Analyzing the demand side of commonality liquidity in the Tehran Stock Exchange market: a non-linear autoregressive approach with NARDL distribution breaks.
Omid Aghaei meybodi
1
(Islamic Azad University, Yazd branch)
sayed yahya abtahi
2
(department of economics. management faculty. islamic azad university of yazd.)
hamid khajeh mahmoodabadi
3
(Faculty member of Islamic Azad University, Ardakan Branch, Iran)
gholamreza Askarzadeh
4
(Member of the academic staff of Yazd Azad University)
Keywords: Commonality liquidity, market rate of return, autoregressive method with distributive breaks,
Abstract :
In the last few decades, market participants have given considerable attention to the of liquidity in financial markets. Commonality liquidity and shared movements in transaction costs associated with such a phenomenon have significant consequences in the microstructure of the market. The analysis and identification of such commonalities enables the investor and the policy maker to discover the evidence related to inventory risk and asymmetric information in increasing the liquidity of the stock market. From the non-linear autoregression method with NARDL distribution breaks between the seasonal periods of 2008:01 to 2020:12. The asymmetric long-term results show a negative and significant relationship between the positive rate of return shock and Commonality liquidity and a positive and significant relationship between the negative market return shock and commonality liquidity. The variables of monthly investment by institutional investors, commonality liquidity and exchange rate of return have a positive and significant relationship with commonality liquidity. Export logarithm has a negative and significant relationship with, uncommonality liquidity.
_||_
فصلنامه مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار شماره ...... / زمستان 1402
|
|
تحلیل طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی در بازار بورس اوراق بهادار تهران: رویکرد غیرخطی خودرگرسیونی با وقفه‌های توزیعی NARDL
چکیده
در چند دهه اخیر، فعالان بازار نظر قابل توجهی به مفهوم نقدشوندگی در بازارهای مالی داشته‌اند. نقدشوندگی اشتراکی و تحرکات مشترک در هزینه‌های معاملاتی مرتبط با چنین پدیدهای، پیامدهای قابل توجهی در ساختار خرد بازار دارد. تجزیه و تحلیل و شناسایی چنین مشترکاتی، سرمایه‌گذار و سیاست‌گذار را قادر می‌سازد تا شواهد مربوط به ریسک موجودی و اطلاعات نامتقارن در افزایش نقدشوندگی بازار سهام را کشف کند. در این تحقیق به تحلیل طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی در بازار بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از روش غیرخطی خودرگرسیونی با وقفه‌های توزیعی NARDL بین دورههای فصلی 1387:01 تا 1399:12 پرداخته شده است. نتایج بلندمدت نامتقارن نشاندهنده یک رابطه منفی و معنی‌دار بین شوک مثبت نرخ بازده با نقدشوندگی اشتراکی و یک رابطه مثبت و معنی‌دار بین شوک منفی بازده بازار و نقدشوندگی اشتراکی می‌باشد. متغیرهای سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی، عدم نقدشوندگی سهام و نرخ بازده ارز با نقدشوندگی اشتراکی یک رابطه مثبت و معنیداری دارند. لگاریتم صادرات یک رابطه منفی و معنی‌دار با عدم نقدشوندگی اشتراکی دارد.
کلمات کلیدی
نقدشوندگی اشتراکی، نرخ بازده بازار، روش خودرگرسیونی با وقفه‌های توزیعی
مقدمه
نقدشوندگی را توانایی تبدیل سریع و بدون کاهش قیمت یک ابزار مالی می‌گویند. نقدشوندگی اشتراکی به تاثیر عامل نقدینگی متداول یا گسترده در بازار بر یک بنگاه منفرد اشاره دارد، اشتراک در نقدشوندگی با کاهش هزینه‌های معامله باعث تشویق سرمایه‌گذار میشود. رفاه اقتصادی از بازارهای نقدشونده تاثیر می‌گیرد و قیمت‌های مناسب‌تر منجر به تخصیص کارآمد‌تر سرمایه میشود. تغییر در اسپرد پیشنهادی، عمق سطح شرکت و عمق سطح بازار نشان میدهد که نقدشوندگی شرکت منفرد نسبت به تغییرات حرکات نقدینگی کل بازار حساس است. نقدشوندگی اشتراکی یک پدیده جهانی گسترده است. تغییرات در سطح اسپرد و عمق بازار به طور قابل توجهی تحت تاثیر تغییرات گسترده نقدینگی در اکثر بازارهای بورس جهان است (بروکمن و همکاران،12006). اشتراک در نقدشوندگی میتواند زمینهای فراهم کند تا نوسانات قیمت منجر به پاسخ فعالیت‌های تجاری در سطح بازار شود. اختلاف بین قیمت خرید و فروش باعث ایجاد نقدشوندگی اشتراکی میشود و عدم وجود بازار کارا باعث کاهش نقدشوندگی اشتراکی میشود (بوکتوانتونگ،2 2008). ارزش شرکت، بازده بازار، نقدینگی، نوسانات و گردش مالی، عوامل بازده، نرخ ارز و صادرات در نقدشوندگی اشتراکی بسیار مهم است. سیاست‌های تنظیم شده توسط دولت و موسسات مالی نقش مهمی در نقدشوندگی اشتراکی دارد. وقتی بازار بازده منفی را تجربه می‌کند باعث کاهش عرضه نقدینگی میشود (سیامالا و همکاران،3 2017).
طبق تحقیقاتی که در 18 بازار نوظهور انجام شده است، اطلاعات نامتقارن، حجم معاملات و نوسانات باعث ایجاد نقدشوندگی اشتراکی میشود. نقدشوندگی اشتراکی در بازارهای نوظهور بیشتر از بازارهای پیشرفته می‌باشد به این علت که در بازار نوظهور بازار مالی جایگزینی مانند قرضه وجود ندارد پس سرمایهگذاران فقط در یک بازار مالی امکان فعالیت دارند که باعث میشود بازار سهام نقدشوندگی اشتراکی بیشتری داشته باشد. مهمترین عاملی که بر سهام تأثیر میگذارد عدم اطمینان قیمت سهام اوراق بهادار است. اگر قیمت یک اوراق بهادار بسیار بی ثبات باشد، احتمال افت ارزش اوراق بهادار افزایش می‌یابد. بنابراین، تأمینکنندگان نقدینگی تمایل کمتری برای نگهداری دارایی‌های نقدینگی دارند وقتی که انتظار نوسانات بالایی دارند و بنابراین، اسپرد پیشنهاد خود را افزایش میدهند یا دستورالعمل محافظه کارانه‌تری ارائه میدهند که نقدینگی اوراق بهادار را کاهش میدهد. زمانی یک اوراق بهادار نقدشونده تلقی میشود که سرمایهگذاران بتوانند تعداد سهام مورد نظر را با حداقل هزینه در سریع ترین زمان ممکن به دست آورند، بدون اینکه تأثیر شدیدی بر قیمت‌ها بگذارند. اشتراک در نقدشوندگی زمانی اتفاق می‌افتد که نقدشوندگی خاص شرکت همگام با نقدشوندگی کل بازار متفاوت باشد. در چنین مواقعی، مدیران پرتفوی بیشتر در معرض خطر سیستماتیک نقدشوندگی قرار میگیرند و با هزینه‌های مبادله‌ای مواجه می‌شوند که قابل شناسایی نیستند. خطرات نقدشوندگی اشتراکی زمانی افزایش می‌یابد که بازارهای مالی دچار آشفتگی می‌شوند. در بازارهای نو ظهور اطلاعات نامتقارن باعث ایجاد در نقدشوندگی بازار میشود. نوسانات بازار باعث افت ارزش اوراق میشود، پس تأمینکنندگان مالی میل کمتری به عرضه پول دارند. نقدشوندگی اشتراکی در بازارهای نوظهور بیش از بازارهای پیشرفته است. حمایت از سرمایهگذاران در بازارهای نوظهور کمتر است. در بازارهای نوظهور به علت تنوع کم بازار مالی و نبودن بازار جایگزین مانند قرضه و ... نقدشوندگی افزایش می‌یابد. افزایش شفافیت اطلاعات، توسعه در ابزارهای سرمایهگذاری جایگزین مانند قرضه باعث کاهش ریسک نقدشوندگی اشتراکی میشود (بای و همکاران، 42015).
تحقیقات نسبتاً کمی بر روی محرک‌های اساسی مؤثر بر اشتراک نقدشوندگی متمرکز شدهاند. در واقع، اشتراک نقدشوندگی از نظر تئوری میتواند سه منبع اساسی داشته باشد: تغییرات مشترک در عرضه نقدینگی، حرکت مشارکتی در تقاضای نقدینگی یا هر دو. برخی از مطالعات نظری در تلاش برای توضیح رابطه بین بازده بازار و نقدینگی بازار استدلال می‌کنند که کاهش ارزش بازار سهام یا بر تقاضای نقدینگی (مثلاً فروش وحشتناک، ریسک‌گریزی) یا عرضه نقدینگی (مثلاً محدودیت حاشیه یا سرمایه، برداشت وجوه توسط واسطه‌های مالی) تأثیر میگذارد. با داشتن تأثیر کل بازار بر نقدشوندگی، از طریق معاملات همزمان، که این اثرات عرضه و تقاضای نقدینگی در سطح بازار ناشی از کاهش بازار، باعث ایجاد حرکت مشترک در نقدینگی میشود. با توجه به موارد مطرح شده فوق هدف این تحقیق تحلیل طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی در بازار بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از روش غیرخطی خودرگرسیونی با وقفه‌های توزیعی NARDL بین دورههای فصلی 1387:01 تا 1399:12 می‌باشد. چارچوب این تحقیق بدین صورت است که در ادامه به بررسی ادبیات موضوع پرداخته میشود. سپس معرفی روش تحقیق و یافته‌های تجربی بیان شده است و در نهایت به نتیجه‌گیری و ارائه پیشنهادها پرداخته میشود.
ادبیات موضوع
اشتراک در نقدشوندگی به حرکت مشترک نقدینگی سهام در سطح شرکت با نقدینگی کل بازار اشاره دارد. پدیده اشتراک نقدینگی به همزمانی تغییرات نقدشوندگی یک دارایی منفرد با حرکات نقدشوندگی کل بازار اشاره دارد و بنابراین مفهوم یک جزء نقدینگی مشترک را که بر نقدشوندگی اوراق بهادار یک شرکت تأثیر میگذارد، توصیف می‌کند (بروکمن و همکاران، 2009). این پدیده اولین بار توسط کریدا و همکارانش5 (2000) اشاره شد. که نشان میدهد که تغییرات در سطوح و عمق‌های پیشنهادی خرید و فروش در سطح شرکت تا حدی ناشی از تغییرات در اسپردها و عمق‌های کل بازار است.
نقدشوندگی معیار کلیدی کیفیت بازار و شرط مهمی برای رشد و توسعه بازار مالی است. این به طور مستقیم با بازده مورد نیاز سرمایهگذاران در ارتباط است، از این رو هزینه سرمایه این عامل عمدهای است که بر کارایی قیمتگذاری دارایی تأثیر میگذارد. نقدینگی نقشی اساسی در مدیریت پوشش و مدیریت ریسک دارد (وانگ6، 2012). تحقیقات انجام شده در طرف عرضه نقدینگی اشتراکی نشان میدهد که واسطه‌های مالی نقدینگی کمتری در زمان بازار کاهنده یا ناپایدار به بازار تامین می‌کنند. اما فرضیه طرف تقاضا نشان میدهد که موسسات تجاری دارای رفتار گله‌ای می‌باشند و سهامی که دارای مالکیت نهادی بیشتری هستند، نقدشوندگی اشتراکی بیشتری دارند (لوو،7 2014). حساسیت بازده سهام به تغییرات نقدشوندگی بازار ممکن است قابل تنوع نباشد. سهامی با ریسک نقدشوندگی بالا باید بازده بیشتری داشته باشد تا بتوانند سرمایهگذاران را وادار به نگهداری کنند. سهام غیرنقدشوندگی بازده کمتری نسبت به سهام نقدشوندگی بیشتر دارد (فوران، 82015).
نقدشوندگی اشتراکی طرف عرضه زمانی به وجود میآید که ارائه‌دهندگان نقدشوندگی که با محدودیت‌های تامین مالی مواجه هستند، نقدینگی کمتری را در بسیاری از سهام عرضه می‌کنند. بر اساس تئوری، ادبیات تجربی شواهدی را ارائه میدهد که اشتراک زمانی ایجاد میشود که واسطه‌های مالی به طور همزمان مجبور شوند نقدینگی کمتری را در بسیاری از دارایی‌ها در صورت مواجهه با محدودیت سرمایه عرضه کنند. مطابق با این دیدگاه که اشتراک با محدودیت‌های سرمایه واسطه‌های مالی مرتبط است، نشان میدهد که اشتراک زمانی که شرایط اعتباری سخت‌تر میشود و در کشورهایی با درجه پایینتر از توسعه بازار مالی افزایش می‌یابد (هان و همکاران،9 2020).
مروری بر پیشینه تحقیق
پاناجیوتو و همکاران10 (2023) عوامل تعیین کننده اشتراک نقدینگی در بازار اوراق قرضه دولتی منطقه یورو را مورد بررسی قرار دادند. در این تحقیق تغییرات سری زمانی در اشتراک نقدینگی را در بین اوراق قرضه معیار دولتی از 10 کشور منطقه یورو، طی یک دوره 7 ساله مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج حاکی از آن بوده که اشتراک در نقدینگی در طول زمان تغییر می‌کند، در دورههای استرس و همچنین در جلسات سیاست بانک مرکزی اروپا تشدید میشود، و شواهد قوی‌تری به نفع عوامل تعیین‌کننده سمت عرضه دیده میشود.
ریچتر11 (2022) در تحقیقی به تحلیل نقدشوندگی اشتراکی در بازارهای اوراق قرضه دولتی در کشورهای انگلیس و ژاپن پرداخت. نتایج نشان داد که تغییرات نقدینگی در سطح بازار محلی تأثیر قابل‌توجهی بر نقدینگی اوراق قرضه دارد .برخلاف بازارهای سهام، تنها شواهد کمی وجود دارد که تغییرات در نقدینگی جهانی بر نقدشوندگی بازارهای اوراق قرضه مستقل تأثیر میگذارد. نتایج همچنین نشان میدهد که سیاست‌های پولی واگرا و پدیده پرواز به ایمنی به این جدایی در همبستگی‌های نقدینگی کمک می‌کند. تریپاتی و همکاران12 (2021) در مقاله‌ای با عنوان نقدینگی اشتراکی در مقادیر شدید کشور هند را مورد بررسی قرار دادند و به این نتیجه رسیدند که در هنگام شوکهای نقدینگی منفی، حجم قابل توجهی از معاملهگران نقدینگی را از بازار خارج می‌کنند. این امر تأمین نقدینگی را به یک پیشنهاد پاداش تبدیل می‌کند. در نتیجه، تأمینکنندگان حد مجاز طبیعی برای تأمین نقدینگی وارد بازار می‌شوند. این سازوکار ساخت واقعی بازار تعادل را در عرضه و تقاضای نقدینگی به خصوص در دورههای شدید شرایط نقدینگی به ارمغان میآورد. در مقاله دیگر با عنوان عوامل تعیین کننده مشترک در نقدینگی، سیامالا و همکاران (2017) بیان کردند، فرضیه سمت عرضه پیش‌بینی می‌کند که در هنگام نوسانات زیاد بازار ، نرخ بهره بالاتر در اقتصاد و شرایط ضعیف بازار مالی مانند نقدینگی کم، بازده منفی بازار و غیره که در دسترس بودن سرمایه برای واسطه‌های مالی تأثیر دارند، اشتراکات بیشتر است.
بای (2015) در پژوهشی در مورد طرف عرضه نقدینگی در 18 بازار نوظهور پدیدهای به نام اشتراک در نقدینگی، نقدینگی سهام منفرد با یکدیگر حرکت می‌کنند. یافته‌های تجربی ارائه شده نشان میدهد که اشتراک نقدینگی در بازارهای نوظهور بیشتر از بازارهای پیشرفته است. بازار سهام کشورهای کمتر توسعهیافته، بازار اوراق قرضه کمتر توسعهیافته، حاکمیت ضعیف کشور که همبستگی بیشتری دارند، نقدینگی دارای تنوع بیشتری است. برای کاهش ریسک نقدینگی سیستماتیک بازارهای نوظهور باید تلاش بیشتری در توسعه بازار سهام مانند افزایش شفافیت اطلاعات و همچنین توسعه در ابزارهای سرمایهگذاری جایگزین مانند اوراق قرضه برای سرمایهگذاران و انتقال شوکهای نقدینگی و در نتیجه کاهش ریسک نقدینگی در یک بازار دارایی میشود. لوو (2014) در تحقیقی با عنوان نقش مالکیت نهادی در بورس اوراق بهادار تایوان منابع اشتراک نقدینگی را از طرف عرضه و طرف تقاضا بررسی کرده است. فرضیه طرف عرضه نشان میدهد که واسطه‌های مالی نقدینگی کمتری را در طی بازارهای ناپایدار یا پایدار به دلیل محدودیت‌های تأمین مالی تأمین می‌کنند، که این امر به معنای افزایش حرکت مشترک نقدینگی در بسیاری از اوراق بهادار است. فرضیه سمت تقاضا، ویژگی نقدینگی را عمدتاً به موسسات تجاری مرتبط با یکدیگر نسبت میدهد. ادبیات قبلی تقاضا پیش‌بینی می‌کند سهام‌هایی که به شدت متعلق به موسسات هستند احتمالاً الگوهای معاملاتی همبسته را نشان میدهند، که این امر بیانگر اشتراک بیشتر نقدینگی است. در مقاله‌ی با عنوان اشتراک در نقدینگی در بورس سهام تایلند، بوکتوانتونگ (2008) بررسی کرد که اشتراک در نقدینگی توسط چند عامل ایجاد میشود، نوسانات قیمت ممکن است منجر به پاسخ فعالیت تجاری در سطح بازار شود. تصمیمات رایج در نقدشوندگی نشان میدهد که شوکهای نقدینگی به طور سیستماتیک از طریق سرمایهگذاران یا اوراق بهادار منتقل میشود و باعث تاثیر گسترده در بازار میشود.
مقدمی جو (1400) در تحقیق خود با عنوان، بررسی عوامل موثر بر نقدشوندگی قیمت سهام و تاثیر آن بر بازده شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران نشان میدهد معیار نسبت گردش معاملات و معیار اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش بر بازده سهام اثر مثبت معنیداری دارد. فلاح زاده ابرقویی و همکاران (1397) بررسی رابطه بین نقدشوندگی سهام و همزمانی قیمت سهام با استفاده از سیستم معادلات همزمان در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، نشان دادند رابطه دوطرفه بین حجم معاملات سهام، گردش سهام، نسبت عدم نقدشوندگی سهام (آمیهود) و نسبت نقدشوندگی آمیوست بهعنوان معیارهای سنجش نقدشوندگی سهام و همزمانی قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد.
قالیبات اصل و اقبالی (1392) در بررسی صرف نقدشوندگی و مدل دو عاملی بازار و نقدشوندگی در بورس اوراق بهادار تهران، نشان دادهاند بین بازده مازاد بازار و نقدشوندگی با بازده سهام ارتباط معنیداری وجود دارد و تغییرات بازده سهام در اوراق بهادار تهران بوسیله دو عامل بازده مازاد بازار و نقدشوندگی در حد قابل قبولی به طور متوسط (24%) تبیین میشود. یحییزاده فر و همکاران (1389) در مطالعه خود به بررسی رابطه نقدشوندگی با بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته و نتیجه میگیرند بین ضریب متغیر نرخ گردش و بازده سهام رابطه مثبت و معنا‌دار وجود دارد. مهرانی و همکاران (1388) در مطعاله خود رابطه بین معیار نقدشوندگی سهام و بازده سالانه سهام در بورس اوراق بهادار تهران را مورد بررسی قرار دادند. معیارهای نقدشوندگی به کار رفته در پژوهش شامل اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام، گردش سهام شرکت، حجم ریالی معاملهها، تعداد دفعات انجام معامله و درصد روزهای انجام معامله در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. زارع (1381) در بررسی عوامل نقدشوندگی سهام بورس اوراق بهادار مشاهده کرد که به ویژه در میان شرکت‌های فعال، جذاب و قابلیت نقدشوندگی سهام از میان ویژگیهای فردی سهام در درجهی نخست تا حد زیادی با حجم معاملات سهام و در درجهی دوم با ارزش شرکت مرتبط است که در واقع نشان دهنده‌ی عمق بازار سهام شرکت است.
روش تحقیق
دادهها و متغیرهای تحقیق
در این مطالعه، داده‌های ماهانه متغیرهای عدم نقدشوندگی بازار سهام، نقدشوندگی اشتراکی، نرخ بازده بازار سهام، لگاریتم صادرات، نرخ بازده ارز، سرمایهگذاری ماهانه انجام شده توسط سرمایهگذاران نهادی از بورس اوراق بهادار و بانک مرکزی بین فصول سالهای 1387:01 تا 1399:12 گردآوری گردیده است.
مدل تحقیق
مدل ﻛﻠﻲ روش ﺗﺤﻘﻴﻖ ﺑﺮ اﺳاس الگوی اتورگرسیو با وقفه توزیعی (ARDL) اﺳـﺖ. ﺷﻴﻦ و ﻫﻤﻜﺎران13 (2014) ﺑﻴﺎن ﻣﻲﻛﻨﻨﺪ، روش‌های ARDL ﺧﻄﻲ ﺑﺮاي تجزیه و تحلیل رواﺑـﻂ ﭘﻴﭽﻴـﺪه ﺑـﻴﻦ ﻣﺘﻐﻴﺮﻫـﺎ توانایی بالایی ﻧﺪارد و روش‌های ARDL ﻏﻴﺮﺧﻄـﻲ را ﭘﻴﺸـﻨﻬﺎد میدهد. روش ARDL ﻏﻴﺮﺧﻄﻲ ﭼﻨـﺪﻣﺘﻐﻴﺮه (NARDL) توانایی مشخص نمودن ﻫـﻢﺟﻤﻌـﻲ ﻏﻴﺮﺧﻄـﻲ و ﻧﺎﻣﺘﻘـﺎرن ﺑـﻴﻦ ﻣﺘﻐﻴﺮﻫﺎ را دارد. همچنین اﻳﻦ روش قادر به تمایز ﺑﻴﻦ اﺛﺮات ﻛﻮﺗﺎهﻣـﺪت و ﺑﻠﻨﺪﻣـﺪت ﻣﺘﻐﻴﺮﻫـﺎي ﻣﺴـﺘﻘﻞ ﺑـﺮ ﻣﺘﻐﻴﺮﻫﺎي واﺑﺴﺘﻪ می‌باشد. اﮔﺮ چه همه اﻳﻦ ﻣﻮارد از ﻃﺮﻳﻖ روش VECM ﻳﺎ ﻳﻚ ﻣﺪل اﻧﺘﻘﺎل هموار میتوان بررسی نمود، ولی همچنان اﻳﻦ روش‌ها مشکل ﻫﻤﮕﺮاﻳﻲ به وجود آمده ﺑﻪ دﻟﻴﻞ تعدد ﺗﻌﺪاد ﻣﺘﻐﻴﺮﻫﺎ برخوردار هستند. بعلاوه در مقابل دﻳﮕﺮ روش‌های ﺗﺼـﺤﻴﺢ ﺧﻄﺎ ﻛﻪ درﺟﻪ هم‌انباشتگی ﺳﺮيﻫﺎي زﻣﺎﻧﻲ ﺑﺎﻳﺪ همانند باشند، روش NARDL اﻳﻦ ﻣﺤـﺪودﻳﺖ را از بین برده و درﺟﻪﻫﺎي ﻣﺨﺘﻠﻔﻲ از هم‌انباشتگی را مورد پذیرش قرار میدهد (ون هانگت و همکاران14، 2016) . همچنین، از طریق اﻧﺘﺨﺎب ﻃﻮل وﻗﻔﻪ بهینه ﺑﺮاي ﻣﺘﻐﻴﺮﻫﺎ، ﺑـﻪ بر طرف کردن مشکل هم‌انباشتگی ﭼﻨﺪﮔﺎﻧﻪ ﻧﻴﺰ کمک می‌کند (ﺷﻴﻦ و ﻫﻤﻜﺎران، 2014).
(1) 
ﻛﻪ در آن، LIQCOM: نقدشوندگی اشتراکی؛ : RN نرخ بازده بازار سهام؛ : LEXP لگاریتم صادرات؛ : LEX نرخ بازده ارز؛ : LIQ نقدشوندگی بازار سهام؛ NETFLL: سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاری نهادی تعریف میشود.
در اﻳﻦ راﺳﺘﺎ ﻣﺪل ﺗﺼﺤﻴﺢ ﺧﻄﺎي ﻧﺎﻣﺘﻘﺎرن ﺑﻪ ﺻﻮرت زﻳﺮ ﺗﺼﺮﻳﺢ ﻣﻲﺷﻮد:
(2) 
مدل بالا در ﭼﺎرﭼﻮب روش NARDL ﺑﻪ ﺻﻮرت راﺑﻄﻪ (2) ارائه شده است ﻛﻪ راﺑﻄـﻪ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪﺗﻲ ﻛﻪ از آن اﺳﺘﺨﺮاج ﻣﻲﺷﻮد. در رابطه (2) ﺑﻪ ازاي i=1,2,…,7 ﺑﺮاي ﺿﺮاﻳﺐ ﻛﻮﺗﺎهﻣﺪت و ﺑﺮاي ﺿﺮاﻳﺐ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت استفاده میشود. ﺗﺤﻠﻴـﻞ ﻛﻮﺗـﺎهﻣـﺪت ﺑـﺮاي ارزﻳﺎﺑﻲ اﺛﺮات آﻧﻲ ﺗﻐﻴﻴﺮات ﻣﺘﻐﻴﺮ مستقل ﺑﺮ ﻣﺘﻐﻴﺮ درونزا ﺑﻪ ﻛـﺎر برده میشود. ﺗﺤﻠﻴـﻞ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﺑﺮاي اﻧﺪازهﮔﻴﺮي زﻣﺎن واﻛﻨﺶ و ﺳﺮﻋﺖ ﺗﻌﺪﻳﻞ ﺑـﻪ ﺳـﻤﺖ ﺳـﻄﺢ ﺗﻌـﺎدﻟﻲ ﻣـﻮرد اﺳﺘﻔﺎده ﻗﺮار ﻣﻲﮔﻴﺮد. در اﻳﻦ تحقیق از آزﻣﻮن واﻟـﺪ ﺑـﺮاي ﺑﺮرﺳـﻲ ﻋـﺪم ﺗﻘـﺎرن ﺑﻠﻨﺪﻣـﺪت 
و ﻛﻮﺗﺎهﻣﺪت 
ﻫﻤﻪ ﻣﺘﻐﻴﺮﻫـﺎ اﺳـﺘﻔﺎده ﺷـﺪه اﺳـﺖ. p و q نماینگر ﺗﻌﺪاد وﻗﻔﻪ ﺑﻬﻴﻨﻪ ﺑﺮاي ﻣﺘﻐﻴﺮ واﺑﺴﺘﻪ LIQCOM و ﻣﺘﻐﻴﺮﻫـﺎي ﻣﺴـﺘﻘﻞNETFLL، LIQ، LEX، LEXP و RN اﺳﺖ ﻛﻪ از ﻃﺮﻳﻖ ﻣﻌﻴﺎر آﻛﺎﻳﻴﻚ (AIC) ﻗﺎﺑﻞ ﺗﻌﻴﻴﻦ اﺳﺖ. ﻣﺘﻐﻴﺮ ﺳﻬﻢ اﺷـﺘﻐﺎل زﻧـﺎن (RN) ﺑـﻪ ﻣﺠﻤﻮعﻫﺎي ﺟﺰﺋﻲ ﻣﺜﺒﺖ و ﻣﻨﻔﻲ ﺑﺮاي اﻓﺰاﻳﺶ و ﻛﺎﻫﺶﻫﺎﻳ آنها ﺗﺠﺰﻳـﻪ ﺧﻮاﻫـﺪ ﺷـﺪ. اﻳـﻦ ﺗﺠﺰﻳﻪ ﺑﻪ ﺻﻮرت زﻳﺮ اﺳﺖ:
(3) 
ﺑﺮاي آزﻣﻮن ﻋﺪم تقارن در کوتاهمدت و بلندمدت از آزﻣﻮن والد تست استفاده شده است ﺷﻴﻦ و ﻫﻤﻜﺎران )2014(.
در این مطالعه برای کاربرد داده‌های نقدشوندگی در مدلهای cil (اشتراک در نقدشوندگی) از معیار آمیهود (۲۰۰۲) بهعنوان یک پروکسی برای نقدشوندگی استفاده شده است و به صورت نسبت بازده مطلق یک سهم به کل حجم معاملات آن در روز t حاصل میشود.
(4) 
سپس از معیار ضریب تعیین رگرسیون نقدشوندگی هر سهم به نقدشوندگی بازار بهعنوان معیار ماهانه cil استفاده میشود. بر این اساس رگرسیونی بر پایه نقدشوندگی هر سهم J بر پایه مشاهدات روزانه d در هر ماه t تشکیل میشود:
(5) 
که در اینجا 
معرف متغیر مجازی روزهای هر هفته است و از پسماندهای برآورد شده 
برای کسب معیار ماهانه cil که از
رگرسیون زیر بدست میآید، استفاده میشود:
(6) 
در معادله فوق
مجموع پسماندهای برآورد شده بازار است که از معادله دو حاصل شده است و بهعنوان میانگین وزنی ارزش بازار پسماندهای تمام شرکت‌های نمونه (به جز شرکت موردنظر) محاسبه میشود. سرانجام، مطابق با مطالعه مورک، یئونگ و یو15 (2000) از آنجا که نمیتوان از داده‌های خام (به دلیل محدودیت مقداری بین صفر و یک) بهعنوان معیار نقدشوندگی اشتراکی استفاده کرد از یک تبدیل لجستیک برای حصول معیار نقدشوندگی استفاده میشود:
(7) 
که در آن 
همان cil ماهانه برای تمام سهام شرکت‌های موجود در نمونه است. داده سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاری نهادی از طریق (خالص خرید/خرید+فروش) به دست آمده است.
نتایج تجربی
آزمون ایستایی متغيرها: با استفاده از آزمون ريشه واحد شامل آزمون ديكي- فولر تعميميافته (ADF) مانايي متغيرهاي مورد استفاده را بررسي میشود از اینجا نتيجه آزمون ديكي- فولر تعميميافته براي ساير متغيرها در جدول (1) آورده شده است.
جدول 1. نتايج بررسي ایستایی متغيرها در سطح
متغير | آماره ADF | سطح معنیداری | آماره t در سطح 5% | آماره t در سطح 10% | نتيجه |
LIQCOM | 1.729- | (414.) | 3.473- | 2.880- | نامانا |
LIQ | 4.770- | (000.) | 3.473- | 2.880- | مانا |
RN | 4.394- | (000.) | 3.473- | 2.880- | مانا |
LEX | 7.648- | (000.) | 3.473- | 2.880- | مانا |
LEXP | 5.094- | (000.) | 3.473- | 2.880- | مانا |
NETFLL | 7.077- | (000.) | 3.473- | 2.880- | مانا |
ماخذ: محاسبات تحقیق
طبق آزمونهای انجام گرفته جدول (2)، متغيرها نقدشوندگی سهام، نرخ بازده ارز، لگاریتم صادرات، سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی در سطح مانا هستند. متغیر نقدشوندگی اشتراکی در سطح مانا نیست و مجددا با یکبار تفاضل‌گیری آزمون ایستایی صورت می‌پذیرد. طبق آزمونهای انجام گرفته، متغير نقدشوندگی اشتراکی با یک بار تفاضل‌گیری ایستا گردید. در مدلهای NARDL هم انباشتگی یکسان برای متغیر‌ها نیاز نیست.
جدول 2. نتايج بررسي ایستایی متغيرها در تفاضل‌گیری مرتبه اول
متغير | آماره ADF | سطح معنیداری | آماره t در سطح 5% | آماره t در سطح 10% | نتيجه |
LIQCOM | 17.45- | (000.) | 3.473- | 2.880- | مانا |
ماخذ: محاسبات تحقیق
برآورد مدل NARDL کوتاهمدت: ﺑﺮاي ﺑﺮرﺳﯽ اﺛﺮ ﻧﺎﻣﺘﻘﺎرن تحلیل طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی، مدلی بر اساس رابطه (2) ﺑﺮآورد ﮔﺮدﯾﺪه و ﻧﺘﺎﯾﺞ آن در جدول (3) اراﺋﻪ ﻣﯽشود. در اﯾﻦ مدل اﻧﺘﺨﺎب وﻗﻔﻪ ﺑﻬﯿﻨﻪ ﻧﻘﺸﯽ کلیدی بازی می‌کند و ﺑﻨﺎ ﺑﻪ تحقیق ﭘﺴﺮان و ﺷﯿﻦ (1997) و ﻃﺒﻖ ﺷﺒﯿﻪﺳﺎزي ﻣﻮﻧﺖﮐﺎرﻟﻮ، ﺗﻌﯿﯿﻦ ﺻﺤﯿﺢ وﻗﻔﻪﻫﺎ در ARDL ﺑﺮاي ﺗﺼﺤﯿﺢ ﻫﻤﺰﻣﺎن ﻫﻤﺒﺴﺘﮕﯽ ﺑﯿﻦ اﺟﺰاي اﺧﻼل و ﻫﻢﭼﻨﯿﻦ ﻣﺸﮑﻞ درونزاﯾﯽ ﻣﺘﻐﯿﺮﻫﺎي ﺗﻮﺿﯿﺤﯽ الزامی هست. بنابراین ﺑﺮاي اﻧﺘﺨﺎب مدل ﻫﻢ مشکل وﺟﻮد راﺑﻄﻪ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت و ﻫﻢ در ﺻﻮرت وﺟﻮد ﭼﻨﯿﻦ راﺑﻄﻪاي، اﻧﺘﺨﺎب مدل ﺑﻬﯿﻨﻪ ﺑﺮ ﻣﺒﻨﺎي ﻣﻌﯿﺎرﻫﺎي اﻧﺘﺨﺎب مدل در دیده شده است. مشخص نمودن وﻗﻔﻪﻫﺎی مدل ﺑﺎ اﺳﺘﻔﺎده از ﻣﻌﯿﺎرﻫﺎي اطلاعاتی آﮐﺎﺋﯿﮏ AIC بوده است. وقفه‌ی بهینه مدل حاضر، NARDL(5, 3, 0, 0, 3, 0, 2) به دست آمده است.
نمودار 1. نمودار وقفه بهینه
ﺟﺪول 3. ﻧﺘﺎﯾﺞ کوتاهمدت مدل
ﻣﺘﻐﯿﺮ | ﺿﺮﯾﺐ آماری | انحراف از معیار | آمارهt | سطح معنیداری |
|---|---|---|---|---|
LIQCOM(-1) | 0.224 | 0.0751 | 2.99 | 0.003 |
LIQCOM(-2) | 0.300 | 0.076 | 3.94 | 0.000 |
LIQCOM(-3) | 0.197 | 0.068 | 2.86 | 0.004 |
LIQCOM(-4) | 0.073- | 0.069 | 1.06- | 0.291 |
LIQCOM(-5) | 0.313- | 0.069 | 4.48- | 0.000 |
RN_POS | 26.2 | 38.13 | 0.688 | 0.492 |
RN_POS(-1) | 196.02 | 67.20 | 2.91 | 0.004 |
RN_POS(-2) | 168.56 | 56.4 | 2.98 | 0.003 |
RN_POS(-3) | 122.3 | 47.7 | 2.56 | 0.011 |
RN_NEG | 232.6- | 45.4 | 5.11- | 0.000 |
NETFLL | 5.02 | 1.88 | 2.67 | 0.008 |
LEXP | 40.8- | 21.3 | 1.91- | 0.057 |
LEXP(-1) | 107.6 | 44.9 | 2.39 | 0.018 |
LEXP(-2) | 114.7- | 45.2 | 2.53- | 0.012 |
LEXP(-3) | 39.6 | 20.5 | 1.92 | 0.056 |
LEX | 7.32 | 2.57 | 2.84 | 0.005 |
LIQ | 5.56 | 2.35 | 2.36 | 0.019 |
LIQ(-1) | 10.91 | 4.43 | 2.46 | 0.015 |
LIQ(-2) | 7.47 | 4.25 | 1.75- | 0.081 |
C | 2.05- | 0.448 | 4.57- | 0.000 |
ماخذ: محاسبات تحقیق
در جدول شماره (4) برآورد روابط کوتاهمدت NARDL آورده شده است. از ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺑﺪﺳﺖ آﻣﺪه ﻣﺸﺨﺺ ﻣﯽﮔﺮدد درﺣﺎﻟﯽ ﮐﻪ افزایش بازده بازار سهام در سطح رابطه معنیداری با نقدشوندگی اشتراکی ندارد ولی تا سه وقفه بازده رابطه مستقیم و معنیداری با نقدشوندگی اشتراکی دارند. اما کاهش بازده بازار سهام یک رابطه معنی‌دار و معکوس با نقدشوندگی اشتراکی دارد. این بدان معنا هست که هنگامی که بازار سهام پربازده هست نقدشوندگی بالاتری دارد و این باعث میشود نقدشوندگی اشتراکی افزایش پیدا کند. در مقابل در زمان کم بازده بازار سهام نقدشوندگی کاهش یافته و نقدشوندگی اشتراکی کاهش می‌یابد. سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی نیز یک رابطه مثبت و معنیداری با نقدشوندگی اشتراکی دارد. نرخ بازده ارز همچنین یک رابطه مستقیم و معنیداری با نقدشوندگی اشتراکی، لگاریتم صادرات یک رابطه منفی و معنی‌دار با متغیر وابسته دارد و در نهایت نقدشوندگی سهام یک رابطه مستقیم و معنیداری دارد. بطور کلی نتایج نشان میدهند که در کوتاهمدت عوامل بازده بازار سهام، سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی، نرخ ارز و نقدشوندگی بر روی نقدشوندگی اشتراکی اثرگذار می‌باشند.
آزمون کرانهها: در ابتدا برای تست وﺟﻮد راﺑﻄﻪ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت بین ﻣﺘﻐﯿﺮﻫﺎي مدل از آزﻣﻮن ﮐﺮاﻧﻪ اراﺋﻪ ﺷﺪه ﺗﻮﺳﻂ ﭘﺴﺮان و ﻫﻤﮑﺎران (1996) اﺳﺘﻔﺎده شده و ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻧﺘﺎﯾﺞ آزﻣﻮن ﺑﺎﻧﺪ ﮐﻪ در ﺟﺪول زﯾﺮ ارائه شده است، وﺟﻮد راﺑﻄﻪ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﺑﯿﻦ ﻣﺘﻐﯿﺮﻫﺎ در سطوح معنیداری 10درﺻﺪ، 5 درﺻﺪ و 5/2درﺻﺪ اﺛﺒﺎت می‌گردد. ﺑﻪ ﻋﺒﺎرﺗﯽ، ﻓﺮض صفر ﮐﻪ نشان دهنده (روابط ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﺑﯿﻦ ﻣﺘﻐﯿﺮﻫﺎ وﺟﻮد دارد)، پذیرفته می‌گردد. نتایج در جدول شماره (4) ارائه گردیده است.
ﺟﺪول4. ﻧﺘﺎﯾﺞ آزﻣﻮن ﮐﺮاﻧﻪﻫﺎ
ﻣﻘﺎدﯾﺮ | ﺣﺪﭘﺎﯾﯿﻦ | ﺣﺪ ﺑﺎﻻ | آﻣﺎره F |
در ﺳﻄﺢ %10 | 3.25 | 2.33 | 11.02 |
درﺳﻄﺢ %5 | 3.62 | 2.63 | |
در ﺳﻄﺢ %5/2 | 3.94 | 2.9 | |
در ﺳﻄﺢ %1 | 4.39 | 3.27 |
ماخذ: محاسبات تحقیق
برآورد روابط بلندمدت: ﺟﺪول زﯾﺮ ﻧﺘﺎﯾﺞ رواﺑﻂ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﮐﻪ از ﻧﺘﺎﯾﺞ ﭘﻮﯾﺎي ﻧﺎﻣﺘﻘﺎرن برآورد شده در ﺟﺪول فوق بدست آمده است.
ﺟﺪول5. ﺘﺎﯾﺞ رواﺑﻂ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت
ﻣﺘﻐﯿﺮ | ﺿﺮﯾﺐ آماری | انحراف از معیار | آمارهt | سطح معنیداری |
RN_POS | 182.4 | 56.8 | 3.20 | 0.001 |
RN_NEG | 350.3- | 60.8 | 5.75- | 0.000 |
NETFLL | 7.56 | 2.94 | 2.56 | 0.011 |
LEXP | 13.5- | 4.94 | 2.56- | 0.007 |
LEX | 12.01 | 4.67 | 2.57 | 0.011 |
LIQ | 31.15 | 12.05 | 7.61 | 0.000 |
ماخذ: محاسبات تحقیق
ﻃﺒﻖ ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺟﺪول (5) اﮔﺮﭼﻪ افزایش نرخ بازده بازار سهام اﺛﺮ مستقیم و معنیداری در ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﺑﺮ نقدشوندگی اشتراکی دارد، اﻣﺎ اﻓﺰاﯾﺶ نرخ بازده بازار سهام اﺛﺮ معکوس و معنیداری در ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت بر نقدشوندگی اشتراکی داشته است. وجود نقدشوندگی در ارزش‌گذاری دارایی‌ها مربوط به درک ریسک نقدشوندگی دارایی در ذهن خریداران می‌باشد که ممکن است منجر به عدم سرمایهگذاری از طرف سرمایه‌گذار گردد. هر اندازه ریسک ناشی از یک دارایی افزایش پیدا کند، سرمایه‌گذار انتظار دریافت بازده بیشتری دارد. رابطه بین سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی و نقدشوندگی اشتراکی یک رابطه مستقیم و معنیداری است. متغیر لگاریتم صادرات یک رابطه معکوس و معنی‌دار با نقدشوندگی اشتراکی دارد. متغیر نرخ بازده ارز یک رابطه معنی‌دار و مستقیم با متغیر وابسته داشته و در نهایت نقدشوندگی سهام با نقدشوندگی اشتراکی یک رابطه مستقیم و معنیداری دارند. در نهایت طبق نتایج، در بلندمدت نیز عوامل بازده بازار سهام، سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی، نرخ ارز و نقدشوندگی بر روی نقدشوندگی اشتراکی اثرگذار می‌باشند. نتایج تحقیق حاضر با مطالعه تریپاتی و همکاران (2020) همخوانی دارد.
آزﻣﻮن ﺛﺒﺎت ﺳﺎﺧﺘﺎري و آزﻣﻮن ﻋﺪمﺗﻘﺎرن: برای ﺑﺮرﺳﯽ ﺛﺒﺎت ﺳﺎﺧﺘﺎري مدل ﺑﺮآورد گردیده، از آزﻣﻮن ﻣﺠﻤﻮع اﻧﺒﺎﺷﺖ ﭘﺴﻤﺎﻧﺪﻫﺎي ﺑﺮﮔﺸﺘﯽ اﺳﺘﻔﺎده میشود. این آزمون به صورت نمودار (2) ارائه شده و در ﺻﻮرﺗﯽ ﮐﻪ ﻧﻤﻮدار ﻣﺠﻤﻮع و مجذور ﺗﺮاﮐﻤﯽ ﭘﺴﻤﺎﻧﺪﻫﺎي ﺑﺎزﮔﺸﺘﯽ داخل دو سطح بحرانی باشد رابطه بلندمدت پایدار می‌باشد.
ﻧﻤﻮدار 2. ﻧﺘﺎﯾﺞ آزﻣﻮن ثبات ساختاری CUSUM، CUSUMQ
آزﻣﻮن ﻋﺪم ﺗﻘﺎرن: برای آزﻣﻮن ﻋﺪم ﺗﻘﺎرن از آزﻣﻮن واﻟﺪ اﺳﺘﻔﺎده گردید. ﭼﻨﺎﻧﭽﻪ ﻣﺠﻤﻮع ﺿﺮایب ﺗﻐﯿﯿﺮات ﻣﺜﺒﺖ نرخ بازده بازار ﺑﺮاﺑﺮ ﺑﺎ ﻣﺠﻤﻮع ﺿﺮایب ﺗﻐﯿﯿﺮات ﻣﻨﻔﯽ نرخ بازده بازار ﺑﺎﺷﺪ، ﺷﻮكﻫﺎي نرخ بازده بازار از اﺛﺮات ﻣﺘﻘﺎرن ﺑﺮ ﻣﺘﻐﯿﺮ نقدشوندگی اشتراکی دارند و در ﻏﯿﺮ اﯾﻦ ﺻﻮرت اﯾﻦ اﺛﺮات ﻧﺎﻣﺘﻘﺎرن خواهد بود. ﻧﺘﺎﯾﺞ در جدول (6) ارائه گردیده است.
ﺟﺪول 6. آزﻣﻮن واﻟﺪ در ﮐﻮﺗﺎهﻣﺪت و ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت
متغیر | نوع آزمون | آزمون والد کوتاهمدت | آزمون والد بلندمدت |
RN | آماره F سطح معنیداری | 82.46 (0.000) | 9.422 (0.002) |
ماخذ: محاسبات تحقیق
ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻣﻘﺪار آﻣﺎره و سطح معنیداری ﺑﺪﺳﺖ آﻣﺪه ﻓﺮﺿﯿﻪي ﺻﻔﺮ رد ﺷﺪه، بنابراین در کوتاهمدت و ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت اﺛﺮ نرخ بازده بازار ﺑﺮ نقدشوندگی اشتراکی ﻧﺎﻣﺘﻘﺎرن اﺳﺖ.
نتیجه‌گیری و پیشنهادها
عوامل متعددی میتواند بر نقدشوندگی اشتراکی تاثیرگذار باشد که شناسایی این عوامل و بررسی تاثیرگذاری آنها حائز اهمیت است. عوامل اقتصادی از مهمترین عوامی هستند که می‌توانند تاثیر مهمی بر تقاضا نقدشوندگی اشتراکی داشته باشند. هدف اصلی تحقیق حاضر تحلیل طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی در بازار بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد غیرخطی خودرگرسیونی با وقفه‌های توزیعی NARDL در طی دورههای 1387:01 الی 1399:12 است. نتایج بلندمدت و همچنین کوتاهمدت نامتقارن بین نرخ بازده بازار (شوکهای مثبت و منفی)و نقدشوندگی اشتراکی نشان میدهد یک رابطه مستقیم و معنی‌دار بین شوک مثبت نرخ بازده با نقدشوندگی اشتراکی و یک رابطه معکوس و معنی‌دار بین شوک منفی بازده بازار و نقدشوندگی اشتراکی وجود دارد. این نتیجه نشان میدهد هر چه بازار سهام در روزهای پربازده بیشتری باشد باعث خرید و فروش بیشتر سهام و در نتیجه نقدشوندگی اشتراکی افزایش می‌یابد. بین سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی و نقدشوندگی اشتراکی یک رابطه مثبت و معنیداری است. بدین مفهوم که هر اندازه سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاران نهادی در بازار سهام افزایش یابد در نتیجه نقدشوندگی اشتراکی افزایش پیدا می‌کند. لگاریتم صادرات یک رابطه منفی و معنی‌دار با نقدشوندگی اشتراکی دارد. نرخ بازده ارز یک رابطه معنی‌دار و مستقیم با متغیر وابسته دارد و متغیر نقدشوندگی سهام با نقدشوندگی اشتراکی یک رابطه مستقیم و معنیداری دارند. با عنایت به نتایج میتوان نتیجه گرفت طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی بازار بورس اوراق بهادار روابط معنی‌دار و تاثیرگذاری بر روی هم دارند. با توجه به نتایج به دست آمده رابطه مثبت و معنی‌دار با شوکهای مثبت بازده بازار سهام با نقدشوندگی اشتراکی یعنی هر چقدر بازار در وضعیت پربازده خود قرار داشته باشد نقدشوندگی اشتراکی نیز وجود دارد و همچنین برعکس اگر در وضعیت کم بازده بازار باشیم نقدشوندگی اشتراکی کمتری وجود دارد.
با توجه به نتایج تحقیق که حاکی از تاثیرگذاری متغیرهای مورد مطالعه بر طرف تقاضای نقدشوندگی اشتراکی است پیشنهاد می‌گردد عوامل (نقدشوندگی اشتراکی، نرخ بازده بازار سهام، لگاریتم صادرات، نرخ بازده ارز، نقدشوندگی بازار سهام، سرمایهگذاری ماهانه توسط سرمایهگذاری نهادی) مدیریت گردند. همچنین با عنایت به اینکه شوکهای مثبت بازده سهام تاثیر مثبت و معنیداری بر نقدشوندگی بازار دارند. در این راستا نرخ بازده بازار سهام بهعنوان مثال با تشویق سرمایهگذاری واقعی میتواند بر نقدشوندگی اشتراکی تاثیرگذار باشد.
منابع
(1) زارع استحريجي، مجيد. (1381). بررسي عوامل موثر بر قابليت نقد شوندگي سهام در بورس اوراق بهادار تهران. پايان نامه كارشناسي ارشد، دانشكده مديريت، دانشگاه امام صادق(ع).
(2) مهرانی، ساسان، رساییان، امیر. (1388)، بررسی رابطهی بین معیارهای نقدشوندگی سهام و بازده سالانه‌ی سهام در بورس اوراق بهادار تهران، مجله پیشرفتهای حسابداری، (1)1، 217-230.
(3) قالیباف اصل، حسن، اقبالی، الهام. (1392). بررسی صرف نقدشوندگی و مدل دو عاملی بازار و نقدشوندگی در بورس اوراق بهادار تهران. مطالعات کمی در مدیریت، (15) 4، 23-1.
(4) مقدمی جو، اسماعیل. (1400). بررسی عوامل موثر بر نقدشوندگی قیمت سهام و تاثیر آن بر بازده شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهشهای کاربردی در مدیریت و حسابداری، 22، 120-134.
(5) فلاح زاده ابرقویی، احمد، تفتیان، اکرم، حیرانی، فروغ. (1397). بررسی رابطه بین نقدشوندگی سهام و همزمانی قیمت سهام با استفاده از سیستم معادلات همزمان در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجله دانش سرمایهگذاری، (27) 7، 276-257.
(6)
یحییزاده فر، محمد، شمس، شهاب الدین، لاریمی، سید جعفر. (1389). بررسی رابطه نقدشوندگی با بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات مالی، (29) 12، 128-11.(7) Amihud, Y. (2002). Illiquidity and stock returns: cross-section and time-series effects. Journal of financial markets, 5(1), 31-56.
(8) Bai, M., & Qin, Y. (2010). Who are driving commonality in liquidity?. Global Economy and Finance Journal, 3(1), 61-77.
(9) Brockman, P., & Chung, D. Y. (2006). Index inclusion and commonality in liquidity: Evidence from the Stock Exchange of Hong Kong. International Review of Financial Analysis, 15(4-5), 291-305.
(10) Brockman, P., Chung, D. Y., & Pérignon, C. (2009). Commonality in liquidity: A global perspective. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44(4), 851-882.
(11) Chordia, T., Roll, R., & Subrahmanyam, A. (2000). Commonality in liquidity. Journal of financial economics, 56(1), 3-28.
(12) Han, M., Li, Y., Wang, N., & Zhang, H. (2020). Cultural diversity in ownership and stock liquidity. Applied Economics Letters, 27(21), 1772-1777.
(13) Lowe, A. (2014). The demand-side explanation for commonality in liquidity: The role of institutional ownership in the Taiwan Stock Exchange. Pacific-Basin Finance Journal, 29, 59-85.
(14) Morck, R., Yeung, B., & Yu, W. (2000). The information content of stock markets: why do emerging markets have synchronous stock price movements?. Journal of financial economics, 58(1-2), 215-260.
(15) Panagiotou, P., Jiang, X., & Gavilan, A. (2023). The determinants of liquidity commonality in the Euro-area sovereign bond market. The European Journal of Finance, 29(10), 1144-1186.
(16) Pukthuanthong-Le, K., & Visaltanachoti, N. (2009). Commonality in liquidity: Evidence from the Stock Exchange of Thailand. Pacific-Basin Finance Journal, 17(1), 80-99.
(17) Richter, T. J. (2022). Liquidity commonality in sovereign bond markets. International Review of Economics & Finance, 78, 501-518.
(18) Rösch, C. G., & Kaserer, C. (2014). Reprint of: Market liquidity in the financial crisis: The role of liquidity commonality and flight-to-quality. Journal of Banking & Finance, 45, 152-170.
(19) Shin, Y., Yu, B., & Greenwood-Nimmo, M. (2014). Modelling asymmetric cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework. Festschrift in honor of Peter Schmidt: Econometric methods and applications, 281-314.
(20) Syamala, S. R., Wadhwa, K., & Goyal, A. (2017). Determinants of commonality in liquidity: Evidence from an order-driven emerging market. The North American Journal of Economics and Finance, 42, 38-52.
(21) Tripathi, A., & Dixit, A. (2021). Liquidity commonality in extreme quantiles: Indian evidence. Finance Research Letters, 38, 101448.
(22) Van Hoang, T. H., Lahiani, A., & Heller, D. (2016). Is gold a hedge against inflation? New evidence from a nonlinear ARDL approach. Economic Modelling, 54, 54-66.
یاداشتها:
[1] Brockman et al
[2] Pukthuanthong et al
[3] Syamala et al
[4] Bai et al
[5] Chordia et al
[6] Wang
[7] Lowe
[8] Foran et al
[9] Han Minghui
[10] Panagiotis et al
[11] Richter et al
[12] Tripathi
[13] Shin et al
[14] Van Hoang et al
Analyzing the demand side of commonality liquidity in the Tehran Stock Exchange market: a non-linear autoregressive approach with NARDL distribution breaks
Abstract
In the last few decades, market participants have given considerable attention to the of liquidity in financial markets. Commonality liquidity and shared movements in transaction costs associated with such a phenomenon have significant consequences in the microstructure of the market. The analysis and identification of such commonalities enables the investor and the policy maker to discover the evidence related to inventory risk and asymmetric information in increasing the liquidity of the stock market. From the non-linear autoregression method with NARDL distribution breaks between the seasonal periods of 2008:01 to 2020:12. The asymmetric long-term results show a negative and significant relationship between the positive rate of return shock and Commonality liquidity and a positive and significant relationship between the negative market return shock and commonality liquidity. The variables of monthly investment by institutional investors, commonality liquidity and exchange rate of return have a positive and significant relationship with commonality liquidity. Export logarithm has a negative and significant relationship with, uncommonality liquidity.
Keywords: Commonality liquidity, market rate of return, autoregressive method with distributive breaks
-
The Distributional Changes of Financial Assets’ Return in Pre and Post COVID 19 Based on Power Law, Stretched Exponential Function and q-Gaussian Function
Print Date : if (Model.PrintingDate != null) { 2023-08-17 } -
Measuring the severity size and direction of fluctuations or exchange rate shocks in the money, capital and insurance markets
Print Date : if (Model.PrintingDate != null) { 2022-09-23 } -
Ranking of banks based on CAMELS indicators to predict financial distress by logistic regression and Data Envelopment Analysis
Print Date : if (Model.PrintingDate != null) { 2023-06-22 } -
Comparison of different machine learning models in stock market index forecasting
Print Date : if (Model.PrintingDate != null) { 2023-09-23 } -
Predicting stock returns at the company level: An application of linking asset pricing models and economic factors
Print Date : if (Model.PrintingDate != null) { 2022-11-27 } -
Financial risk evaluation of investment companies in Tehran Stock Exchange with fuzzy decision-making method D-CRITIC and EDAS based on a new score function
Print Date : if (Model.PrintingDate != null) { 2023-09-23 }