مردم عادی از این بازار منجر به ورشکستگی اقتصادی افراد نشوند
باز آفرینی استراتژیهای کشور در حوزه های کسب و کار و پرهیز از تزریق راهکارهای کوتاه مدت بدون در نظر گرفتن اثرات منفی این تصمیمات در بلند مدت به عبارتی ضرورت تدوین پلتفرمی برای معماری کسب و کار
تلاش همه جانبه برای ایجاد شفافیت در کلیه حوزه های مرتبط با اکوسیستم کسب و کار و بهبود جایگاه شفافیت
کمک به سرمایه گذاران واقعی داخلی و خارجی به منظور اطمینان از حمایت های حاکمیتی برای بهبود فضای کسب و کار
بازنگری و خلق استراتژیهایی برای ایجاد سیستم های نوین مدیریتی و مدیریت سیستم ها با بهره گیری از تجارب موفق سایر کشورها
- اشکان رحیم زاده ؛ شیلا آسیابی اقدم ؛ یداله رجائی(1401) اثر متغیرهای اقتصادی بر رفتار قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار(فصلنامه اقتصاد محاسباتی)تابستان1401،دوره 16،شماره 2 از صفحه 105-125
- آرمن سيدعزيز، پيرو فرزانه (1394) بررسي عدم تقارن در ادوار تجاري ايران و نقش تکانه هاي نفتي در ايجاد آن، فصلنامه اقتصاد مقداري (فصلنامه بررسيهاي اقتصادي) : زمستان 1392, دوره 10 , شماره 4 (پياپي 39); از صفحه 113 -146.
- انصاري،صابر(1393) بررسی اثر سرایت بحران مالی جهانی بر شاخص های بازار سهام تهران دانشگاه صنعتی شریف، دانشکده مدیریت و اقتصاد.
- برهانی، سیاوش(1388) نقش اخبار خوب و بد در نوسانات بازدهی سهام در ایران، فصلنامه ي پژوهش اقتصادي ایران، شماره 26.
-بهنوش پاکزاد، محمد باقر اولیا (1399) پاندمی کرونا دکمه ری استارت کره زمین،دانشگاه علوم پزشکی شهید صدوقی یزد، ماهنامه علمی پژوهشی ،شماره1
- پیمان ارمغان ،منیژه هادی نژاد، مرجان دامن کشیده ،معصومه شجاعی(1401) سازوکار اثرگذاری تکانه‌های وارده از سوی قیمت نفت، قیمت ارز و سرمایه‌گذاری با در نظر گرفتن هزینه‌های تعدیل بر شاخص قیمت سهام،فصلنامه اقتصاد مالی ،شماره 59; از صفحه 46-23
- پوستین چی،پدرام(1394) بررسی میزان اثرپذیري متغیرهاي کلان اقتصاد ایران از بحران مالی جهانی"، بررسی هاي بازرگانی، شماره 17.
- پیرائی و جمال،( 1387) بررسي رابطه متغيرهاي كلان اقتصادي با شاخص قيمت سهام بورس اوراق بهادار ايران جله دانشكده علوم اداري و اقتصاد دانشگاه اصفهان، شماره چهل.
- جلالی نائینی، فرزین(1396) بیش واکنش سرمایه گذاران بازار سهام ایران به اخبار بحران مالی جهانی، مجله دانش مالی، تحلیل اوراق بهادار، شماره نهم.
- حسن زاده علي، كيانوند مهران (1388) بحران مالي جهاني، بازار جهاني نفت و استراتژي اوپك، تازه هاي اقتصاد : زمستان 1388 , دوره 7 , شماره 126 ; از صفحه 84 - 94
- شفیعی، سعیده و صبوری دیلمی، محمدحسن (1388) برسی میزان اثرپذیری متغیرهای کلان اقتصاد ایران از بحران مالی جهانی. مجله بررسی های بازرگانی، شماره 39، صص 16-2.
- کشاورز حداد ،فرهاد(1393) بررسي تاثير متغيرهاي كلان و داراييهاي جايگزين بر قيمت سهام در ايران:يك الگوي خود همبسته با وقفههاي توزيعي فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي ايران.
- لیلا آسیایی اقدم، اشکان رحیم زاده،یداله رجائی ،اثر متغیرهای اقتصادی بر رفتار قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده
در بورس اوراق بهادار، فصلنامه اقتصاد مالی ،دانشگاه آزاد اسلامی زنجان ، شماره 59; از صفحه 126-105
- مردای (1379)، تجزیه و تحلیل ادوار تجاری در اقتصاد ایران براساس ساخت و بکارگیری شاخص ترکیبی پیشرو، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه شهید بهشتی - دانشکده علوم . 1379. کارشناسی ارشد.
- مهرآرا ،صابر(1393) بررسي اثر نااطميناني نرخ ارز بر شاخص كل قيمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران: كاربرد رهيافت آزمون كرانهه محمد حسین امجدی،علیرضا شکیبایی، عبدالمجید جلایی(1400) تاثیر نرخ ارز نااطمینانی نرخ ارز و پاندمی کوید19 برقیمت مسکن، پژوهشهای اقتصادی ایران ا در همجمعي، طرح تحقيقاتي منتشر شده، دانشگاه اروميه.
- مهرگان، نادر و پرویز محمدزاده و محمود حقانی و یونس سلمانی (1392) " بررسی الگوی چند رفتاری رشد اقتصادی در واکنش به نوسانات قیمت نفت خام: کاربردی از مدل های GARCH و رگرسیون چرخشی مارکف" تحقیقات مدل سازی اقتصادی، تابستان 1392، شماره 12، از صفحه 73 تا 101.
- محمد چواد محقق نیا، علی اصغر ضیاچی،مصطفی سرگلزائی، وحید خاشعی، ارزیابی اثر نوسانات ارزی بر عملکرد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و سنجش وقفههای زمانی آن ، فصلنامه اقتصاد مالی ،شماره 59; از صفحه 154-127
- نظرپور و جمال(1390)بررسی اثر بحران اقتصادی غرب بر بورس اوراق بهادارتهران فصلنامه مطالعات مالی، شماره پنجم.
- هژبر کیانی، کامبیز و مرادی علیرضا (1390) تعیین نقاط چرخش در دوره های تجاری اقتصاد ایران با استفاده از الگوی خودبازگشتی سوئیچینگ مارکف. مدلسازی اقتصادی، صص 25-1.
- یاوری، کاظم و حسین اصغرپور (1381) "وقفه های تولید، سیاست های پولی و پویایی قیمت" مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 60، بهار و تابستان 1381، صفحات 233-209.
- Gornikiewicz, MarcinKozicki, Bartosz (2020), The impact of the coronavirus pandemic on Russia's economic security: analysis of exchange rates of selected currencies and energy resources.
- Algebrin. Mohamad (2006), Analysis of Inflation Determinants In Developing oil-Export Based Economies.
- Baltaji, B.H. (2005). Econometric Analysis of Panel Data. Third Edition, UK, John Wiley & Sons.
- Barsky,R.B and L.Killian, (2004), Oil and The Macroeconomy Since The 1970s, Jounal Of Economic Perspectives ,18(4).
- Bernanke, Ben S. (2004), “What Policymakers Can Learn from Asset Prices,” April 15, 2004 speech before the Investment Analysts Society of Chicago, Chicago, Illinois, available at www.federalreserve.gov/boarddocs/
- Berument, Hakan, and Tasci, Hakan, (2002), Inflationary effect of crude oil prices in Turkey, Physica A, 316, 568-580.
- Blake McLean, (2006), "Middle East Oil Production and Export Risks", Submitted to GP200A
- Balke, N. S., Brown, S. P. A., Yucel, M. K. (2002), “Oil price shocks and the U.S. Economy: where does the asymmetry originate?” Energy Journal, 23(3), 27-52.
- Chen, Shiu-sheng, (2008), Oil price pass-through into inflation, Energy Economics (August, 2008).
- Farzanegan, M.R., Markwardt, G., (2009), “The effects of oil price shocks on the Iranian economy”, Energy Economics 31(1), 134-151.
- Fathin Faizah Said, AbdGhafar Ismail. (2008). “Monetary Policy, Capital Requirement and lending behavior of Islamic Banking in Malaysia”, Journal of Economic Cooperation, 29, 3 (2008). 1-22
- Farzanegan,Mohammad Reza and Gunther, Markwardt (2007), The effects of Oil Price Shocks on Iranian Economy.
- Gregorio, Jose De, Landerretche, Osar, Neilson, Christopher, (2007), another pass-through bites the dust? Oil prices and inflation, working paper, Central Bank of Chile.
- Hooker, Mark A. (2002), Are oil shocks inflationary? Asymmetric and nonlinear specifications versus changes in regime, Journal of Money, Credit and Banking, 34(2), 540-561.
- Hylmun Izhar, Dr. Mehmet Asutay (2007) “the Controllability and Reliability of Monetary Policy in Dual Banking System: Evidence from Indonesia”. Review of Islamic Economics, Vol. 11, No. 2, pp. 17-29, 2007
- Im, Kyung S., M. Hashem Pesaran and Yongcheol Shin (2003), Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels, Journal of Econometrics 115.
- Jiménez-Rodríguez, R. and Sánchez (2005), Oil Price Shocks and Real GDP Growth: Empirical Evidence for some OECD Countries, Applied Economics 37.
- Juncal Cunado and Fernando DeGracia (2004), Oil Prices, Economic Activity and Inflation: Evidence for Some Asian Countries. Working paper.
- Koop, G. & Onorante, L. (2012), "Estimating Phillips Curves in turbulent times using the ECB’S survey of professionl forecasters". European Central Bank,Working Paper Series, February 2012, NO 1422
- LeBlanc, Michael, Chinn, Menzie, D. (2004), Do high oil prices presage inflation? Business Economics, 39(2), 38-48.
- Levin, Andrew, Chien-Fu Lin and James Chu (2002), Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite Sample Properties, Journal of Econometrics 108.
- Olomola, P. A. & A. V. Adejumo (2006), "Oil Price Shock and Macroeconomic Activities in Nigeria", International Research Journal of Finance and Economics, Vol. 3, PP. 28-3
[1] Association of Southeast Asian Nations
[2] Singh et al
[3] Sydney C. Ludvigson et al, 2019
[4] Structural Vector Autoregressive
[5] Gross Domestic Product
[6] HaiYue Liu Aqsa Manzoor , CangYu Wang, Lei Zhang and Zaira Manzoor , 2020
[7] Auto Regressive
[8] Moving Average
[9] Autoregressive Conditional Heteroscedasticity
[10] Exponential Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity
[11] . Nelson, 1991
[12] Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity
[13] .Asymmetric Model
[14] Verbeek, 2005
[16] Levin, Lin & Chui
[17] Kao
[18] داده های تلفیقی
[19] Fixed Effects Model
[20] Random Effects Model
[21] .Individual Effects
