مدل‌سازی و بررسی مقایسه‌ای رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران
محورهای موضوعی : فصلنامه اقتصاد محاسباتیفاطمه معصومی سوره 1 , محمدرضا ناهیدی امیرخیز 2 , علیرضا بافنده زنده 3 , سید یوسف حاجی اصغری 4
1 - گروه علوم اقتصادی، دانشکده علوم انسانی، واحد میانه ،دانشگاه آزاد اسلامی ،میانه،ایران.
2 - گروه اقتصاد، دنشکده اقتصاد- مدیریت و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تبریز، تبریز، ایران
3 - گروه مدیریت صنعتی، دانشکده مدیریت، اقتصاد و حسابداری ،واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز،ایران
4 - گروه مدیریت،دانشکده علوم انسانی، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه، ایران.
کلید واژه: فیلترینگ هودریک - پریسکات, رفتار مصرفی مصرف‌کننده, رفتار تولیدی تولیدکننده, رفتار سرمایه‌گذار, بازار پول و سرمایه.,
چکیده مقاله :
در این تحقیق سعی شده است به بررسی رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران پرداخته شود. بدین منظور از داده‌های سالانه متغیرهای شاخص قیمت مصرف‌کننده، شاخص بهای تولیدکننده، سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در ساختمان‌های جدید مناطق شهری و نااطمینانی تورم و ارزش معاملات سهام و عرضه پول استفاده شد و پس از بررسی رفتار هر یک از متغیرها در قالب رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار برای سالهای 1357 تا 1397، با استفاده از روش فیلترینگ هودریک-پریسکات، مدل تحقیق به روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی (ARDL) و الگوی خود رگرسیون برداری (VAR) مورد بررسی قرار گرفت. نتایج حاصل از روش ARDL برای بازار پول نشان داد که در کوتاه‌مدت متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار و در بلندمدت تمام متغیرها با عرضه پول رابطه دارند. اما نتایج همین روش برای بازار سرمایه نشان از عدم وجود رابطه معنادار بین هر کدام از متغیرها با ارزش معاملات بازار سهام، هم در کوتاه‌مدت و هم در بلندمدت، می باشد. نتایج حاصل از VAR برای بازار پول نشان داد که بین عرضه پول با رفتار مصرفی مصرف کننده و رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت و بین عرضه پول با رفتار تولیدی تولید کننده یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد و نیز خروجی منتج از همین روش برای بازار سرمایه بیانگر وجود رابطه معنی‌دار منفی بین رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار با ارزش معاملات سهام یک دوره قبل دارد.
Extended Abstract With the view of the existence of different types of markets in every economy and according to the macroeconomic structure of every country, we can mention money and capital markets as the most basic financial markets. In the money market, resources are lent for a short period, and the most important task of this market is to create facilities for economic units and improve their liquidity. By definition, the money market is a market for trading money and other financial assets that are close substitutes for money that have a maturity of less than one year. In other words, the money market is known as the market of short-term financial instruments with the characteristics of low non-payment risk, liquidity, and high nominal value. The capital market is a market where longer-term bonds (with a maturity of one year or more) and company stocks are traded. Securities that are traded in the capital market (such as stocks and long-term bonds) are more interested in financial intermediaries. Considering that these institutions have a long-term investment horizon and prefer to invest in such long-term bonds. Several variables such as economic growth, investment growth in the production sector, investment growth in the housing sector, consumer price index, people's purchasing power, income and savings changes, employment, liquidity, inflation, exchange rate fluctuations, imports, exports, profit fluctuations, and bank interest. and... can be counted among the internal factors influencing the markets and consequently economic growth and development. One of the most basic goals of economic development is to increase the wealth and welfare of the people of the society. In the meantime, among the issues that can have a fundamental and significant role in the markets, is the behavior of economic variables, whose changes and fluctuations can affect the indices of those markets. Purpose In this research, an attempt has been made to investigate consumption behavior, production and investment, producer index and investor behavior in the years 1357 to 1397, using the Hodrick-Press filter method Methodology For this purpose, in this research, an attempt has been made to investigate the behavior of the consumption, production, and investment sectors in the money and capital markets of Iran. To achieve this goal, the annual data of variables of consumer price index, producer price index, private sector investment in new buildings in urban areas, inflation uncertainty, value of stock transactions and money supply have been used and after examining the behavior of each variable in the form of behavior Consumer consumption, producer production behavior and investor behavior for the years 1357 to 1397 have been investigated using Hodrick-Prescott filtering method, autoregression with distributed lag (ARDL) and vector autoregression (VAR) model. The price index of consumer goods and services is one of the types of price indices that shows the price changes of goods and services that are consumed by households in a period. This variable is expected to affect money and capital markets; Therefore, in this research, the consumer price index was used to evaluate the consumer's consumption behavior, and the producer price index was used to evaluate the producer's production behavior. The producer price index includes all productions (goods and services) in the country in question. The weight of each item is the sales volume (producer's sales) of that item to the total sales volume of items and the change in the price of items is the price of each item in each month compared to the price of the same item in the previous month. In the housing sector, it is expected that an expansionary monetary policy will increase the demand for housing by increasing the amount of money in the asset portfolio. Of course, this depends on various issues. For example, suppose the amount of money increases as a result of an expansionary monetary policy, people will try to buy other assets, such as housing, currency, and stocks, to use the amount of money more. If in that economy, the yield of the housing sector is higher than other assets, or if people in that society are more willing to make long-term investments. In that case, the demand for housing will increase and investors will replace housing with other assets, including stocks and currency. To investigate the behavior of these variables, the Hedrick-Prescott filter provides the unobservable time trend for the time series variable. This filter is used to separate permanent and temporary fluctuations in a time series. The working principle of this filter is based on the separation of fluctuations into permanent fluctuations (supply) and short-term fluctuations (demand). Finding After examining the behavior of the aforementioned variables using Hedrick-Prescott filtering, the results of the ARDL method with a distribution break for the money market showed that in the short term, the variables of consumer consumption behavior, producer production behavior, and investor behavior, and in the long term, all variables with money supply have a relationship But the results of the same method for the capital market show that there is no significant relationship between any of the variables with the value of stock market transactions, both in the short term and in the long term. The results of the VAR model for the money market showed that there is a significant positive relationship between the money supply and the consumer's consumption behavior and the investor's behavior of a previous period, and there is a negative significant relationship between the money supply and the producer's production behavior of a previous period, and the output resulting from this The method for the capital market indicates the existence of a significant negative relationship between the consumption behavior of the consumer, the production behavior of the producer and the behavior of the investor with the value of the stock transactions of a previous period. Conclusion The results of the ARDL method showed that in the long term in the money market, all the considered variables were related to the money supply, which indicates the confirmation of all the considered hypotheses for the money market, but none of the mentioned variables were related to the value of market transactions. Stocks were not related and it shows the rejection of all the hypotheses considered for the capital market.
مدل‌سازی و بررسی مقایسه‌ای رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران
چکیده
در این تحقیق سعی شده است به بررسی رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران پرداخته شود. بدین منظور از داده‌های سالانه متغیرهای شاخص قیمت مصرف‌کننده، شاخص بهای تولیدکننده، سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در ساختمان‌های جدید مناطق شهری و نااطمینانی تورم و ارزش معاملات سهام و عرضه پول استفاده شد و پس از بررسی رفتار هر یک از متغیرها در قالب رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار برای سالهای 1357 تا 1397، با استفاده از روش فیلترینگ هودریک-پریسکات، مدل تحقیق به روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی (ARDL) و الگوی خود رگرسیون برداری (VAR) مورد بررسی قرار گرفت. نتایج حاصل از روش ARDL برای بازار پول نشان داد که در کوتاه‌مدت متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار و در بلندمدت تمام متغیرها با عرضه پول رابطه دارند. اما نتایج همین روش برای بازار سرمایه نشان از عدم وجود رابطه معنادار بین هر کدام از متغیرها با ارزش معاملات بازار سهام، هم در کوتاه‌مدت و هم در بلندمدت، می باشد. نتایج حاصل از VAR برای بازار پول نشان داد که بین عرضه پول با رفتار مصرفی مصرف کننده و رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت و بین عرضه پول با رفتار تولیدی تولید کننده یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد و نیز خروجی منتج از همین روش برای بازار سرمایه بیانگر وجود رابطه معنی‌دار منفی بین رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار با ارزش معاملات سهام یک دوره قبل دارد.
واژگان کلیدی: فیلترینگ هودریک - پریسکات؛ رفتار مصرفی مصرف‌کننده؛ رفتار تولیدی تولیدکننده؛ رفتار سرمایه‌گذار؛ بازار پول و سرمایه.
طبقه بندی JEL: C01; B22; B21
مقدمه
با نگرش به وجود انواع بازارها در هر اقتصادی و باتوجه‌به ساختار کلان اقتصاد هر کشوری، میتوان از اساسی‌ترین بازارهای مالی، باتوجه‌به سررسید ابزار قابل‌معامله میتوان به بازار سرمایه و بازار پول اشاره کرد.
از ارکان اصلی بازار سرمایه، بورس اوراق بهادار می‌باشد. این بازار محل جمع‌آوری پس‌اندازهای راکد و نقدینگی‌های اشخاص حقیقی و حقوقی به‌منظور تأمین مالی پروژه‌های سرمایه‌گذاری می‌باشد. ازاین‌رو، این بازار می‌تواند بر بخش‌های مختلف اقتصادی تأثیر داشته باشد و متقابلاً از سایر بخش‌های اقتصادی نیز تأثیرپذیر باشد. بازار پـول به‌خاطر طبیعت نقدشوندگی بالای اوراق بهادار و سررسید کوتاه‌مدتشان، نوعاً به‌عنوان مکانی امن برای نگهداری پول در نظر گرفته می‌شوند، اما ریسک‌هایی در این بازار وجود دارد که هر سرمایه‌گذاری باید آز آنها آگاه باشد که مهم‌ترین آنها شاید ریسک تورم باشد. تورم یکی از متغیرهای اساسی در اقتصادی کلان می‌باشد که سایر متغیرهای نظیر تولید، سرمایه‌گذاری، اشتغال، توزیع درآمد، بودجه دولت، دستمزدها، بهره‌وری را تحت‌الشعاع قرار دهد. همچنین انتظار می‌رود تغییرات متغیرهای مذکور باعث تغییرات در تقاضای پول باشد که این مسئله نیز می‌تواند منجر به تغییرات اساسی در بازار پول گردد.
وضعیت اقتصادی هر کشور، ازجمله رونق و رکود اقتصادی می‌تواند رفتار اشخاص حقیقی و حقوقی و به نسبت آن بازارها را تحت‌تأثیر قرار دهد؛ بنابراین، ازجمله مسائلی که بر بازارهای می‌تواند نقش اساسی و بسزایی داشته باشد، رفتار متغیرهای بخش‌های مختلف اقتصادی می‌باشد که تغییرات و نوسان آنها می‌تواند شاخص‌های آن بازارها را تحت‌تأثیر قرار دهد.
باتوجه‌به اهمیت نقش انکارنشدنی بازارها در رشد و توسعه اقتصادی هر کشور، تحقیقات متعددی صورت‌گرفته است. در این تحقیق، در راستای تحقیقات انجام‌شده، سعی شده است که رفتار متغیرهای اقتصادی با استفاده از روش فیلترینگ هودریک - پریسکات بررسی شود سپس به مدل‌سازی رابطه بازار، سرمایه و پول با رفتار متغیرهای اقتصادی پرداخته شود و به این سؤال اساسی که نقش رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران چگونه است؟ پاسخ داده شود. بدین منظور رفتار متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده، رفتار سرمایه‌گذاری و نااطمینانی تورم به‌عنوان متغیرهای توضیحی و متغیر ارزش معاملات بازار سهام به‌عنوان متغیر وابسته برای ارزیابی بازار سرمایه و متغیر عرضه پول به‌عنوان متغیر وابسته برای بازار پول برای سالهای 1397-1357 مورد آزمون قرار گرفتند.
مبانی نظری
نهادهای مالي در حال کلي به دو گروه نهادهای سپرده‌پذیر و نهادهای غیر سپرده‌پذیر، تقسیم می‌شوند. نهادهای سپرده‌پذیر، بانک‌ها و مؤسسات غيربانکي، تعاونی‌های اعتباری، انجمن‌های وام و پس‌انداز و غيره هستند. بخش بزرگي از نهادهای مالي فعال در بازار پول، نهادهای سپرده‌پذیر هستند. اين در حالي است که نهادهای فعال در بازار سرمايه مشتمل بر شرکت‌های بيمه، شرکت‌های سرمایه‌گذاری، صندوق‌های بازنشستگی و مؤسسات واسطه سرمایه‌گذاری مانند کارگزاری‌ها و شرکت‌های تأمين سرمايه اغلب در گروه نهادهای غیر سپرده‌پذیر طبقه‌بندی می‌شوند. به‌طورکلی، بازار مالي به بازاری گفته می‌شود که در آن، خریدوفروش سرمايه و اوراق بهادار، شامل سهام، اوراق‌قرضه، برگه‌های حق خریدوفروش سهام و ارز خارجي انجام می‌شود. بازارهای مالي اغلب به دو گروه بازار پول و بازار سرمايه تقسيم می‌شوند. در بازار پول منابع برای مدت‌زمان کوتاه، وام داده می‌شوند و مهم‌تری وظيفه اين بازار، ايجاد تسهيلات برای واحدهای اقتصادی و اصلاح موقعي نقدينگي آنهاست (نادعلی و همکاران،1396).
بازار سرمایه
بازار سهام، بخشی جدایی‌ناپذیر از یک سیستم مالی به شمار می‌روند که با جذب منابع مالی از بخش‌های دارای مازاد منابع به بخش‌های دارای کمبود منابع زمینه‌های بهبود و ارتقای رشد اقتصادی را فراهم می‌کنند. همچنین این موضوع برای صنایعی درحال‌توسعه که در آنها فرصت‌های استقراض و به‌ویژه وام‌های بلندمدت نظام بانکی محدود است از اهمیت بیشتری برخوردار است. این امر به بنگاه‌ها و سرمایه‌گذاران اجازه می‌دهد تا در تصمیمات سرمایه‌گذاری خود بهتر عمل کنند. همچنین، نقدینگی ایجادشده توسط بازارهای سهام، از یک‌سو، این امکان را برای سرمایه‌گذاران فراهم می‌آورد تا بدون آنکه مانع برنامه‌های سرمایه‌گذاری بلندمدت خود شوند، اقدام به خرید یا فروش سهام نمایند؛ از سوی دیگر، سرمایه‌های بلندمدت را در اختیار شرکت‌ها قرار می‌دهد. تأمین مالی از طریق بازار سرمایه را به‌جای تأمین مالی از طریق نظام بانکی تشویق می‌نماید، ازاین‌رو، رشد اقتصادی را ارتقا می‌دهد (شمس صفا و همکاران، 1401).
بازار پول
بر اساس تقسیم‌بندی و باتوجه‌به اين مسئله که اصلی‌ترین نهادهای فعال در بازار پول، بانک‌ها (شامل تجاری، تخصصي و توسعه‌ای)، مؤسسات پس‌انداز و تعاونی‌های اعتباری هستند، بنا به تعريف، بازار پول بازاری برای دادوستد پول و دارایی‌های ديگر که جانشين نزديک پول و سررسيد کمتر از يک سال دارند می‌باشد. به بيان ديگر، بازار پول به‌عنوان بازار ابزارهای مالی کوتاه‌مدت با ويژگي اندک بودن ريسک عدم پرداخت، نقدشوندگي و ارزش اسمي زياد شناخته می‌شود. تمرکز فعاليت اين بازار در استفاده از ابزارهايي است که به اشخاص و بنگاه‌های تجاری اين امکان را می‌دهد تا به‌سرعت نقدينگي خود را به ميزان مطلوب درآورند. محل جغرافيايي خاصي برای بازار پول در نظر گرفته نمی‌شود؛ بانک‌ها، مؤسسات اعتباری غيربانکي و مکان‌های ديگری که دادوستد ابزارهای مالي بازار پول در آن انجام می‌شود، تشکیل‌دهندة بازار پول هستند. بانک مرکزی و واسطه‌های ديگر مالي بانکي نظير بانک‌های تجاری و مؤسسات اعتباری غيربانکي از مهم‌تری نهادهای بازار پول به شمار می‌روند (نادعلی و همکاران،1396).
متغیرهای اقتصادی
متغیرهای متعددی نظیر رشد اقتصادی، رشد سرمایه‌گذاری در بخش تولید، رشد سرمایه‌گذاری در بخش مسکن، شاخص قیمت مصرف‌کننده، قدرت خرید مردم، تغییرات درآمدی و پس‌انداز، اشتغال، نقدینگی، تورم، نوسانات نرخ ارز، واردات، صادرات، نوسانات سود و بهره بانکی و... را از عوامل داخلی تأثیرگذار بر بازارها میتوان برشمرد. ازجمله این متغیرها، در این تحقیق رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی کننده تولیدکننده، رفتار سرمایه‌گذار و نااطمینانی تورم مورد آزمون قرار گرفت.
پیشینه تحقیق
پیشینه تحقیقات خارجی
آساگاف و همکاران1 (2019)، در تحقیقی به بررسی "تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام شرکت‌هایی که در بورس اوراق بهادار پذیرفته‌شده‌اند: شواهد تجربی از اندونزی" پرداختند. این مطالعه نشان داد که متغیرهای اقتصاد کلان متشکل از نرخ تورم، نرخ بهره، عرضه پول و نرخ ارز خارجی، بازده سهام تأثیر بسزایی در شرکت‌های بورس سهام اندونزی دارد. مولفحی2 (2019)، در تحقیقی به بررسی" تأثیر متغیرهای اقتصاد کلان بر توسعه بازار سرمایه در اقتصاد بوتسوانا "پرداخت. در کوتاه‌مدت، تولید واقعی، عرضه پول و تورم تأثیر مثبت بر توسعه بازار سهام داشتند، درحالی‌که نرخ واقعی ارز نرخ رشد خود را به تأخیر می‌اندازد. تولید واقعی از توسعه سهام در بلندمدت بیشتر پشتیبانی می‌کند. برای بازار اوراق‌قرضه، فقط دو متغیر، نرخ تورم و نرخ وام در بلندمدت تأثیر مثبت و منفی بر بازار اوراق‌قرضه دارد، درحالی‌که هیچ‌یک از متغیرها در کوتاه‌مدت بر بازار اوراق‌قرضه تأثیر نمی‌گذارند. پیامدهای سیاست شامل تلاش‌های بیشتر سیاست‌گذاران برای افزایش عرضه پول، تولید ناخالص داخلی برای توسعه بازار سهام می‌باشد. درحالی‌که توسعه بازار اوراق‌قرضه به کاهش نرخ وام نیاز دارد. اولوکویو همکاران3 (2020)، در تحقیقی به بررسی "شاخص‌های اقتصاد کلان و عملکرد بازار سرمایه: آیا پیوندها پایدار هستند؟" پرداختند. نتایج آنها نشان می‌دهد که زمانی که انحراف از رابطه بلندمدت بین عملکرد بازار سهام و مبانی اقتصاد کلان وجود دارد، در درجه اول بازار سهام، نرخ بهره و جریان سرمایه خارجی تعدیل می‌شوند تا اطمینان حاصل شود که آن رابطه بلندمدت ترمیم شود. درحالی‌که نرخ ارز، رشد تولید ناخالص داخلی، تورم و تجارت برون‌زای ضعیف هستند. آنها همچنین تخمین زدند که هرگونه عدم تعادل ناشی از نرخ بهره بیش از آن است که به طور کامل در یک سال اصلاح شود. اسکرینجانیک و اورلوویک4 (2020)، در تحقیقی به بررسی "نااطمینانی سیاست اقتصادی و سرریز بازار سهام: موردی از بازارهای CEE انتخاب‌شده" پرداختند. نتایج آنها هم برای سیاست‌گذاران و هم سرمایه‌گذاران بین‌المللی ارائه می‌شود و شامل رویکرد تخمین پویا، در کنار اجازه‌دادن به رابطه بازخورد بین متغیرهای موردعلاقه و همچنین بررسی سرریزهای ذکرشده برای اولین‌بار برای اکثر کشورهای مشاهده‌شده است. برناردلی و کاسترو5 (2020)، در تحقیقی به بررسی "بازار سهام و متغیرهای اقتصاد کلان، شواهدی از برزیل" پرداختند. نتایج آنها نشان می‌دهد که متغیرهای اقتصاد کلان بر شاخص سهام 70 شرکت برزیل تأثیر می‌گذارد. بااین‌حال متغیر ثبات مالی دولت مرکزی قدرت توضیحی نسبت به شاخص بورس سهام برزیل ندارد.
پیشینه تحقیقات داخلی
محمدی خیاره (1398)، در تحقیقی به بررسی"سیاست پولی و پویایی های تورم در ایران: ارائه شواهدی جدید" پرداخت. نتایج تجربی بطور کلی بیانگر این است که عرضه پول، منبع کلیدی تورم در ایران است. با توجه به یافته های تحقیق، همه متغیرهای تخمین زده شده دارای نقش کلیددی در افزایش تورم در اقتصاد هستند. در مقایسه، تولید واقعی دارای کمترین سهم بویژه در کوتاه مدت است؛ در حالیکه، تورم دارای حساسیت بیشتر به شوک های عرضه پول در کوتاه مدت و بلندمدت است. نتیجه کلی مطالعه حاضر این است که تورم در ایران نسبتاً یک پدیده پولی است تا نشات گرفته از عوامل واقعی .امیری و پیر داده (1398)، در تحقیقی به بررسی "نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و بازار سهام ایران با تکیه‌بر رویکرد تغییر رژیمی مارکف" پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان می‌دهد نااطمینانی در سیاستهای اقتصادی موجب کاهش بازده بازار سهام می شود. همچنین ارتباط بین بازده بازار سهام و نااطمینانی سیاستهای اقتصادی غیرخطی و اثر نااطمینانی بر بازده سهام در رژیم با نوسانات بالا قوی‌تر و پایدارتر است. لذا اتخاذ سیاستهای مناسب و پایدار اقتصادی از سوی سیاست‌گذاران اقتصادی به‌ویژه در حوزه پولی و مالی توصیه می‌شود .ذوالفقاری (1398) در تحقیقی به "بررسی تأثیر متغيرهاي كلان اقتصادي بر ارزش معاملات سهام در بورس اوراق بهادار" پرداخت. نتايج مدل غيرخطي نشان داد كه نرخ ارز بازار آزاد، عرضه اوليه سهام، قيمت جهاني نفت و عرضه اوراق با درآمد ثابت تأثیر مثبت و معنیداری بر ارزش معاملات سهام در بورس اوراق بهادار دارند. همچنين نرخ بهره حقيقي تأثیر منفي و معنیداری بر ارزش معاملات سهام دارد. به عبارتي افزايش نرخ تورم موجب افزايش ارزش معاملات سهام و افزايش نرخ بهره اسمي تأثیر منفي بر ارزش معاملات سهام در بورس اوراق بهادار دارد. تأثیر قيمت جهاني فلزات اساسي نظير قيمت فولاد بر ارزش معاملات سهام مثبت ولي كم می‌باشد. افزايش نااطمینانی در بازار سهام، ارزش معاملات سهام را نسبت به شرايطي كه بازار آرام است، افزايش می‌دهد. همچنين انتشار اخبار بد تأثیر منفي با وزن بيشتري نسبت به انتشار رويدادهاي خوب (با تأثیر مثبت) بر ارزش معاملات سهام دارد. تحریم‌های اقتصادي نيز طي سالهای گذشته تأثیر منفي و معنیداری بر ارزش معاملات سهام داشته است. بر اساس یافته‌های مدل اقتصادسنجي، در حدود 84 درصد تغييرات ارزش معاملات بازار سهام توسط متغيرهاي مستقل ذکرشده در مدل توضيح داده می‌شود.باغستانی و رحیمی، (1400)، در تحقیقی به "بررسی رابطه بین نرخ سود و نقدینگی در بانک تجارت" پرداختند. تایج نشان داد که متغیر نرخ سود و سرمایه تاثیر مثبت و معنیداری بر نقدینگی دارد، در حالی که نرخ تورم تاثیری منفی دارد. لذا تغییر دستوری نرخ سود بانکی فاقد کارایی الزم برای تحریک بخش واقعی اقتصاد خواهد بود.پوراقدم و همکاران،(1401)، در تحقیقی به بررسی "جانشینی پول سنتی با ارزهای مجازی و اثرات آن بر متغیرهای کالن اقتصادی در قالب مدل DSGE" پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان می دهد شوک ناشی از قیمت و حجم معاملات بیتکوین به عنوان شاخصی برای تقاضای ارز مجازی در نظرگرفته شده است. بر اساس نتایج، شوک وارد شده از ناحیه ارزهای مجازی منجر به کاهش تقاضا برای پول سنتی شده است به عبارت دیگر یک جانشینی بین نگهداری پول سنتی و پول مجازی رخ داده است. علاوه بر این، بر اثر وارد شدن شوک از ناحیه ارزهای مجازی میزان مصرف در اقتصاد افزایش یافته و از طرفی میزان درآمدهای دولت از ناحیه حق الضرب و چاپ پول کاهش یافته است. همچنین یافته های تحقیق نشان داد که، درآمدهای مالیاتی دولت نیز به دلیل گرایش منابع مالی در اقتصاد به سمت تقاضای ارزهای مجازی کاهش یافته است.
روش تحقیق
این تحقیق در پی بررسی نقش رفتاری بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران می‌باشد؛ بنابراین ازنظر هدف کاربردی و از حیث نوع، علی تحلیلی می‌باشد که روش تجزیه و تحلیل مدل به‌صورت زیر است:
پژوهش موردمطالعه بر اساس مدل پایه مطالعات «رفتاری و مدلهای اقتصادی» و در نظر گرفتن متغیرهای تأییدشده ازنظر تئوریک به‌صورت:
(1)
(2)
که در آن:
MSPt: عرضه پول
VSTt: ارزش معاملات سهام
CBHt: رفتار مصرفی مصرف‌کننده (شاخص قیمت مصرف‌کننده بعد از فیلتر هودریک-پریسکات)
PBHt: رفتار تولیدی تولیدکننده (شاخص بهای تولیدکننده بعد از فیلتر هودریک-پریسکات)
IBHt: رفتار سرمایه‌گذار (سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در ساختمان‌های جدید مناطق شهری بعد از فیلتر هودریک-پریسکات)
UINFt: نااطمینانی تورم
در قالب فرضیه‌های:
فرضیه اصلی اول:
رفتار متغیرهای اقتصادی در بازار پول در ایران نقش دارد.
فرضیه‌های فرعی:
1- رفتار مصرفی مصرف‌کننده در عرضه پول در ایران نقش دارد.
2- رفتار تولیدی تولیدکننده در عرضه پول در ایران نقش دارد.
3- رفتار سرمایه‌گذاری در عرضه پول در ایران نقش طه دارد.
4- نااطمینانی تورم در عرضه پول در ایران نقش دارد.
فرضیه اصلی دوم:
رفتار متغیرهای اقتصادی در ارزش معاملات سهام در ایران نقش دارد.
فرضیه‌های فرعی:
1- رفتار مصرفی مصرف‌کننده در ارزش معاملات سهام نقش دارد.
2- رفتار تولیدی تولیدکننده در ارزش معاملات سهام نقش دارد.
3- رفتار سرمایه‌گذاری در ارزش معاملات سهام نقش دارد.
4- نااطمینانی تورم در ارزش معاملات سهام نقش دارد.
می‌باشند.
تصریح مدل
مدلهای تحقیق به‌صورت زیر تصریح شده‌اند:
(3)
(4)
این مدلها پس از ایجاد متغیرهای رفتاری متغیرهای توضیحی با استفاده از فیلتر هودریک – پریسکات، مورد آزمون مانایی دیکی فولر تعمیم‌یافته قرار گرفتند و با توجه به‌احتمال اینکه برخی از آنها در سطح مانا باشند و برخی دیگر از متغیرها با یک‌بار تفاضل‌گیری مانا گردند، استفاده از آزمون‌های هم انباشتگی معمول ازجمله انگل-گرنجر برای بررسی رابطه بلندمدت بین متغیرها دیگر کارساز نخواهد بود، ازاین‌رو استفاده از روش ARDL مدنظر قرار گرفت. سپس رابطه وقفه دار کلیه متغیرهای مدل توسط ماتریس کنش- واکنش VAR مورد بررسی قرار گرفت. این مطالعه برای قلمرو مکانی ایران و در قلمرو زمانی 1397-1357 می‌باشد.
فیلتر هودریک - پریسکات6
فیلتر هودریک - پریسکات روند زمانی غیرقابل‌مشاهده را برای متغیر سری زمانی ارائه کرده است. این فیلتر برای تفکیک نوسانات دائمی و موقت در یک سری زمانی استفاده می‌شود. پایه و اساس کار این فیلتر بر این است که نوسانات را به نوسانات دائمی (عرضه) و نوسانات کوتاه‌مدت (تقاضا) تفکیک می‌کند. این فیلتر ابتدا برای تجزیه‌وتحلیل ادوار تجاری در سال 1980 ارائه‌شده است، ولی در سال 1997، این فیلتر پس از 17 سال تأخیر منتشر شد. فرض کنید (yt) دلالت بر تولید حقیقی داشته باشد. فیلتر هدریک - پریسکات (yt) را به یک‌روند زمانی tt و یک سری زمانی از عناصر دورانی پایا تجزیه می‌کند. فیلتر هدریک پریسکات با حداقل کردن مجذور انحراف متغیر (y) از روند آن (tt) به دست می‌آید. درواقع، مقادیر روند مذکور مقادیری هستند که رابطه زیر را حداقل می‌کنند:
سری زمانی (Xt) دارای دو جزء است، جزء هموار که همان روند است (St) و جزء انحرافات از روند که (Dt) است. این کار توسط فیلتر هدریک - پریسکات و به روش زیر انجام می‌شود:
(5)
(6)
پارامتر (λ) در رابطه (2) هموارساز نامیده می‌شود و هرچقدر مقدار آن بزرگ‌تر باشد، سری موردمطالعه هموارتر است. مقدار عددی λ مشکل اولیه استفاده از این فیلتر است. انتخاب مقدار پارامتر باید بر اساس اطلاعات گذشته و به‌وسیله متوسط طول یک دوره کامل تجاری انتخاب شود (رجایی و جلائی،1396).
الگوی ARDL
در بسیاری از مدل های اقتصادی و مالی، تاثیرگذاری متغیرهای توضیحی با تاخیرهای قابل توجهی مواجه اند. تخمین های روش ARDL ،به دلیل اجتناب از مشکلاتی همچون خودهمبستگی و درونزایی، کارا هستند. همچنین با انجام این روش میتوان تحلیلهای اقتصادی را در دوره های کوتاه مدت و بلندمدت انجام داد. گام دوم در تخمین مدل ARDL بررسی وجود رابطه بلندمدت است(سلمانی و همکاران،1395).
مدل خودرگرسیون برداری (VAR)
این مدل یکی از مدل های پرکاربرد سری زمانی به شمار می آید. در این مدل تمام متغیرها درونزا در نظر گرفته می شود و هر متغیر بر مقادیر وقفه خود و وقفه سایر متغیرها برآورد می شود. تعیین تعداد وقفه بهینه در این مدل ها اهیت زیادی دارد زیرا تعداد وقفه به منزله تعیین تعداد متغیر مستقل در مدل است. که با افزایش آن از یک طرف قدرت توضیح دهندگی و ضریب تعیین مدل را افزایش داده اما از طرف دیگر درجه آزادی را در مدل کاهش می دهد. بنابراین تعداد وقفه مناسب در برآورد مدل اهمیت قابل توجهی دارد.
نتایج بررسی رفتار متغیرها با فیلتر هودریک - پریسکات
نتایج حاصل از بررسی رفتار مصرفی مصرف‌کننده در نمودار (1)، رفتار تولیدی تولیدکننده در نمودار (2)، رفتار سرمایه‌گذار در نمودار (3) ارائه‌شده است براساس نمودارها، روند آبی رنگ نسبت به روند سبز و قرمز، نشان می دهد که فیلترینگ هودریک – پریسکات تا حد زیادی به خروجی نوسان دار متغیرها کمک کرده است.
نمودار (1): رفتار مصرفی مصرف‌کننده
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
نمودار (2): رفتار تولیدی تولیدکننده
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
نمودار (3): رفتار سرمایه‌گذار
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
آزمون مانایی متغیرها
بکارگیری روش‌های سنتی و معمول اقتصادسنجی در برآورد ضرایب مدل با استفاده از داده‌های سری زمانی بر این فرض استوار است که متغیرهای مدل مانا هستند. یک متغیر سری زمانی وقتی مانا است که میانگین، واریانس و ضرایب خودهمبستگی آن در طول زمان ثابت باقی بماند وجود متغیرهای نامانا در مدل سبب می‌شود تا آزمون‌های t و F معمول از اعتبار لازم برخوردار نباشند و منجر به رگرسیون‌های جعلی شوند. ازاین‌رو در برخورد با سری‌های زمانی، ابتدا متغیرهای ازنظر ایستایی مورد آزمون قرار می‌گیرند و مدل باثبات برآورد می‌شود.
آماره مورداستفاده در این تحقیق، آماره دیکی فولر تعمیم‌یافته (ADF)7 است. باتوجه‌به آزمون ریشه واحد در سطح، متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده، رفتار سرمایه‌گذار و نااطمینانی تورم مانا هستند و متغیرهای ارزش معاملات سهام و عرضه پول نامانا بودندخلاصه نتایج آزمون مانایی متغیرها در جدول (1) ارائه‌شده‌اند.
مرتبه تفاضل
| مقدار بحرانی سطح 10% | مقدار بحرانی سطح 5% | مقدار بحرانی سطح 1% | آماره ADF | متغیر | |||
I(1) | 611/1- | 949/1- | 625/2- | 878/8- | ارزش معاملات سهام (VST) | |||
I(1) | 610/1- | 952/1- | 641/2- | 992/9- | عرضه پول (MSP) | |||
I(0) | 611/1- | 950/1- | 629/2- | 445/5- | رفتار مصرفی مصرف‌کننده (CBH) | |||
I(0) | 611/1- | 950/1- | 629/2- | 787/5- | رفتار تولیدی تولیدکننده (PBH) | |||
I(0) | 215/3- | 356/3- | 284/4- | 045/4- | رفتار سرمایه‌گذار (IBH) | |||
I(0) | 194/3- | 526/3- | 205/4- | 08+e82/6- | نااطمینانی تورم (UINF) | |||
جدول (1): نتایج آزمون مانایی متغیرها
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
آزمون فروض کلاسیک
نتایج حاصل از فروض کلاسیک که در جدول شماره (2) ارائه‌شده‌اند.
برای بررسی ناهمسانی واریانس، در این تحقیق از روشARCH استفاده شده که طبق نتایج حاصل از آن که در جدول (2) نشان داده‌شده است، در مدل ناهمسانی وجود ندارد .
برای آزمون خودهمبستگی فوق در این تحقیق از آزمون خودهمبستگی LM استفاده‌شده است که طبق نتایج ذکرشده این آزمون در جدول شماره (2) بین متغیرهای مستقل تحقیق خودهمبستگی وجود ندارد. و نتایج حاصل از آزمون رمزی طبق این جدول، نشان دهنده تصریح صحیح مدل ها می باشد.
422/0 | احتمال F(1,37) | 642/24 | آماره F | ARCH | بازار پول |
416/0 | احتمال Chi-Square(1) | 590/15 | ضریب تعیین مشاهدات | ||
281/0 | احتمال F(2,33) | 316/1 | آماره F | LM | |
228/0 | احتمال Chi-Square(1) | 954/2 | ضریب تعیین مشاهدات | ||
1253/0 | احتمال F(1,31) | 824/21 | آماره F | Ramsey | |
873/0 | احتمال F(1,37) | 0257/0 | آماره F | ARCH | بازار سرمایه
|
869/0 | احتمال Chi-Square(1) | 027/0 | ضریب تعیین مشاهدات | ||
404/0 | احتمال F(2,32) | 930/0 | آماره F | LM | |
333/0 | احتمال Chi-Square(1) | 297/2 | ضریب تعیین مشاهدات | ||
4489/0 | احتمال F(1,33) | 587/0 | آماره F | Ramsey |
جدول (2): نتایج آزمون فروض کلاسیک
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
نتایج حاصل از برآورد مدل تخمین پویای کوتاه‌مدت ARDL(1, 0, 0, 0, 0)
در مطالعات سری زمانی، هرگاه مجموعه‌ای از متغیرهای موردنظر بر اساس آزمون‌های ریشه واحد رفتار دوگانه‌ای داشته باشند، به این صورت که برخی از آنها در سطح مانا باشند و برخی دیگر از متغیرها با یک‌بار تفاضل‌گیری مانا گردند، استفاده از آزمون‌های هم انباشتگی معمول ازجمله انگل -گرنجر برای بررسی رابطه بلندمدت بین متغیرها دیگر کارساز نخواهد بود. در این قبیل موارد استفاده از روش ARDL پیشنهاد می‌گردد. از مزایای الگوی خود توضیح برداری با وقفه‌های توزیعی این است که پویایی کوتاه‌مدت را نیز در لحاظ می‌نماید و باعث می‌شود که ضرایب الگو با دقت بیشتری برآورد شوند. تجزیه و تحلیل از روش ARDL مبتنی بر تفسیر سه معادله پویا، بلندمدت و تصحیح خطا می‌باشد. نتایج حاصل از تخمین پویا در جدول (3) ارائه‌شده است.
جدول (3): نتایج حاصل از تخمین پویا
احتمال | آماره t | خطای استاندارد | ضرایب | متغیر | بازار پول | ||||||||||||||
544/0 | 612/0 | 482/0 | 295/0 | عرضه پول (MSP(-1)) | |||||||||||||||
0391/0 | 143/2 | 0/299279 | 3/641493 | رفتار مصرفی مصرف‌کننده (CBH) | |||||||||||||||
0388/0 | 147/2- | 4/321361 | 3/690068- | رفتار تولیدی تولیدکننده (PBH) | |||||||||||||||
0499/0 | 030/2 | 185/9 | 652/18 | رفتار سرمایه‌گذار (IBH) | |||||||||||||||
1275/0 | 561/1 | 313/239 | 584/373 | نااطمینانی تورم (UINF) | |||||||||||||||
دوربین - واتسون | ضریب تعیین تعدیل‌شده | ضریب تعیین (R2) |
| ||||||||||||||||
884/1 | 651/0 | 687/0 | |||||||||||||||||
احتمال | آماره t | خطای استاندارد | ضرایب | متغیر |
| ||||||||||||||
750/0 | 321/. | 172/0 | 055/0 | ارزش معاملات سهام (VST(-1)) | بازار سرمایه | ||||||||||||||
4850/0 | 706/0 | 74/59921 | 17/42304 | رفتار مصرفی مصرف‌کننده (CBH) | |||||||||||||||
4818/0 | 711/0- | 71/55120 | 41/39202- | رفتار تولیدی تولیدکننده (PBH) | |||||||||||||||
9801/0 | 0251/0 | 216696/1 | 0306/0 | رفتار سرمایه‌گذار (IBH) | |||||||||||||||
4818/0 | 711/0- | 597/1209 | 357/860- | نااطمینانی تورم (UINF) | |||||||||||||||
دوربین -واتسون | ضریب تعیین تعدیل‌شده |
| ضریب تعیین (R2) |
| |||||||||||||||
994/1 | 789/0 |
| 816/0 |
| |||||||||||||||
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
این نتایج برای بازار پول نشان می‌دهد که تمام متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده، رفتار سرمایه‌گذار و نااطمینانی تورم بر عرضه پول تأثیر دارند. ضریب تعیین 69% نشان می‌دهد که 69 درصد از متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل پوشش داده می‌شود. آماره دوربین واتسون برابر 884/1 می‌باشد و چون بین 5/1 و 2 می‌باشد، نشان می‌دهد که بین متغیرهای تحقیق همبستگی وجود ندارد. همچنین نتایج برای بازار سرمایه نشان می‌دهد که هیچ‌یک از متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده، رفتار سرمایه‌گذار و نااطمینانی تورم بر ارزش معاملات سهام تأثیری نداشتند. ضریب تعیین 81% نشان می‌دهد که 81 درصد از متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل پوشش داده می‌شود. آماره دوربین واتسون برابر 994/1 می‌باشد و چون بین 5/1 و 2 می‌باشد، نشان می‌دهد که بین متغیرهای تحقیق همبستگی وجود ندارد و احتمال 0 آماره F و مقدار 243/30 آن نشان‌دهنده معنی‌دار بودن کل مدل می‌باشد.
نتایج حاصل از برآورد مدل بلندمدت ARDL(1, 0, 0, 0, 0)
بعد از تأیید وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل طبق جدول شماره (5)، به تخمین رابطه بلندمدت طبق جدول (4)، پرداخته شد. همان‌طور که در جدول مشاهده می‌شود، در بلندمدت، تمام متغیرهای مستقل در نظر گرفته‌شده برای بازار پول معنی دار بودند و تمام فرضیه‌های در نظر گرفته‌شده تحقیق مورد تأیید قرار گرفتند، ولی در بازار سرمایه تمام متغیرهای مستقل در نظر گرفته‌شده بی‌معنی بودند و تمام فرضیه‌های در نظر گرفته‌شده تحقیق برای آن بازار رد شدند.
بازار پول | متغیر | ضرایب | خطای استاندارد | آماره t | احتمال |
رفتار مصرفی مصرف‌کننده (CBH) | 924/910587 | 517/284905 | 196/3 | 0029/0 | |
رفتار تولیدی تولیدکننده (PBH) | 103178/979539- | 096/300630 | 258/3- | 0025/0 | |
رفتار سرمایه‌گذار (IBH) | 477/26 | 877/7 | 360/3 | 0019/0 | |
نااطمینانی تورم (UINF) | 296/530 | 0452/187 | 835/2 | 0076/0 | |
بازار سرمایه | رفتار مصرفی مصرف‌کننده (CBH) | 724/44775 | 316/63275 | 708/0 | 484/0 |
رفتار تولیدی تولیدکننده (PBH) | 751/41492- | 911/58266 | 712/0- | 481/0 | |
رفتار سرمایه‌گذار (IBH) | 032/0 | 288/1 | 025/0 | 980/0 | |
نااطمینانی تورم (UINF) | 622/910- | 720/1270 | 717/0- | 478/0 |
جدول (4): نتایج حاصل از برآورد مدل بلندمدت
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
آزمون باند - تست
نتایج حاصل از آزمون باند که در جدول (5) ارائه شده اند، وجود رابطه بلندمدت را تایید می کنند.
جدول (5): نتایج آزمون باند
بازار پول | آزمون آماره | Value | K |
آماره F | 618/5 | 4 | |
Significance | I0 Bound | I1 Bound | |
10% | 9/1 | 01/3 | |
5% | 26/2 | 48/3 | |
5/2% | 62/2 | 9/3 | |
1% | 07/3 | 44/4 | |
بازار سرمایه | آزمون آماره | Value | K |
آماره F | 887/5 | 4 | |
Significance | I0 Bound | I1 Bound | |
10% | 2/2 | 09/3 | |
5% | 56/2 | 49/3 | |
5/2% | 88/2 | 87/3 | |
1% | 29/3 | 37/4 |
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
نتایج حاصل از آزمون VAR
در ادامه، برای تکمیل بررسی روش فیلترینگ در مدل‌سازی رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران، از آزمون کنش واکنش الگوی VAR استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون VAR برای بازار پول در جدول (6) ارائه شده است. نتایج این آزمون نشان می‌دهند که:
- بین عرضه پول با رفتار مصرفی مصرف کننده و رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت، و بین عرضه پول با رفتار تولیدی تولید کننده یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد.
- بین رفتار مصرفی مصرف کننده با رفتار مصرفی مصرف کننده و رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت، و بین رفتار مصرفی مصرف کننده با عرضه پول،رفتار تولید کننده و نااطمینانی تورم یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد.
- بین رفتار تولیدی تولید کننده با رفتار مصرفی مصرف کننده و رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل، رابطه معنی دار مثبت وجود دارد و بین رفتار تولیدی تولید کننده با عرضه پول، نااطمینانی تورم یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد.
- بین رفتار سرمایه گذار با رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت، و بین رفتار سرمایه گذار با نااطمینانی تورم یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد.
- بین نااطمینانی تورم و نااطمینانی تورم یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت وجود دارد.
جدول (6): نتایج حاصل از آزمون VAR بازار پول
| MSP | CBH | PBH | IBH | UINF |
MSP(-1) | 2020733/0 | 07-E70/1- | 07-E51/1- | 002886/0- | 16-E31/5- |
(16180/0) | (08-E8/6) | (08-E3/6) | (00098/0) | (15-E6/6) | |
[ 25297/1] | [-48614/2] | [-41516/2] | [-94907/2] | [-07991/0] | |
CBH(-1) | 1047853 | 549566/4 | 513891/3 | 06/22593 | 08-E05/1 |
(630771) | (26645/0) | (24434/0) | (58/3815) | (08-E6/2) | |
[ 66123/1] | [ 0749/17] | [ 3810/14] | [ 92127/5] | [ 40438/0] | |
PBH(-1) | 1102618- | 540139/3- | 494157/2- | 08/22547- | 09-E66/9- |
(592546) | (25030/0) | (22953/0) | (35/3584) | (08-E4/2) | |
[-86081/1] | [-1435/14] | [-8661/10] | [-29042/6] | [-39680/0] | |
IBH(-1) | 55175/21 | 05-E16/4 | 05-E98/3 | 165744/1 | 13-E83/1- |
(9336/11) | (06-E0/5) | (06-E6/4) | (07219/0) | (13-E9/4) | |
[ 80597/1] | [ 24713/8] | [ 6114/8] | [ 1489/16] | [-37351/0] | |
UINF(-1) | 477/3685- | 009376/0- | 010152/-0 | 63942/79- | 791873/0 |
(27/9471) | (00400/0) | (00367/0) | (2924/57) | (10-E9/3) | |
[-38627/0] | [-34346/2] | [-76705/2] | [-39005/1] | [ 0/2e 09+] | |
C | 1746018 | 772666/4 | 006129/5 | 90/36633 | 35320/91 |
(3770526) | (59273/1) | (46059/1) | (2/22808) | (07-E5/1) | |
[ 46307/0] | [ 99653/2] | [ 42747/3] | [ 60617/1] | [ 9/5e08+ ] |
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
در ادامه نیز نتایج علیت آزمون گرنجر برای بازار پول در جدول (7) ارائه شده است
جدول (7): نتایج حاصل از آزمون گرنجر بازار پول
آماره F | احتمال |
| آماره F | احتمال |
|
052/77 | 10-E/1 | IBH علت گرنجر CBH نیست. | 075/1 | 784/0 | CBH علت گرنجر MSP نیست. |
236/21 | 05- E/5 | CBH علت گرنجر IBH نیست | 713/27 | 06-E/6 | MSP علت گرنجر CBH نیست. |
159/3 | 083/0 | UINF علت گرنجر CBHنیست. | 063/0 | 803/0 | PBH علت گرنجر MSP نیست. |
000/0 | 977/0 | CBH علت گرنجر UINFنیست. | 195/29 | 06-E/4 | MSP علت گرنجر PBH نیست. |
623/100 | 12- E /4 | IBH علت گرنجر PBH نیست. | 317/0 | 576/0 | IBH علت گرنجر MSP نیست. |
202/26 | 05- E/1 | PBH علت گرنجر IBH نیست. | 061/7 | 011/0 | MSP علت گرنجر IBH نیست. |
271/3 | 078/0 | UINF علت گرنجر PBH نیست. | 438/0 | 512/0 | UINF علت گرنجر MSP نیست. |
000/0 | 978/0 | PBH علت گرنجر UINF نیست. | 000/0 | 987/0 | MSP علت گرنجر UINF نیست. |
326/4 | 044/0 | UINF علت گرنجر IBH نیست. | 331/224 | 17-E/3 | PBH علت گرنجر CBH نیست. |
000/0 | 989/0 | IBH علت گرنجر UINF نیست. | 323/240 | 18-E/9 | CBH علت گرنجر PBH نیست. |
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
همچنین نتایج حاصل از آزمون VAR برای بازار سرمایه در جدول (8) و نتایج علیت آزمون گرنجر برای این بازار در جدول (9) ارائه شده است. نتایج آزمون VAR نشان می‌دهند که:
- بین رفتار مصرفی مصرف‌کننده باارزش معاملات سهام و رفتار تولیدی تولیدکننده و نااطمینانی تورم یک دوره قبل رابطه معنی‌دار منفی و بین رفتار مصرفی مصرف‌کننده با رفتار مصرفی مصرف‌کننده یک دوره قبل و رفتار سرمایه‌گذار یک دوره قبل رابطه معنی‌دار مثبت وجود دارد.
- بین رفتار تولیدی تولیدکننده باارزش معاملات سهام، نااطمینانی تورم و رفتار تولیدی تولیدکننده یک دوره قبل رابطه معنی‌دار منفی و بین رفتار تولیدی تولیدکننده با رفتار مصرفی مصرف‌کننده و رفتار سرمایه‌گذار یک دوره قبل رابطه معنی‌دار مثبت وجود دارد.
- بین رفتار سرمایه‌گذار باارزش معاملات سهام و رفتار تولیدی تولیدکننده یک دوره قبل رابطه معنی‌دار منفی و بین رفتار سرمایه‌گذار با رفتار مصرفی مصرف‌کننده و رفتار سرمایه‌گذار یک دوره قبل رابطه معنی‌دار مثبت وجود دارد.
- بین نااطمینانی تورم و نااطمینانی تورم یک دوره قبل رابطه معنی‌دار مثبت وجود دارد.
جدول (8): نتایج حاصل از آزمون VAR بازار سرمایه
| VST | CBH | PBH | IBH | UINF |
|
|
|
|
|
|
VST(-1) | 035162/0 | 06-E95/1- | 06-E77/1- | 027093/0- | 14-E78/6 |
(17017/0) | (07-E5/7) | (07-E8/6) | (01118/0) | (14-E2/7) | |
[20662/0 ] | [60359/2- ] | [58406/2- ] | [42238/2- ] | [93583/0 ] | |
CBH(-1) | 37/31771 | 350269/4 | 336913/3 | 66/19102 | 09-E59/8 |
(8/56310) | (24790/0) | (22662/0) | (95/3700) | (08-E4/2) | |
[56421/0 ] | [5487/17 ] | [7244/14 ] | [16155/5 ] | [35820/0 ] | |
PBH(-1) | 56/31543- | 332086/3- | 309306/2- | 83/18921- | 09-E91/7- |
(2/52230) | (22993/0) | (21020/0) | (76/3432) | (08-E2/2) | |
[60393/0- ] | [4916/14- ] | [9861/10- ] | [51213/5- ] | [35568/0- ] | |
IBH(-1) | 845633/0 | 05-E92/3 | 05-E77/3 | 124084/1 | 13-E06/2- |
(10877/1) | (60-E9/4) | (06-E5/4) | (07287/0) | (13-E7.4) | |
[76268/0 ] | [02994/8 ] | [44753/8 ] | [4254/15] | [43702/0- ] | |
UINF(-1) | 5944/385- | 008605/0- | 009479/0- | 96579/63- | 791873/0 |
(259/893) | (00393/0) | (00359/0) | (7083/58) | (10-E8/3) | |
[43167/0- ] | [18832/2- ] | [63689/2- ] | [08955/1- ] | ]09+e1/2[ | |
C | 9/150406 | 414707/4 | 692374/4 | 83/19592 | 35320/91 |
(355017) | (56289/1) | (42878/1) | (2333) | (07-E5/1) | |
[42366/0 ] | [82471/2 ] | [28419/3 ] | [26828/1 ] | ] 08/+e0/6[ |
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
جدول (9): نتایج حاصل از آزمون گرنجر بازار سرمایه
آماره F | احتمال |
| آماره F | احتمال |
|
052/77 | 10-E/1 | IBH علت گرنجر CBH نیست. | 774/24 | 05-E/2 | CBH علت گرنجر VST نیست. |
236/21 | 05- E/5 | CBH علت گرنجر IBH نیست | 033/0 | 856/0 | VST علت گرنجر CBH نیست. |
159/3 | 083/0 | UINF علت گرنجر CBHنیست. | 251/24 | 05-E/2 | PBH علت گرنجر VST نیست. |
000/0 | 977/0 | CBH علت گرنجر UINFنیست. | 103/0 | 749/0 | VST علت گرنجر PBH نیست. |
623/100 | 12- E /4 | IBH علت گرنجر PBH نیست. | 961/30 | 06-E/2 | IBH علت گرنجر VST نیست. |
202/26 | 05- E/1 | PBH علت گرنجر IBH نیست. | 360/2 | 132/0 | VST علت گرنجر IBH نیست. |
271/3 | 078/0 | UINF علت گرنجر PBH نیست. | 622/0 | 435/0 | UINF علت گرنجر VST نیست. |
000/0 | 978/0 | PBH علت گرنجر UINF نیست. | 223/0 | 639/0 | VST علت گرنجر UINF نیست. |
326/4 | 044/0 | UINF علت گرنجر IBH نیست. | 331/224 | 17-E/3 | PBH علت گرنجر CBH نیست. |
000/0 | 989/0 | IBH علت گرنجر UINF نیست. | 323/240 | 18-E/9 | CBH علت گرنجر PBH نیست. |
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
بحث و نتیجه‌گیری
در این تحقیق به مدل‌سازی و بررسی مقایسه‌ای رفتار بخش‌های مصرف، تولید و سرمایه‌گذاری در بازارهای پول و سرمایه ایران پرداخته شد. بدین منظور از داده‌های سالانه متغیرهای مستقل شاخص قیمت مصرف‌کننده، شاخص بهای تولیدکننده، سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در ساختمان‌های جدید مناطق شهری و نااطمینانی تورم استفاده شد و با استفاده از روش فیلتر هودریک-پریسکات رفتار هر یک از متغیرها در قالب رفتار مصرفی مصرف‌کننده، شاخص تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار برای سالهای 1357 تا 1397 به روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی و الگوی خود توضیح برداری موردبررسی قرار گرفت.
خلاصه نتایج حاصل از مقایسه دو بازار پول و سرمایه به روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی در جدول (10) ارائه شده است.
جدول (10): خلاصه نتایج حاصل از مقایسه دو بازار پول و سرمایه به روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی
بلندمدت | کوتاه مدت |
| ||
بازار سرمایه | بازار پول | بازار سرمایه | بازار پول |
|
نقش ندارد | نقش دارد | نقش ندارد | نقش دارد | رفتار مصرفی مصرف‌کننده (CBH) |
نقش ندارد | نقش دارد | نقش ندارد | نقش دارد | رفتار تولیدی تولیدکننده (PBH) |
نقش ندارد | نقش دارد | نقش ندارد | نقش دارد | رفتار سرمایه‌گذار (IBH) |
نقش ندارد | نقش دارد | نقش ندارد | نقش ندارد | نااطمینانی تورم (UINF) |
(منبع: یافته‌های پژوهشگر)
نتایج حاصل از روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی برای بازار پول نشان داد که در کوتاه‌مدت متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، شاخص تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار با عرضه پول رابطه داشتند، ولی در بلندمدت همه متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، شاخص تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار و نااطمینانی تورم با عرضه پول رابطه داشتند که نشان دهنده ی تایید تمام فرضیه های در نظر گرفته شده برای بازار پول می باشد. این در حالیست که نتایج حاصل از روش اتو رگرسیون با وقفه توزیعی برای بازار سرمایه نشان داد که نه در کوتاه‌مدت و نه در بلندمدت هیچ‌یک از متغیرهای رفتار مصرفی مصرف‌کننده، شاخص تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار و نااطمینانی تورم با ارزش معاملات بازار سهام رابطه نداشتند و نشان دهنده ی رد تمام فرضیه های در نظر گرفته شده برای بازار سرمایه می باشد.
نتایج حاصل از الگوی خود رگرسیون برداری برای بازار پول نشان داد که بین عرضه پول با رفتار مصرفی مصرف کننده و رفتار سرمایه گذار یک دوره قبل رابطه معنی دار مثبت، و بین عرضه پول با رفتار تولیدی تولید کننده یک دوره قبل رابطه معنی دار منفی وجود دارد. و همچنین نتایج حاصل از الگوی خود توضیح برداری برای بازار سرمایه نشان داد که بین رفتار مصرفی مصرف‌کننده، رفتار تولیدی تولیدکننده و رفتار سرمایه‌گذار باارزش معاملات سهام یک دوره قبل وجود دارد رابطه معنی‌دار منفی وجود دارد. نتایج حاصل نشان‌دهنده آن است که رفتار مصرف‌کنندگان با افزایش سطح قیمت سبد بازار کالاهای مصرفی و خدمات خریداری‌شده توسط خانوارها ، رفتار تولیدکنندگان با افزایش میانگین قیمت دریافتی توسط تولیدکنندگان به ازای تولید کالاها و خدماتشان در داخل کشور و نیز رفتار سرمایه‌گذاران بخش مسکن با افزایش سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در ساختمان‌های جدید مناطق شهری، باعث کاهش تقاضا برای خرید سهام در بازار سهام می‌شود و به‌تبع آن ارزش معاملات بازار سهام کاهش می‌یابد.با توجه به واکنش بین رفتار متغیرها باارزش معاملات سهام، انتظار می‌رود آن متغیرها با سایر شاخص‌های بازار سهام نیز رابطه واکنشی داشته باشند.دلیل نتایج حاصله در بلندمدت و تاثبرگذاری معنادار رفتارها در اقتصاد ایران می تواند ناشی از شکل گیری انتظارات عقلائی و تطبیقی در طی سالهای مورد پژوهش باشد.
به علت در دسترس نبود اطلاعات مربوط به سالهای 1357 تا 1368 برای شاخص کل بورس، این تحقیق در بررسی به‌کارگیری روش فیلترینگ در مدل‌سازی رابطه بازار سرمایه با رفتار متغیرهای اقتصادی با در نظر گرفتن شاخص کل بورس برای بازار سهام با محدودیت مواجه شد. در صورت دسترسی به تمام داده‌های سایر شاخص‌های بازار سهام، به پژوهشگران پیشنهاد می‌شود، در ادامه این تحقیق به بررسی این موضوع با شاخص‌های دیگر بپردازند.
پیشنهادات
طبق نتایج حاصل از تحقیق پیشنهادات زیر ارائه می گردد:
1- بانک مرکزی در ارائه سیاستهای پولی با ابزار عرضه پول همواره الگوی مصرفی سطح کلان را مورد بررسی قرار داده و رفتار مصرفی ملی را در ارائه این سیاست پولی لحاظ کند( طبق فرضیه 1 مدل بازار پول).
2- ارائه سیاست پولی از طرف بانک مرکزی با ابزار عرضه پول در راستای سیستم تولید اقتصاد در سطح کلان و چگونگی جانشینی عوامل تولید و همچنین رفتار تولیدکنندگان به لحاظ پاسخ به دو سؤال چه چیز تولید شود؟ و برای چه کسی تولید باشد ( طبق فرضیه2 مدل بازار پول).
3- پیشنهاد می شود اجرای سیاست پولی انقباضی و یا انبساطی از طرف بانک مرکزی با تغییرات نقدینگی، باتوجه به رفتار سرمایه گذاری بخش خصوصی ( در بخش مسکن) باشد. به عبارتی چگونگی اثرگذاری سیاست پولی انبساطی و یا انقباضی بر بخش سرمایه گذاری مورد توجه باشد(طبق فرضیه3 مدل بازار پول).
4- تغییرات عرضه پول توسط بانک مرکزی زمانی باید صورت بگیرد که تعدیل های لازم در انتظارات عقلائی و انتظارات تطبیقی طرف تقاضای کل و طرف عرضه کل انجام بگیرد باشد ( طبق فرضیه4 مدل بازار پول).
منابع
- Amiri, H. Pirdadeh Biranvand, M. (2019). Uncertainty of Iran's Economic Policies and Stock Market Based On The Markov Regime Change Approach. Scientific Journal Of Financial Knowledge. Volume 12, Issue 44. (In Persian)
- Assagaf, A. Murwaningsari, E. Gunawan, J & Mayangsari, S. (2019). The Effect of Macro Economic Variables on Stock Return of Companies That Listed in Stock Exchange: Empirical Evidence from Indonesia. International Journal of Business and Management; Vol. 14, No. 8; 2019.
- Hendrickson, Mary K. Hultine Massengal, S. Cantrell, R. (2020). “No money exchanged hands, no bartering took place. But it’s still local produce”: Understanding local food systems in rural areas in the U. S. Heartland”. Journal of Rural Studies.
- Mohammadi Khyareh, M. (2020). Monetary Policy and Inflation Dynamics in Iran: New Evidences. Journal of Development and Capital. Volume 5, Issue 1 - Serial Number 8 August 202. Pages 111-130. (In Persian)
- Molefhi, K. (2019). The Impact of Macroeconomic Variables on Capital Market Development in Botswana’s Economy. Botswana Institute for Development Policy Analysis.
- Naadali,M. Soltanalolamayi,M. Haji,M,H. Dolabi,H. Nairi,S. (2017). Interaction of Money Market and Capital Market in Iran’s Economy. A Quartly Journal of The Trend, Vol 24- Issue 77. (In Persian)
- Negahdari,N.(2014). The role of human capital in the efficacy of FDI on economic growth in the countries of the Persian Gulf. A Quartly Journal of The Macro and Strategic Policies. , Vol 2- No 8. (In Persian)
- Olokoyo, F. Ibhagui, O., & Babajide, A. (2020). Macroeconomic indicators and capital market performance: Are the links sustainable?. Journal of Cogent Business & Management.
- Pouraghadam, M,M. Torabi, T. Memarnejad, A. Mohammadi, T.(2022). Substitution Of Traditional Money With Virtual Currencies and Its Effects On Macroeconomic Variables In The Form Of DSGE Model. Quarterly Journal of Computational Economics. Vol. 2, No. 1. (In Persian)
- Rajaee, H. Jalaee ,A,M. (2017). Investigating the Production Gap in Iran's Economy Using Hodrick-Prescott and Band-Pos Filtering. Economic Journal. Volume 17, Issue 3&4. (In Persian)
- Salmani,Y. Yavari,K. Sahabi,B. Asgharpour,H. (2016). The Short-Run and Long-Run Effects of Government Debt on Economic Growth in Iran, A Quartly Journal of Applied Economics Studies Iran (AESI). Volume 5, Issue 18. Pages 81-107. (In Persian)
- Škrinjari´c, T., & Orlovi´c, Z. (2020). Economic Policy Uncertainty and Stock Market Spillovers: Case of Selected CEE Markets. Journal of Mathematics, 8, 1077.
- Vinicius Bernardelli, L & Leite De Castro, G, H. (2020). Stock Market And Macroeconomic Variables: Evidence For Brazil. Revista Catarinense da Ciência Contábil, ISSN 2237-7662, Florianópolis, SC, v. 19, 1-15.
- Zolfaqari, M. (2019). Investigating The Impact of Macroeconomic Variables On the Zalue Of Stock Transactions In The Stock Exchange. Tehran Stock Exchange. Research and Development Management. (In Persian)
[1] Aminullah Assagaf, Etty Murwaningsari, Juniati Gunawan & Sekar Mayangsari
[2] Koketso Molefhi
[3] Felicia O. Olokoyo, Oyakhilome W. Ibhagui & Abiola Babajide
[4] Tihana Škrinjari´c, and Zrinka Orlovi´c
[5] Luan Vinicius Bernardelli & Gustavo Henrique Leite De Castro
[6] Hodrick-Prescott
[7] Augmented Dickey - Fuller
