اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,674
تعداد مقالات13,665
تعداد مشاهده مقاله31,656,619
تعداد دریافت فایل اصل مقاله12,503,635
رحیمیان, فریناز, شریفی رنانی, حسین, قبادی, سارا. (1400). نقش ثبات بازار‌ مالی بر سازوکار انتقال سیاست پولی در ایران: روش گارچ چند متغیره (MGARCH). سامانه مدیریت نشریات علمی دانشگاه اصفهان, 9(3), 37-64. doi: 10.22108/amf.2021.126331.1618
فریناز رحیمیان; حسین شریفی رنانی; سارا قبادی. "نقش ثبات بازار‌ مالی بر سازوکار انتقال سیاست پولی در ایران: روش گارچ چند متغیره (MGARCH)". سامانه مدیریت نشریات علمی دانشگاه اصفهان, 9, 3, 1400, 37-64. doi: 10.22108/amf.2021.126331.1618
رحیمیان, فریناز, شریفی رنانی, حسین, قبادی, سارا. (1400). 'نقش ثبات بازار‌ مالی بر سازوکار انتقال سیاست پولی در ایران: روش گارچ چند متغیره (MGARCH)', سامانه مدیریت نشریات علمی دانشگاه اصفهان, 9(3), pp. 37-64. doi: 10.22108/amf.2021.126331.1618
رحیمیان, فریناز, شریفی رنانی, حسین, قبادی, سارا. نقش ثبات بازار‌ مالی بر سازوکار انتقال سیاست پولی در ایران: روش گارچ چند متغیره (MGARCH). سامانه مدیریت نشریات علمی دانشگاه اصفهان, 1400; 9(3): 37-64. doi: 10.22108/amf.2021.126331.1618

نقش ثبات بازار‌ مالی بر سازوکار انتقال سیاست پولی در ایران: روش گارچ چند متغیره (MGARCH)

مدیریت دارایی و تامین مالی
مقاله 4، دوره 9، شماره 3 - شماره پیاپی 34، مهر 1400، صفحه 37-64    اصل مقاله (1.5 M)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2021.126331.1618
نویسندگان
فریناز رحیمیان1؛ حسین شریفی رنانی* 2؛ سارا قبادی3
1دانشجوی دکتری، گروه اقتصاد، دانشکدۀ علوم انسانی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران
2دانشیار، گروه اقتصاد، دانشکدۀ علوم انسانی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران
3استادیار، گروه اقتصاد، دانشکدۀ علوم انسانی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران
چکیده
اثر نااطمینانی بر رشد پولی در سال‌‌های اخیر توجه زیادی را به خود جلب کرده و مسئلۀ مهمی برای بانک‌های مرکزی است. در قالب سازوکار انتقال پولی ازطریق بازار مالی، سیاست پولی از قیمت این نوع دارایی‌ها متأثر می‌‌شود. این اثرگذاری بر مخارج مصرفی و سرمایه‌گذاری و به‌‌تبع آن بر بخش واقعی اقتصاد تأثیر می‌گذارد و نقش مهمی در تعادل عمومی اقتصاد و انتقال شوک‌های اقتصادی در جامعه ایفا می‌‌کند. یکی از اجزای مهم بازارهای مالی، بورس اوراق بهادار است که از متغیرهای کلان اقتصادی ازجمله اعتماد سرمایه‌‌گذاران، نرخ ارز و پول تأثیر می‌‌گیرد. با استفاده از داده‌‌های فصلی اقتصاد ایران طی دورۀ 1380 تا 1397و رهیافت MGARCH-VECH-VAR روابط پویای نا‌اطمینانی میان متغیرها بررسی شد. فرآیند انتقال سیاست پولی از بازار دارایی‌‌ها شروع می‌‌شود. به‌‌ویژه هنگامی که عدم قطعیت دربارۀ دائمی‌‌بودن یا موقتی‌‌بودن سیاست‌‌ها وجود دارد، بازار دارایی‌‌ها بسیار سریع جواب می‌‌دهد؛ بنابراین قیمت دارایی‌‌ها و به‌‌دنبال آن ثبات بازار‌ مالی نقش مهمی در سازوکار انتقال پولی ایفا می‌‌کند. سیاست‌هایی که منجر به افزایش نوسان‌‌های نرخ رشد ارز واقعی می‌‌شود، منجر به افزایش نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران و بی‌‌ثباتی بازار مالی خواهد شد و به‌‌دنبال آن نااطمینانی رشد پولی و بخش واقعی اقتصاد افزایش می‌یابد. با افزایش اعتماد سرمایه‌گذاران، زمینۀ کاهش نرخ رشد پولی و همچنین افزایش مصرف ازطریق اثر ثروت و افزایش نرخ رشد تولید فراهم می‌‌شود
کلیدواژه‌ها
اعتماد سرمایه‌‌گذاران؛ سازوکار انتقال سیاست پولی؛ مدل گارچ چندمتغیره
اصل مقاله

مقدمه

بازار مالی در جایگاه یکی از کانال‌های تأمین مالی و تخصیص منابع در اقتصاد نقش مهمی در تعادل عمومی اقتصاد و انتقال شوک‌های اقتصادی در جامعه ایفا می‌‌کند. شرایط این بازارها به‌‌شدت بر بخش‌ واقعی اقتصاد تأثیر‌گذار است و از سایر بخش‌ها نیز تأثیر می‌‌پذیرد. یکی از اجزای مهم بازارهای مالی، بورس اوراق بهادار است که از متغیرهای کلان اقتصادی ازجمله نرخ ارز و پول تأثیر می‌‌گیرد. درواقع، پول در جایگاه متغیری سیاستی در سطح کلان و نیز در نقش بخشی از سبد دارایی فرد ممکن است بر شاخص سهام تأثیرگذار باشد؛ همین‌‌طور تغییر شاخص قیمت سهام نیز ممکن است با اثر بر مخارج مصرفی (ازطریق اثر ثروت) و مخارج سرمایه‌گذاری (ازطریق Q توبین) بر حجم فعالیت‌‌های اقتصادی و تثبیت قیمت‌‌ها اثرگذار باشد؛ بنابراین درک نحوۀ تأثیر سیاست پولی بر حوزۀ وسیع‌تری از اقتصاد، به‌‌طور ضروری مستلزم آگاهی از اثر اقدامات سیاستی بر بازارهای مالی مهم و چگونگی تغییر قیمت دارایی‌‌ها در این بازارها است که به نوبۀ خود بر رفتار خانوار، بنگاه و سایر تصمیم‌‌گیرندگان تأثیر می‌‌گذارد (Bayat, Afshari & Tavakolian, 2016). در ایران با ‌توجه به نوپابودن بازار سرمایه و نیز بانک‌‌محوربودن نظام تأمین مالی، بررسی‌ بیشتر در حوزۀ شاخص‌‌های بازار سرمایه، بازار ارز و اثرات آن بر سازوکار انتقال سیاست پولی لازم است (Jalili, Assari, Yavari & Heydari, 2017).

روند روبه‌‌رشد جهانی‌‌شدن بازارهای مالی و اتخاذ نظام‌‌های پولی و ارزی انعطاف‌‌پذیر منجر به افزایش شواهد پیش‌‌بینی‌‌پذیر از عملکرد بازار‌های مالی با استفاده از متغیرهای پولی می‌‌شود و پژوهش‌‌های گسترده‌ای دربارۀ ارتباط میان رفتار نرخ ارز، بازارهای سهام پیشرفته و سیاست پولی درحال انجام است. سیاست‌های پولی، بر بخش حقیقی اقتصاد و به‌‌دنبال آن بر قیمت‌ها تأثیرگذار است و شرایط پولی اقتصاد نیز بر رفتار بازده سهام تأثیر خواهد گذاشت؛ از این رو بازار سهام در جایگاه بازار سرمایه نقش مهمی در انتقال سیاست پولی ایفا می‌‌کند. توسعۀ بازار سرمایه و نظام بانکی ازطریق افزایش فرصت‌های سرمایه‌گذاری مولد، کاهش هزینۀ مبادلات، کاهش ریسک، تجهیز پس‌‌انداز‌ها، افزایش شفافیت اطلاعات، تسهیل جریان تخصیص بهینۀ منابع و افزایش اعتماد سرمایه‌‌گذاران، به رونق در تولید و رشد اقتصادی منجر می‌‌شود (Sourial, 2002).

اگرچه نظریه‌های نخستین روی کانال نرخ بهره در جایگاه سازوکار انتقال اصلی شوک‌‌های نوسان‌های پولی به اقتصاد واقعی تأکید می‌‌کند، ماسکارو[1]، ملتزر[2] (1983) و ایوانس[3] (1984) بیان می‌‌کند از آنجایی که نوسان پولی باعث افزایش نوسان نرخ‌‌ بهره می‌‌شود، ریسک اوراق بهادار نیز افزایش خواهد یافت. افزایش ریسک اوراق بهادار بر تقاضای پول اثر می‌‌گذارد؛ درنتیجه نرخ‌‌ بهره را افزایش می‌‌دهد و منجر به دورۀ کاهش سرمایه‌گذاری و رکود خواهد شد. در سال‌‌های اخیر بکرت[4]، هواروا[5] و لودوکا[6] (2010) و جوانویک[7] (2011) به این نتیجه رسیدند که سیاست پولی به‌‌صورت مستقیم بر خطر‌پذیری سرمایه‌گذاران اثر دارد و خود دارای رابطه‌‌ای غیر ‌خطی با نااطمینانی مالی است. درنهایت، تحلیل‌‌های اخیر نشان‌‌دهندۀ افزایش توجه به اثرات ثبات بازارهای مالی بر فعالیت‌‌های اقتصاد کلان است. زورزی[8] و همکاران (2020) در مطالعه‌‌ای با بررسی اثرات سیاست پولی بین اقتصادهای اتحادیۀ اروپا و اقتصاد امریکا نشان دادند اگرچه شوک سیاست پولی در امریکا اثر کوچکی بر قیمت مصرف‌‌کننده دارد، وقوع این شوک، بر بازارهای مالی و بخش واقعی اقتصاد اتحادیۀ اروپا به‌‌شدت تأثیر می‌‌گذارد. بوچ[9] و همکاران (2018) نیز تغییرات سیاست پولی در امریکا را بر نظام بانکی این کشور مؤثر دانسته و دریافته‌‌اند که این مسئله بر نظام مالی و بانکی سایر کشورها ازجمله برخی کشورهای اروپایی نیز اثر چشمگیری داشته است. برگ[10] و همکاران (2018) با مطالعۀ سیاست‌‌های پولی چند کشور منتخب دریافتند نتایج و اثرات سیاست‌‌های پولی و کانال‌‌های اثرگذاری آنها به‌‌شدت از شرایط محیطی و عوامل مؤثر همچون رژیم‌‌های پولی و نظام مالی در کشورهای مختلف تأثیر می‌‌گیرد. ویلیامز[11] (2012) نشان داد نااطمینانی دربارۀ بحران‌‌های مالی باعث تغییرات چشمگیری در سیاست بهینۀ پولی می‌‌شود. پان[12] (2011) شواهدی ارائه داد مبنی‌‌بر اینکه تغییرات در متغیرهای مربوط به اقتصاد واقعی و سیاست پولی به توضیح الگوهای متغیر زمانی در ارزش‌‌گذاری دارایی‌‌ها در دهه‌‌های اخیر کمک می‌‌کند. چتزی آنتونیو[13]، دافی[14] و فیلیز[15] (2013) نقش ارتباط متقابل میان سیاست پولی و مالی در توضیح توسعۀ بازارهای مالی را بسیار مهم دانستند؛ به نحوی که سیاست‌های فوق به‌‌طور مستقیم یا غیرمستقیم، بر بازار سهام مؤثر است؛ بنابراین سرمایه‌‌گذاران و فعالان اقتصادی حاضر در بازار سرمایه باید به این سیاست‌ها به‌‌طور همزمان توجه کنند.

بیشتر مطالعات انجام‌‌شده، روابط یک‌‌به‌‌یک عوامل مربوط به بازارهای ارز، سرمایه، بخش واقعی اقتصاد و سیاست پولی را مطالعه کرده‌‌اند؛ به نحوی که یا اثر متقابل سیاست پولی و بازار سرمایه یا سیاست پولی و بخش واقعی اقتصاد را بررسی کرده‌‌اند. موسایی و همکاران (2010) دریافته‌‌اند که در تمام الگوهای تخمین‌‌زده‌‌شده رابطۀ بلندمدتی میان متغیرهای بررسی‌‌شده و شاخص کل قیمت سهام وجود دارد؛ به گونه‌‌ای که متغیر حجم پول بیشترین اثرگذاری را بر بازار سرمایه دارد. حیدری و بشیری (2012) نیز رابطۀ بین نوسان‌‌های نرخ ارز و شاخص قیمت سهام را بررسی و نتیجه‌گیری می‌کنند که بین عوامل بررسی‌‌شده رابطۀ منفی و معناداری وجود ندارد؛ بنابراین کمتر پژوهشی اثرگذاری متقابل سه بخش بازارهای مالی، سیاست پولی و بخش واقعی اقتصاد را برای ایران به‌‌صورت همزمان مطالعه کرده است. درواقع، بررسی روابط و اثرگذاری‌‌های نااطمینانی‌‌های موجود در این سه بخش یا حوزۀ اقتصاد ایران به‌‌صورت همزمان بر یکدیگر مسئلۀ بسیار مهمی برای تحلیل رفتار این بخش‌‌ها و انتقال اثر نااطمینانی بین آنها است. شناخت صحیح این روابط در تصمیم‌‌گیری‌‌ها و سیاست‌‌گذاری‌‌های کلان اقتصادی بسیار شایان توجه بوده و برای اتخاذ سیاست بهینه در زمان مناسب بسیار مهم است. نکتۀ شایان توجه و متمایزکننده در این پژوهش تعریف عامل اعتماد سرمایه‌‌گذاران در بازار سرمایه است؛ به نحوی که میزان ثبات و اطمینان این بازار نشان داده می‌‌شود و امکان بررسی آثار متقابل آن بر سایر بازارها و بخش‌‌ها وجود دارد. درواقع، سایر مطالعات انجام‌‌شده به‌‌صراحت این عامل را تعریف نکرده و فقط از متغیری در نقش نااطمینانی در بازار بورس استفاده کرده‌‌اند. علاوه‌‌بر موضوعات یادشده، پژوهش حاضر از داده‌‌ها و اطلاعات به‌‌روزتری (1380 تا 1397) نسبت به سایر مطالعات انجام‌‌شده در گذشته استفاده می‌‌کند؛ به طوری که امکان تحلیل وقایع اخیر رخ‌‌داده در بخش‌‌های بررسی‌‌شدۀ اقتصاد ایران و بررسی اثر نااطمینانی‌‌های اخیر بازارهای مالی، سیاست پولی و بخش واقعی اقتصاد بر یکدیگر وجود دارد.

بر این اساس، هدف اصلی این پژوهش شناخت سازوکار‌های اثر‌گذار بازارهای پول، سرمایه و ارز بر یکدیگر و نحوۀ تقویت تعامل این بازار‌ها در بهبود عملکرد نظام اقتصادی کشور است؛ بنابراین در این زمینه تلاش می‌‌شود رابطۀ میان شوک‌های نااطمینانی بازارهای ارزی و مالی و نااطمینانی در متغیر‌های نقدینگی و تولید‌ ناخالص داخلی بررسی شود. پیوند عمیق موجود بین رونق اقتصادی و بازده بازار سهام باعث می‌شود شوک‌‌های اقتصاد کلان بر بازده بازار سهام نیز تأثیرگذار باشد.کانال‌‌های متعددی که ازطریق آنها سیاست پولی روی بازارهای مالی اثر می‌گذارد، در دهه‌‌های اخیر شناسایی شده است؛ اما روابط میان سیاست پولی، اقتصاد واقعی و نوسان‌های بازار مالی همچنان به‌‌وضوح مشخص نشده است؛ حتی اگر چندین مدل تعادل نسبی شامل سه معیار عدم اطمینان در شوک‌‌های برون‌‌زا وجود داشته باشد، ارزیابی تجربی روابط سه‌‌وجهی توجه زیادی را به خود جلب نکرده است و بیشتر مقالات مالی روی روابط مرتبۀ دوم میان سیاست پولی و رشد اقتصادی تمرکز کرده‌‌اند. سرلتیس[16] و رحمان[17] (2009) در پژوهش خود اثر بحث‌‌برانگیز سیاست پولی روی اقتصاد در دهۀ اخیر را مشخص کردند و نشان دادند نوسان رشد پولی دارای اثر منفی معناداری روی نرخ رشد تولید ناخالص ملی واقعی است (Guerello, 2016).

در این مطالعه با در‌‌ نظر گرفتن کانال ثروت، این موضوع بررسی می‌‌شود که آیا اثر ثروت ناشی از افزایش اعتماد سرمایه‌گذاران در جایگاه معیاری برای ثبات بازارهای مالی به اندازه‌‌ای است که ازطریق سازوکار انتقال سیاست پولی منجر به افزایش تولید شود.

 

مبانی نظری

در سال‌‌های اخیر بازارهای مالی جهان همواره با نوسان‌‌ها و نااطمینانی‌‌های چشمگیری مواجه بوده است؛ به گونه‌‌ای که نااطمینانی موجود در ارتباط با بازده دارایی‌‌های سرمایه‌‌گذاری‌‌شده، بسیاری از سرمایه‌‌گذاران و تحلیل‌‌گران مالی را نگران کرده است. همان‌‌طور که سرمایه‌‌گذاران بیان می‌‌کنند، نااطمینانی مهم‌‌ترین عامل در قیمت‌‌گذاری هر دارایی مالی است؛ به نحوی که بر کل اقتصاد تأثیر می‌‌گذارد. اهمیت بالقوۀ تأثیر عوامل مالی در ادبیات نظری مشخص است؛ اما تأثیر آنها بر متغیر‌های اقتصادی مهم مانند سطح عمومی قیمت‌‌ها، تولید ناخالص داخلی و نحوۀ اتخاذ سیاست پولی در قالب الگوهای کاربردی کمتر بررسی شده است (Shahabadi, Naziri & Havaj, 2013). اناتسکی[18] و ویلیامز[19] (2003) با استفاده از الگوی رودبوش[20] و اسونسن[21] (1999) اثرات نااطمینانی روی تصمیمات پولی در کشور آمریکا را بررسی کردند. آنها با به‌‌کارگیری روش بیزی نشان دادند فرضیه‌های مختلف دربارۀ نااطمینانی منجر به تفاوت شدید در توصیه‌های سیاستی می‌‌شود. ابونوری و عبداللهی (2012) بیان می‌‌کنند که با توجه به انتقال معنادار شوک‌ها و نوسان‌ها در میان بخش‌های مختلف و از آنجایی که دارایی‌های مالی براساس یک‌‌سری از شاخص‌ها دادوستد می‌‌شود، سازوکار انتقال نوسان‌ها در طول زمان و در میان بخش‌ها به‌‌منظور تصمیم‌گیری برای تخصیص سبد بهینه مهم است؛ علاوه‌‌بر آن ریسک در جایگاه مهم‌ترین ابزار برای تصمیم‌گیری مفهوم اعتماد قرار می‌گیرد. هنگامی که محصول یا خدمتی انتظارات مشتریان را برآورده می‌‌کند، احساس امنیتی در او ایجاد می‌شود که اعتماد نام دارد. نظریه اعتماد نیز یکی از نظریه‌های مطرح‌‌شده درزمینۀ مالی رفتاری است که برای توضیح بخشی از سرمایه‌گذاران به کار می‌‌رود. براساس این نظریه هرچه درجۀ اعتماد سرمایه‌گذاران بیشتر باشد، حجم مبادلات آنها نیز بیشتر است؛ به عبارت دیگر مهم‌ترین علت فراوان‌‌بودن مبادلات، اعتماد بیش‌‌ازحد سرمایه‌‌گذاران است که با استفاده از چندین متغیر سطح برازش می‌‌شود (Eslami, Bidgoli & Tehrani, 2011).

با افزایش تمرکز بر ثبات قیمت، روش اجرای سیاست‌‌های پولی نیز به میزان فراوانی تغییر کرده است. پژوهش‌‌های انجام‌‌شده در اقتصاد پولی باعث پدیدارشدن تفکر جدید درخصوص چگونگی اثرگذاری سیاست پولی بر اقتصاد و منجر به تکامل درک ما از سازوکارهای انتقال پولی شده است. اثربخشی سیاست پولی به معنای درجۀ تأثیر این سیاست بر بخش حقیقی اقتصاد، یعنی سرمایه‌‌گذاری، مصرف و به‌‌طور کلی سطح تولید و سطح عمومی قیمت‌‌ها است. این تأثیر ازطریق فرآیندی ایجاد می‌‌شود که به آن سازوکار انتقال سیاست پولی می‌‌گویند و به‌‌طور کلی در چهار بخش عمده شامل کانال نرخ بهره، کانال نرخ ارز، کانال قیمت دارایی‌ها و کانال اعتباری طبقه‌‌بندی می‌‌شود. از میان کانال‌های انتقال سیاست پولی، کانال قیمت دارایی‌ها نقش مهمی ایفا می‌‌کند. اثرات سیاست پولی با تأثیر بر قیمت دارایی‌ها و تغییر در قیمت آنها ازطریق نظریه q توبین و اثرات ثروت، به اقتصاد منتقل می‌‌شود. اثرات ثروت[22] در نقش مهم‌‌ترین کانال‌‌های مبتنی‌‌بر مصرف[23] نشان می‌‌دهد مخارج مصرفی براساس منابع موجود درطول زندگی مصرف‌‌کنندگان تأمین می‌‌شود و شامل ثروت ازجمله سهام، مسکن و دیگر اموال می‌‌شود. اثرات ثروت در چرخۀ زندگی استاندارد ازطریق قیمت‌‌ دارایی‌‌ها عمل می‌‌کند؛ درنتیجه عنصر مهمی در سازوکار‌‌های انتقال پولی است (Mishkin, 1996). مشیری و واشقانی (2010) نشان دادند متناظر با اثرنپذیرفتن تولید از شوک پولی، کانال‌های انتقال سهمی در انتقال شوک پولی به تولید نداشته است؛ اما در انتقال آثار تورمی شوک پولی مؤثر است؛ به نحوی که بیشترین سهم آنها به ترتیب کانال قیمت دارایی، نرخ بهره، نرخ ارز و اعتبار است. نتایج پژوهش جلیلی و همکاران (2017) حاکی از آن است که تغییرات سیاست پولی ازطریق کانال نقدینگی اثر معنادار و مثبتی بر شاخص کل بورس دارد و تغییرات در سیاست پولی از مسیر نرخ ارز اثر معنادار منفی بر شاخص یادشده بر جای می‌‌گذارد.

اثرگذاری ثروت بر تصمیمات مصرف خانوارها همواره یکی از موضوعات بحث‌‌شده در میان اقتصاددانان بوده است. کینز به تغییر‌‌پذیری مصرف از تغییرات ثروت اشاره کرده است؛ با این وجود تابع مصرف کینز تأکید بیشتری بر درآمد تصرف‌‌پذیر نسبت به ثروت داشته است؛ اما براساس نظریۀ چرخۀ زندگی مودیگلیانی[24] و فرضیۀ درآمد دائمی فریدمن، ثروت نقش اثرگذاری بر مصرف دارد. این دو نظریه، مبنای تحقق کلاسیک دربارۀ چگونگی تأثیر نوسان‌های ارزش دارایی بر کل اقتصاد را تشکیل داده است و هریک از آنها اهمیت نوسان‌ها در ارزش ثروت بر مصرف را از دو دیدگاه متفاوت اما مکمل یکدیگر به رسمیت شناخته است. براساس مبانی نظری، افزایش قیمت سهام ازطریق دو کانال اثر بر سرمایه‌گذاری و اثر بر مصرف (ازطریق اثر ثروت) بر اقتصاد مؤثر است. براساس نظریه‌‌ها، مصرف به ارزش فعلی درآمد طول عمر بستگی دارد و سهام بیان‌کنندۀ جزء مهمی از کل ثروت است؛ پس افزایش در ثروت (سهام)، ممکن است به افزایش رشد مخارج مصرفی منجر شود که این کانال ازطریق نظریۀ چرخۀ زندگی مودیگلیانی و نظریۀ درآمد دائمی فریدمن توجیه می‌شود[25] (Bayat et al., 2016)؛ همچنین اثر ثروت به معنی تغییر در تقاضای کل به سبب تغییر در ارزش دارایی‌هایی همچون سهام، اوراق و دارایی‌های حقیقی است. درحقیقت، افزایش در ارزش بازاری دارایی‌ها، احساس ثروتمندشدن را به صاحبان دارایی القا می‌کند؛ حتی اگر هیچ پول اضافی دیگری به دست نیامده باشد و اغلب آنها تمایل به افزایش مخارج و کاهش پس‌انداز دارند. فرضیۀ درآمد دائمی - سیکل زندگی[26] تناسب مصرف جاری با ثروت کل را تأیید و به‌‌طور مستقیم مسئلۀ حداکثرسازی مطلوبیت کارگزار را تحت قید بودجۀ دوران زندگی مطرح می‌کند.

بازارهای مالی از عوامل مختلفی ازجمله تغییر نرخ ارز نیز تأثیر می‌پذیرد. تغییر نرخ ارز، نااطمینانی به همراه دارد، فعالیت در بازارهای مالیِ نیازمند برنامه‌‌ریزی بلندمدت را با تردید مواجه کرده است و بر انتخاب بهترین تصمیم تأثیر می‌‌گذارد؛ از این رو تغییر نرخ ارز به سبب پیامدهایی که در بازار مالی دارد، همواره توجه سیاست‌گذاران و فعالان اقتصادی در کشورهای درحال توسعه و توسعه‌‌یافته را جلب کرده است (Taghinezhadomran & Haji Babaei, 2014). اثر تغییرات نرخ ارز بر عملکرد اقتصاد با توجه به شرایط متفاوت خواهد بود. اقتصاددانان در ترسیم مهم‌ترین شرایط تأثیرگذار بر رابطۀ تغییرات نرخ ارز و عملکرد اقتصاد، اتفاق نظر ندارند. گروهی از اقتصاددانان میزان رابطۀ اقتصاد با جریان سرمایۀ خارجی و درجۀ بازبودن اقتصاد را در این رابطه مهم می‌‌دانند (Komijani & Ebrahimi, 2013). آقیون[27]، بچتا[28]، رنسیر[29] و راگاف[30](2009)  توسعۀ بخش مالی را در جایگاه عاملی مهم مطرح می‌کنند که بر رابطۀ بین نوسان‌های نرخ ارز و رشد اثر می‌گذارد. درخصوص رابطۀ پویای بین نرخ ارز و قیمت سهام نیز هنوز توافق نظر عمومی وجود ندارد؛ به طوری که امکان تفکیک سه دیدگاه کلی در این خصوص از همدیگر وجود دارد: دورنبوش[31] و فیشر[32] (1980) با طرح مدل‌‌های جریان‌‌گرا[33] فرض می‌‌کنند که حساب جاری کشور و تراز جاری، دو عامل مهم تعیین‌‌کنندۀ نرخ ارز است؛ بر این اساس تغییرات در نرخ ارز بر رقابت بین‌‌المللی و تراز تجاری و بدین ترتیب بر متغیرهای واقعی اقتصاد همچون تولید و درآمد واقعی و نیز بر جریان نقدینگی آتی و جاری شرکت‌‌ها و قیمت سهام آنها اثر می‌‌گذارد. طبق این مدل، کاهش ارزش پول داخلی (افزایش در نرخ ارز) باعث بیشتر رقابتی‌‌شدن شرکت‌‌های محلی می‌‌شود و صادرات آنها را در مقایسه‌‌ای بین‌‌المللی ارزان‌‌تر می‌‌کند. افزایش مزیت کالای تولید داخل و به‌‌تبع آن افزایش صادرات نیز به درآمد بیشتر منجر می‌‌شود و به نوبۀ خود قیمت سهام شرکت‌‌ها را افزایش می‌‌دهد؛ بنابراین در این مدل‌‌ها نرخ ارز بر قیمت سهام با رابطه‌‌ای مثبت اثر می‌‌گذارد. دیدگاه دوم به دیدگاه مدل‌‌های سهام‌‌گرا[34] معروف است. در این مدل‌‌ها فرض می‌‌شود حساب سرمایه، عامل تعیین‌‌کنندۀ نرخ ارز است. این مدل‌‌ها شامل توازن پرتفلیو و مدل پولی است. در مدل پرتفلیو، برنسون[35] (1983) چنین عنوان می‌‌کند که رابطۀ منفی بین نرخ ارز و قیمت سهام وجود دارد. طبق این مدل کاهش قیمت سهام باعث کاهش ثروت سرمایه‌‌گذاران داخلی می‌‌شود و این امر منجر به تقاضای کمتر برای پول به همراه نرخ بهرۀ کمتر می‌‌شود. کمترشدن نرخ بهره موجب خروج سرمایه به سمت بازارهای خارج از کشور، با فرض ثبات سایر شرایط و کاهش ارزش پول داخلی و همین‌‌طور سبب گران‌‌ترشدن نرخ ارز می‌‌شود. براساس مدل پولی گاوین[36] (1989) برعکس دو مدل فوق، بین نرخ ارز و قیمت سهام رابطه‌‌ای وجود ندارد؛ از این رو براساس سه مدل فوق برای جمع‌‌بندی بیان می‌‌شود که امکان ارائۀ نتیجۀ مشخص و معینی در رابطۀ بین بازار ارز و قیمت سهام وجود ندارد (Heydari, Faaljou & Karami, 2013). درخصوص رابطۀ بین نااطمینانی نرخ ارز و شاخص قیمت سهام، یائو[37] و نیه[38] (2009) اظهار می‌کنند زمانی که نرخ ارز افزایش می‌یابد، فروش و سود بنگاههای صادراتی کاهش خواهد یافت؛ چون رقابت‌پذیری خود را در بازار بین‌‌المللی از دست می‌دهند و متعاقب آن قیمت سهام آنها کاهش می‌یابد؛ همچنین قدرت رقابت‌پذیری بنگاههای وارداتی در بازارهای داخلی افزایش می‌یابد؛ درنتیجه سود و قیمت سهام آنها افزایش می‌یابد. حیدری و بشیری (2012) بیان می‌کنند که بین متغیر نااطمینانی نرخ ارز واقعی و شاخص قیمت سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود ندارد؛ درنتیجه سیاست‌‌گذار باید از اعمال سیاست‌‌هایی خودداری کند که موجب نوسان بیشتر در بازار ارز و ایجاد نااطمینانی در آن می‌‌شود تا زمینۀ رشد پایدار بازار سهام و شاخص قیمت آن فراهم شود. فلاحی، حقیقت، صنوبر و جهانگیری (2014) نیز در پژوهش خود نشان دادند همبستگی شرطی کم بین بازده شاخص بازار سهام با نرخ ارز وجود دارد و بهتر است بخش شایان توجهی از دارایی سرمایه‌گذاری به سرمایه‌گذاری در بازار سهام اختصاص یابد.

برخی از پژوهشگران نیز رابطۀ سازوکار انتقال سیاست پولی بر بازار سرمایۀ ایران را بررسی کرده‌‌اند. شاهمرادی و صارم (2013) با استفاده از الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی برای سیاست پولی با توجه به هدف نرخ تورم، الگوی بهینۀ سیاست پولی را برآورد کردند و نشان دادند نرخ رشد حجم پول اثری بر شکاف تولید ندارد و فقط در انتظارات تورمی منعکس می‌‌شود. جلیلی و همکاران (2017) نیز اثر سیاست پولی بر بازار سرمایۀ ایران را با استفاده از روش خودرگرسیون برداری ساختاری برای سال‌‌های 1384 تا 1391 بررسی کردند و نتیجه گرفتند که تغییرات سیاست پولی از کانال نقدینگی و تسهیلات اعطایی به بخش غیر دولتی اثر مثبت و معناداری روی شاخص کل بورس دارد؛ ولی این تغییرات از کانال نرخ ارز و سود حقیقی اثر منفی معناداری بر شاخص کل بازار سرمایه دارد. احدی سرکانی و قاسم‌‌پور (2017) نیز تأثیر سیا‌‌ست‌‌های پولی، مالی و رشد صنعت بر نوسان‌‌های شاخص بازار سرمایه با استفاده از داده‌‌های 1372 تا 1392 را ارزیابی کردند و دریافتند که بین حجم نقدینگی و شاخص کل بورس رابطۀ معنادار و مثبتی برقرار است.

در دهه‌های اخیر نااطمینانی نقشی اصلی‌تری در توصیف رفتار اقتصاد واقعی پیدا کرده است؛ همین‌‌طور کارهای بلوم[39] (2009) و بلوم، فلواتتو[40]، جایمویچ[41] ساپورتا اکستین[42] و تری[43] (2012) اخیراً به‌‌صورت نظریه، اهمیت شوک‌‌های نااطمینانی در پیش‌‌بردن چرخه‌های تجاری را نمایش داده است. سه کانال اصلی شناسایی شد که نااطمینانی در بازار دارایی‌ها یا رشد پولی را به رشد واقعی اقتصادی مرتبط می‌کند: اول، همان‌‌طور که بویل[44] و پترسون[45] (1995) معرفی کرده‌‌اند، افزایش نااطمینانی تولید دارای اثرات مثبت بر تقاضای پولی ازطریق جابه‌‌جاکردن نرخ بهره و کاهش نرخ سودآوری دارایی‌‌ها خواهد بود؛ دوم، همان‌‌طور که چویی[46] و اوه[47] (2003) بیان کرده‌‌اند، پس از در نظر گرفتن خدمات پولی و مالی، براساس تخمین تابع کارایی خانوار، نااطمینانی به‌‌دلیل نوسان زیاد در رشد پولی یا رشد تولید، روی تقاضای خدمات پولی و مالی براساس «اثر ثروت» اثرگذار خواهد بود؛ اما پس از شوک مرتبۀ دوم در رشد پولی یا رشد تولید، علامت نهایی متغیرهای واقعی، در پاسخ پیش‌‌بینی‌‌شدنی نخواهد بود. این ابهام ایجادشده به‌‌دلیل اثر ثروت به دو نیروی متضاد تقسیم می‌‌شود:

  • اثر جایگزینی: با افزایش نااطمینانی مربوط به رشد پولی (تولید)، خانوارها که از ریسک دوری می‌کنند، مصرف را با پول (پول را با مصرف) جایگزین خواهند کرد؛ زیرا ریسک آن کمتر خواهد بود.
  • اثر احتیاطی: در موقعیت پول زیاد (تولید زیاد)، افراد دارای نااطمینانی ترجیح می‌‌دهند به پس‌‌انداز بیشتر (کمتر) اقدام کنند و مصرف کمتر (بیشتر) داشته باشند؛ درنتیجه افزایش (کاهش) در تقاضا برای پول و خدمات مالی مشاهده خواهد شد (Guerello, 2016).

علامت نوسان نشان‌‌دهندۀ ضرایب در تقاضای پولی است؛ درنتیجه با توجه به میزان جلوگیری از ریسک خانوارها و متغیرهای سیاست‌گذاری، به‌‌ویژه قدرت پاسخ بانک مرکزی به نوسان تولید دارای اثر پیش‌‌بینی‌‌کننده است؛ همچنین نااطمینانی مالی در صورت غالب‌‌بودن ممکن است علامت اثر جایگزین را تغییر دهد؛ زیرا خانوارها به انتخاب میان ریسک و پول بیشتر به‌‌جای پول و مصرف اقدام خواهند کرد؛ آنگاه افزایش در نااطمینانی در بازارهای مالی، در رشد پولی یا در رشد تولید همیشه منجر به افزایش تقاضای پولی خواهد شد و سوم، بکرت و همکاران (2009) نیز برای معرفی کانال دیگری، نقش بازارهای مالی را با توجه به رابطۀ بین قیمت دارایی‌‌ها، رشد مصرف و عایدی تقسیم‌‌شدۀ سهام تحلیل کرده‌‌اند. با توجه به اینکه نوسان در مصرف و تورم در طول زمان عوامل اصلی تعیین‌‌کنندۀ نوسان و تغییرات تولید در اقتصاد است، نتایج مربوط به مصرف، به‌‌صورت کلان و نسبت به تولید ناخالص داخلی بررسی می‌‌شود. مطابق نتایج به‌‌دست‌‌آمده، نوسان در قیمت دارایی‌‌ها از رشد مصرف و همچنین نوسان آن تأثیر می‌‌گیرد. رابطۀ بین مصرف و نوسان آن همبستگی منفی و رابطۀ بین مصرف و عایدی تقسیم‌‌شدۀ سهام نیز رابطۀ مثبتی را نشان داده‌‌اند؛ بنابراین افزایش در نوسان تولید دو اثر متضاد بر قیمت دارایی‌‌ها را به دنبال دارد. این امر موجب افزایش قیمت دارایی‌‌ها شده است و همچنین اثر منفی بر جریان نقدی بنگاهها می‌‌گذارد؛ علاوه‌‌بر این افزایش نوسان در عایدی تقسیم‌‌شدۀ سهام منجر به ایجاد نوسان بیشتر در بازار دارایی‌‌ها می‌‌شود؛ زیرا این مسئله هم هزینۀ نقدپذیری دارایی‌‌ها را افزایش داده است و هم گزینه‌‌های کسب سود جذاب‌‌تری را پیش روی افراد قرار می‌‌دهد؛ درنتیجه ریسک‌‌گریزی افراد و نااطمینانی بازارهای مالی رابطۀ منفی با مصرف دارند.

درنهایت، با توجه به مباحث مطرح‌‌شده در مبانی نظری، فرضیه‌‌ها به شرح زیر تدوین شد:

فرضیۀ اول: افزایش نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران منجر به کاهش نرخ رشد نقدینگی نمی‌شود.

فرضیۀ دوم: افزایش نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران منجر به افزایش نرخ رشد تولید ناخالص داخلی نمی‌شود.

فرضیۀ سوم: افزایش نااطمینانی رشد نرخ ارز واقعی منجر به افزایش نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران نمی‌شود.

فرضیۀ چهارم: افزایش نااطمینانی رشد نقدینگی منجر به افزایش نااطمینانی تولید ناخالص داخلی نمی‌شود.

فرضیۀ پنجم: افزایش نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران منجر به کاهش نااطمینانی رشد تولید ناخالص داخلی نمی‌شود.

فرضیۀ ششم: افزایش نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران منجر به افزایش نااطمینانی رشد نقدینگی نمی‌شود.

از آنجایی که چندین عامل بر سازوکارهای انتقالی پولی به بازارهای مالی اثر دارند، مسئله از چیزی که به نظر می‌رسد پیچیده‌تر و دشوارتر است. به‌‌صورت خاص، این مطالعه روی روابط میان شوک‌های نااطمینانی متغیرهای اعتماد سرمایه‌گذاران، نرخ ارز واقعی، نقدینگی به‌‌صورت مجموع پول و شبه پول و رشد سطح تولید ناخالص داخلی تمرکز کرده است و تلاش می‌کند این پرسش را با استفاده از تحلیل تجربی دقیق پاسخ دهد.

 

روش پژوهش

بررسی رفتار متغیرهای اقتصادی و مالی یکی از حوزه‌های مهم در مطالعات اقتصادی است؛ علاوه‌‌بر جهت تغییرات متغیرهای اقتصادی و مالی، میزان تغییر و شدت نوسان آنها نیز اطلاعات ارزشمندی از نوع رفتار متغیر و اثرگذاری آن دارد. نااطمینانی ناشی از شدت نوسان متغیرهای اقتصادی باعث شده است مدل‌‌های اقتصادی به مقولۀ تصمیم‌گیری در شرایط نااطمینانی توجه خاصی داشته باشند. مدل ناهمسانی واریانس شرطی یکی از این روش‌ها است که در آن فرض می‌‌شود واریانس جزء خطا در طول زمان تغییر می‌کند. از این مدل، هم جزء پیش‌بینی‌‌شدنی و هم جزء پیش‌بینی‌‌نشدنی به دست می‌‌آید (Esnaashari, Pourkazemi, Abolhasani Hastiyani & Lotfi Mazraeshahi, 2013).

ارائۀ مدلی برای واریانس شرطی در برآورد معادلۀ رگرسیون را ابتدا انگل[48] در سال 1982 انجام داد. وی الگوهای واریانس ناهمسانی شرطی خودرگرسیو[49] (ARCH) را ارائه کرد تا از این طریق، واریانس متغیر مدنظر برآورد و در پیش‌بینی‌ها به کار گرفته شود. این مدل توسط دیگران تعدیل شد و گسترش چشمگیری یافت. بولرسلو[50] در سال 1986 مدل واریانس ناهمسانی شرطی خودرگرسیو تعمیم‌‌یافته[51] (GARCH) را ارائه کرد. در این مدل، واریانس شرطی، تابعی از وقفۀ مربع خطای پیش‌بینی و وقفۀ واریانس شرطی است. در مدل‌های فوق، انحراف معیار یا واریانس در جایگاه متغیری توضیحی در معادلۀ میانگین شرطی وارد شد و از این طریق، اثر نااطمینانی بر متغیر مدنظر بررسی می‌شود (Piraee & Dadvar, 2011). مدل‌‌های آرچ و گارچ تک‌‌متغیره به مدل‌‌های آرچ و گارچ چندمتغیره (MGARCH) [52] بسط یافته است و ویژگی‌‌های بارز بازده بازارهای سهام شامل کشیدگی‌‌ها[53]، اثرات اهرمی[54] و خوشه‌‌بندی نوسان‌‌ها [55] را تجزیه و تحلیل می‌‌کند که با مدل‌‌های آرچ و گارچ تک‌‌متغیره برآوردشدنی نبود. در مدل‌های گارچ چندمتغیره ماتریس واریانس - کواریانس جمله‌های پسماند چند سری زمانی برآورد می‌شود؛ در حالی که در مدل‌های تک‌‌متغیره تنها واریانس جملات پسماند یک سری زمانی محاسبه می‌شود‌ (Abounoori & Abdolahi, 2012).

مسئلۀ عمده در تخمین مدل‌‌های MGARCH، تعداد پارامترهای مدل است که باید برآورد شود؛ همچنین اطمینان از مثبت معین‌‌بودن ماتریس کواریانس شرطی است. برتری این مدل‌‌ها درواقع، در نحوۀ تصریح  است که اجازه می‌دهد در یک سو، واریانس شرطی و در سوی دیگر، ماتریس همبستگی شرطی به‌‌صورت جداگانه تصریح شود. ماتریس واریانس شرطی  این گروه از مدل‌‌ها ازطریق فرآیند سلسله‌‌مراتبی تصریح می‌‌شود؛ به نحوی که نخست معادله‌‌ای میانگین که امکان دارد به‌‌صورت مدل ARMA باشد، برای هر سری بازدهی برآورد می‌شود تا از پسماندهای حاصل از آن (این پسماندها را در اصطلاح سری بازدهی با میانگین صفر و ماتریس کواریانس   می‌‌نامند) در تخمین استفاده شود. در مدل MGARCH تغییرپذیری همزمان دو یا چند متغیر مدل‌سازی می‌شود و به دو دلیل اصلی، نیاز به تصریح‌‌های بیشتری دارند:

1- این مدل باید به اندازۀ کافی انعطاف‌پذیر باشد تا پویایی واریانس‌ها و کوواریانس‌های شرطی را نشان دهد؛ اما از آنجایی که تعداد پارامترها با افزایش ابعاد مدل به‌‌صورت نمایی افزایش پیدا می‌کند، این تصریح باید به اندازۀ کافی تفصیلی باشد تا برآورد به‌‌نسبت آسان مدل و تفسیر راحت پارامترها را ممکن کند.

2- قطعیت مثبت ماتریس واریانس – کوواریانس باید با استفاده از متغیرهای مدل به دست آید (Guerello, 2016).

به‌‌دلیل سادگی محاسبه، ترجیح داده می‌‌شود معادلات تکی واریانس و کوواریانس شرطی به‌‌جای مدل‌سازی کامل ماتریس واریانس– کوواریانس انجام شود. در این حالت، ماتریس واریانس - کوواریانس به‌‌صورت زیر تعریف می‌‌شود:

 

 

 

در آن،  ماتریس واریانس تخمین‌‌زده‌‌شدۀ جملات پسماند معادلات میانگین یا همان نوسان‌پذیری است و  ماتریس کوواریانس تخمین‌‌زده‌‌شده است که همبستگی شرطی بین نوسان‌‌پذیری متغیرهای مختلف مدل را نشان می‌دهد. از آنجا که  ماتریس همبستگی است، به‌‌صورت ماتریس متقارن زیر نشان داده می‌‌شود:

 

 

 

با توجه به اینکه  ماتریس واریانس - کواریانس است، باید مثبت معین باشد و بدین منظور Pt هم باید مثبت معین باشد؛ بنابراین تمام درایه‌‌های  باید کوچک‌‌تر و مساوی یک باشد.  ماتریس معین مثبت متقارن با  به ازای هر i است.

نیز ماتریسی قطری است که iامین مؤلفۀ روی قطر آن با واریانس شرطی iامین دارایی  متناظر است.

برای اینکه تخمین‌‌زنندۀ MGARCH در میانه پایدار باشد، همبستگی خطاهای سریالی نباید افزایش پیدا کند؛ درنتیجه خصوصیت (2) VAR برای معادلات اصلی انتخاب شده است. مدل دارای ویژگی‌‌های آماری زیر است:

 

 

 

در این معادلات،  مجموعۀ متغیرهای دامی زمان و S ماتریس کواریانس غیرشرطی از خطای استانداردشدۀ  (ماتریس همبستگی غیرشرطی) است.  جملۀ پسماند استانداردشده است و به‌‌طور معمول فرض می‌‌شود که از توزیع نرمال تبعیت می‌‌کند؛ به‌‌علاوه پارامترهای  و  اسکالر هستند و  ماتریس قطری با جذر درایه‌‌های قطر اصلی  است. در این مدل برای اینکه  معین مثبت باشد، باید پارامترهای  و  مثبت و جمع آنها کوچک‌‌تر از یک باشد. برای تخمین پارامترهای این مدل از روش حداکثر راست‌‌نمایی استفاده می‌‌شود. پارامترسازی ماتریس همبستگی‌‌ها دارای پیش‌‌نیازهای مشابهی با ماتریس واریانس - کوواریانس است. باید اطمینان حاصل شود که هر دو ماتریس واریانس و کوواریانس متقارن باشد؛ همین‌‌طور قطر ماتریس همبستگی شرطی باید واحد باشد.

معادلۀ واریانس مدل GARCH چندمتغیره در حالت کلی به‌‌صورت زیر است:

 

 

 

در اینجا  ماتریس T*n است و n تعداد متغیرهای مدل و T دورۀ سری زمانی متغیرها را نشان می‌‌دهد.  جزء خطای باقی‌‌مانده از معادلۀ میانگین متغیر‌های مدل است که فرض می‌شود باقی‌‌مانده‌ها دارای توزیع نرمال با واریانس شرطی متغیر در طول زمان هستند و میانگین آن صفر و ماتریس واریانس - کواریانس شرطی آن  است.  هم بردار خطای iid است.

در مدل‌‌های گارچ چندمتغیره برای حل مدل و برآورد درایه‌های ماتریس  روش‌های متعددی ازجمله CCC[56]، DCC[57]، BEKK[58] و مدل‌‌های گارچ برداری[59] VECH ارائه شده است (Heydari & Bashiri, 2012). مدل VECH-GARCH را بلرسلو[60]، انگل و وولدریج[61] معرفی کرده‌‌اند. در این مدل تمام واریانس کواریانس‌‌های شرطی تابعی از وقفه‌‌هایی از واریانس و کواریانس شرطی، همچنین وقفۀ مربع‌‌های سری بازده است. این مدل به شکل زیر نمایش داده می‌‌شود:

 

 

در این مدل، c بردار جملات ثابت با مرتبۀ 1*  و  و  ماتریس متغیرها با مرتبۀ  و  است. درواقع، مدل میانگین گارچ چندمتغیره‌‌ای معرفی شده است و فقط اجزای کواریانس آن بررسی می‌‌شود.

سیستم معادلات تخمین‌‌زده‌‌شده در دومین مرحله به‌‌صورت زیر بیان می‌‌شود:

 

 

بردار متغیرهای وابستۀ  شامل چهار متغیر میانگین و واریانس شرطی نرخ رشد ارز واقعی (RER)، نرخ رشد اعتماد سرمایه‌‌گذاران (PEG)، نرخ رشد نقدینگی واقعی (M2) و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی واقعی (GDP) است. در سمت راست، علاوه‌‌بر مقدار با تأخیر متغیرهای وابسته، ماتریس بازگشت‌‌های بیرونی شامل یک عبارت ثابت، یک روند و یک دورۀ تخمین با وقفۀ کوواریانس‌های شرطی از همان مدل GARCH(1,1)-VECH-VAR(2) استفاده‌‌شده برای تخمین واریانس‌ها در قدم اول مشاهده می‌شود.

در این مطالعه از مدل MGARCH استفاده شده است. در مدل گارچ چند‌متغیره، ماتریس واریانس - کواریانس جمله‌‌های پسماند چند سری زمانی برآورد می‌شود و برای تحلیل هم حرکتی نوسان‌ها و اثرات اهرمی بین بازار سهام، بازار ارز، بازار پولی و بخش واقعی اقتصاد و تشخیص شواهدی مبنی‌‌بر وجود انتقال نوسان در میان بازارها به کار گرفته می‌شود. در این پژوهش از رویکرد VECH استفاده می‌شود.

فواید تحلیل کنونی به دو دسته تقسیم خواهد شد: نخست، با استفاده از مدل‌‌های چندمتغیره، روابط میان سیاست پولی، اقتصاد واقعی، بازار مالی و بازار ارز و همبستگی میان معیارهای مربوط به نااطمینانی آنها با استفاده از ساختار مدل VAR به‌‌صورت همزمان تخمین زده می‌‌شود. همان‌‌طور که در نظریه بیان می‌‌شود، دوره‌‌های نوسان زیاد یا کم مالی روی قدرت روابط میان نااطمینانی اقتصادی و پولی تأثیر می‌‌گذارد. استفاده از مدل چندمتغیره اجازه می‌‌دهد تا این نظریه‌ها آزمایش شود؛ دوم، استفاده از مدل نوسان اجازۀ بررسی درونی مسئله ازنظر نااطمینانی را فراهم می‌‌کند و نیازی به جستجو برای متغیر وابستۀ مناسبی نخواهد بود. با استفاده از مدل GARCH نااطمینانی به‌‌صورت درونی تخمین زده می‌‌شود. به‌‌طور خاص، مدل چندمتغیرۀ گارچ روی میانه امکان بررسی واریانس و کوواریانس‌‌های شرطی را با استفاده از فرآیندی شرطی برای جملات خطا فراهم می‌‌آورد (Guerello, 2016).

اهمیت این مطالعه استفاده از داده‌های فصلی برای نشان‌‌دادن نوسان‌‌های بیشتر در داده‌‌ها است. متغیرهای استفاده‌‌شده شامل متغیر نسبت قیمت - درآمد به رشد درآمد (PEG) و یکی از ابزارهای مهم برای ارزش‌گذاری سهام بنگاهها است که در جایگاه معیاری برای اعتماد سرمایه‌گذاران و به‌‌دنبال آن شاخص ثبات بازار مالی در نظر گرفته می‌شود. براساس ایدۀ پان (2011)، نسبت قیمت – درآمدها (PE) واسطۀ خوبی است. نسبت PE آماره‌‌ای اقتصادی است و زمانی برای شناسایی استفاده می‌‌شود که شرکت دارای ارزیابی بیش‌‌ازحد خوب (بیش‌‌ازحد کم) است؛ زیرا نسبت PE کاهشی نشان‌‌دهندۀ کاهش اعتماد سرمایه‌‌گذاران به شرکت است؛ اما نسبت‌‌های قیمت – درآمد روی رشد درآمد (PEG) ممکن است نماد بهتری باشد. این معیار با در نظر گرفتن احتمال رشد شرکت ممکن است غرایض سرمایه‌گذاران را بیشتر نشان دهد؛ زیرا براساس چندین متغیر ایجادکنندۀ درآمدها مانند برند، سرمایۀ انسانی، انتظارات و موانع ورود ایجاد شد‌ه است. برای گزارش بخش واقعی اقتصاد، از متغیر تولید ناخالص داخلی (GDP) و برای بخش پولی از متغیر حجم نقدینگی (M2) که هر دو بر CPI تقسیم شده‌‌اند، برای نمایش تمامی نوسان‌های اقتصاد کلان و نوسان‌های پولی استفاده شده است. این تحلیل روی نقدینگی به‌‌جای نرخ بهرۀ واقعی تمرکز می‌‌کند. با توجه به اینکه دو معیار نقدینگی و نرخ سود دارای همبستگی زیادی هستند، حرکات نرخ سود بیشتر نوسان‌های نقدینگی را توضیح می‌‌دهد؛ همچنین متغیر نقدینگی اطلاعات بیشتری را دربارۀ تصمیمات پس‌انداز پولی خانوارها و شرکت‌‌ها نشان می‌دهد؛ زیرا تغییرات آن توسط حرکات در تقاضای پول و تصمیمات سیاست پولی ایجاد می‌‌شود و به نظر می‌‌رسد نقدینگی دارای همبستگی زیادی با اقتصاد کلان و نااطمینانی مالی باشد. برای نشان‌‌دادن نوسان‌های بازار ارز نیز از متغیر نرخ ارز واقعی (RER) به‌‌صورت / .NER=RER  استفاده شده که در آن  شاخص قیمت مصرف‌‌کنندۀ آمریکا،  شاخص قیمت مصرف‌‌کنندۀ ایران و NER نرخ ارز بازار غیر رسمی ایران است. لازم به توضیح است در مدل، نرخ رشد متغیرهای فوق در نظر گرفته شده است که برای اختصار واژۀ نرخ رشد بیان نمی‌‌شود. جامعۀ آماری پژوهش شامل کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دورۀ زمانی 1380 تا 1397 است و از انجام نمونۀ آماری برای منعکس‌‌کردن نقش دقیق بازار سرمایه در بازارهای پولی، مالی و واقعی و همچنین بازار ارز خودداری شده است؛ پس در هر فصل از سال‌‌های پژوهش از تمام شرکت‌‌های فعال در آن فصل برای سنجش نسبت قیمت - درآمد به رشد درآمد استفاده شده است. تجزیه و تحلیل نهایی با نرم‌‌افزار Eviews انجام شده است.

 

یافته‌‌ها

برای بررسی مشخصات عمومی و پایه‌‌ای متغیرهای استفاده‌‌شده برای برآورد مدل و تجزیه و تحلیل دقیق آنها، تخمین آماره‌های توصیفی مربوط به آنها، لازم است. جدول (1) نشان‌‌دهندۀ تحلیل توصیفی داده‌های متغیرهای اصلی استفاده‌شده در این پژوهش است. مقادیر میانگین و میانه، کمینه و بیشینه، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی برای متغیرهای مدل ارائه شده است.

 

جدول (1) آمار توصیفی

Table (1) Descriptive Statistics

متغیرها

نرخ رشد اعتماد سرمایه‌‌گذاران

نرخ رشدتولید ناخالص داخلی واقعی

نرخ رشد حجم نقدینگی واقعی

نرخ ارز واقعی

میانگین

281/0-

025/0-

019/0

009/0

میانه

654/0-

030/0-

020/0

012/0-

بیشینه

518/52

151/0

132/0

113/1

کمینه

922/69-

284/0-

081/0-

182/0-

انحراف معیار

168/11

085/0

041/0

1507/0

چولگی

049/2-

073/0-

078/0

8152/5

کشیدگی

276/29

962/2

687/3

180/42

 

 

نمودار 1، روند نمودارهای زمانی متغیرهای نرخ رشد اعتماد سرمایه‌‌گذاران، نرخ رشد تولید ناخالص داخلی واقعی، نرخ رشد حجم نقدینگی واقعی و نرخ رشد ارز واقعی را در دورۀ زمانی 1380 تا 1397 نشان می‌دهد.

 

نمودار (1) نمودارهای زمانی متغیرهای تحلیل‌‌شده

Figure (1). Time seri of the variables analyzed

 

تحلیل مدل MGARCH مبتنی‌‌بر چند فرض اساسی است که در ابتدا باید بررسی شود. ازجمله مهم‌ترین این فرضیه‌‌ها، فرض مانایی سری‌های زمانی است. آزمون ریشۀ واحد یکی از معمول‌‌ترین آزمون‌‌هایی است که امروزه برای تشخیص پایایی یک فرآیند سری زمانی استفاده می‌‌شود. در این پژوهش به‌‌منظور بررسی مانایی متغیرهای مدل از آزمون دیکی فولر تعمیم‌‌یافته (ADF) [62] استفاده شده است. نتایج نشان می‌‌دهد آمارۀ دیکی فولر تعمیم‌‌یافته برای متغیر نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران (PEG)، عدد 0653/9- در سطح معنی‌‌داری 0000/0 و برای متغیرهای تولید ناخالص داخلی واقعی (REALGDP) و حجم نقدینگی واقعی (REALM2) با لحاظ یک نقطۀ شکست ساختاری در فصل دوم سال 1383 به ترتیب عدد 4181/10- در سطح معنی‌‌داری 01/0 و عدد 8822/6- در سطح معنی‌‌داری 01/0 است. برای متغیر نرخ ارز واقعی (RER) عدد 3774/7- در سطح معنی‌‌داری 0000/0 به دست آمد.

فرض دومی که باید در تحلیل مدل MGARCH بررسی شود مربوط به ثابت یا متغیربودن واریانس جملۀ خطا است. درواقع، قبل از هر چیزی باید راجب واریانس جملۀ خطا، آزمون واریانس ناهمسانی صورت گیرد. اگر آمارۀ F بزرگ‌‌تر از مقادیر بحرانی باشد، فرضیۀ H0 (یعنی ثابت‌‌بودن واریانس) رد می‌شود که بیانگر متغیربودن واریانس جملۀ خطای متغیر مدنظر است. از آنجا که یکی از پیامدهای واریانس، ناهمسانی آن است؛ یعنی برآورد  دارای اریب است و تمامی آزمون های فرضیه را مخدوش می‌کند؛ پس برای حل این مشکل و برآورد بهتری از واریانس، روشی توسط وایت[63] معرفی شد (Souri, 2013). در این پژوهش از آزمون وایت برای برآورد واریانس جملات خطا استفاده شد. مقدار آمارۀ F برای متغیرهای نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران، عدد 2641579، تولید ناخالص داخلی واقعی، عدد 66/24051، حجم نقدینگی واقعی، عدد 633/8217 و نرخ ارز واقعی، عدد 0664/104 با مقدار احتمال 0000/0 به دست آمد. نتایج نشان می‌دهد مقدار آمارۀ F و همچنین  بزرگ است و در ناحیۀ بحرانی قرار دارد؛ همچنین مقدار احتمال‌‌های ارائه‌‌شده درمقابل F و  کوچک‌‌تر از 05/0 است؛ بنابراین فرضیۀ H0 رد می‌شود و ثابت‌‌بودن مقادیر واریانس متغیرهای مدنظر ممکن نیست.

عدم خودهمبستگی بین جملات خطا سومین فرض اساسی است. برای بررسی خودهمبستگی، از برآورد خطاها استفاده می‌‌شود و بیانگر رابطۀ بین جملات خطا با وقفه‌‌های آن است. این آزمون، فرض صفر (مبنی‌‌بر اینکه خطاهای سال جاری هیچ ارتباطی با مقادیر قبلی خود ندارد) را دربرابر فرض مقابل (مبنی‌‌بر اینکه خودهمبستگی، مخالف صفر است) آزمون می‌‌کند. برای بررسی عدم خودهمبستگی بین جملات خطا از آزمون بریوش گادفری (LM) استفاده شد. آمارۀ این آزمون در سطح معنی‌‌داری 05/0 عدد 3727/0 به دست آمد که نشان می‌‌دهد فرض صفر رد نمی‌‌شود و خودهمبستگی میان جملات خطا وجود ندارد؛ درنتیجه یکی از فرض‌‌های اساسی الگوهای VAR تحقق یافته است.

پیش از تخمین مدل VAR، لازم است وقفۀ بهینۀ متغیرهای مدل شناسایی شود. بیشترین طول وقفۀ با معنی به‌‌دست‌‌آمده از متغیرها در بین معادلات در جایگاه تعداد وقفۀ مناسب برای الگو انتخاب می‌‌شود. وقفۀ بهینه، وقفه‌‌ای است که به ازای آن، معیارهای اطلاعاتی، حداقل مقدار را دارند. تعداد وقفه‌‌های بهینه براساس معیارهای ذکرشده به صورتی انتخاب شده است که نخست درجات آزادی زیادی از دست نداده باشند و پس از آن جملات اختلال معادلات دچار خودبازگشتی نشوند. بدین منظور تعداد وقفۀ بهینه براساس معیار اطلاعات آکائیک (AIC)[64] 12 وقفه، معیار شوارتز (SC)[65] و معیار حنان کوئین (HQC)[66] دو وقفه و خطای پیش‌‌بینی نهایی (FPE)[67] چهار وقفه است. بهترین معیار برای تعیین تعداد وقفۀ بهینه، استفاده از معیار شوارتز است که کمترین وقفه را برای وقفۀ بهینه در نظر می‌گیرد و معیارهای اطلاعاتی دارای حداقل مقدار هستند. طول وقفۀ بهینۀ دو نشان می‌‌دهد بازار سرمایه در کشورهای درحال توسعه تا این حد کارا نیست که اثر ثبات بازارهای مالی را ازطریق سازوکار پولی به بخش واقعی به‌‌طور سریع انتقال دهد. در ایران انتظار می‌‌رود اثر نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران بعد از دو فصل بر نرخ رشد حجم نقدینگی و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی تأثیرگذار باشد. پس در ایران و به‌‌طور مشخص برای دوره‌ها انتظار تأخیری فصلی دور از انتظار نیست.

از آنجایی که در حضور نوسان خودتوضیحی باقی‌‌مانده‌‌ها، تخمین‌‌های به‌‌دست‌آمده از مدل VAR ناهمخوان است، استفاده از تخمین‌‌زنندۀ تصادفی نوسان پیشنهاد می‌شود که اجازه می‌‌دهد به‌‌صورت درونی معیارهای نااطمینانی تخمین زده شود؛ از این رو این پژوهش برای تخمین همزمان میانگین شرطی، واریانس و کوواریانس متغیرهای اعتماد سرمایه‌گذاران، نرخ ارز واقعی، حجم نقدینگی واقعی و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی واقعی از مدل (1,1)MGARCH-(2)VAR استفاده می‌کند. نخستین مرحله برای تخمین مدل، مشخص‌‌کردن معادلۀ میانگین با کمک طول وقفۀ بهینۀ الگوی VAR با استفاده از معیار شوارتز است. رهیافتی که برای تحلیل پویایی روابط بین متغیر‌های مدل و برآورد پارامترها استفاده می‌شود، رهیافت VECH با روش حداکثر راست‌‌نمایی است. جدول 2 پارامترهای برآورد‌شده، انحراف معیار، آمارۀ Z و سطح معناداری برای مدل مدنظر را نشان می‌دهد. در معادلۀ میانگین، ضریب (15)C معادل 8537/0- و در سطح پنج درصد معنادار است که نشان‌‌دهندۀ واکنش نرخ رشد تولید ناخالص داخلی به شوک منفی در نرخ رشد حجم نقدینگی پس از یک وقفه است و این نتیجه پاسخ باوقفۀ اقتصاد واقعی به محرک‌‌های سیاست پولی را تأیید می‌‌کند و در تضاد با نتایج پژوهش گوارلو (2016) است. فریدمن و همفکران او اعتقاد دارند که تغییرات حجم پول از کانالی مستقیم، یعنى رابطۀ مبادلۀ فیشر، تأثیر مطمئن بر درآمدهاى پولى دارد؛ درنتیجه سیاست پولى بیشترین اثر را بر تولید خواهد داشت؛ البته باید توجه داشت که در مکتب پولیون افزایش حجم پول فقط در کوتاه‌مدت بر تولید ناخالص ملى اثر محسوس دارد؛ ولى در میان‌مدت و بلندمدت، به‌‌دلیل عمودی‌‌بودن عرضۀ کل، افزایش حجم پول فقط اثر تورمى دارد (Rahmani, 2005). نتایج برآورد ضریب (22)C، 0309/0- است که نشان‌‌دهندۀ پاسخ سیاست‌‌گذاری پولی به شوک منفی در اقتصاد واقعی با یک فصل وقفه است که البته ازنظر آماری در سطح پنج درصد معنادار نیست. واکنش رشد حجم نقدینگی به شوک منفی اعتماد سرمایه‌گذاران پس از یک فصل برابر با ضریب (20)C، 0010/0- است که در سطح پنج درصد ازنظر آماری معنادار است و نشان‌دهندۀ همبستگی منفی میان اعتماد سرمایه‌گذاران و رشد پولی در کوتاه‌‌مدت است؛ بنابراین فرضیۀ اول رد می‌‌شود.

هیلد[68] و کای[69] (2008) نیز نشان می‌‌دهند که وابستگی شدیدی میان شوک‌‌های سیاست پولی و قیمت‌‌های سهام در کشور آمریکا وجود دارد. موسایی و همکاران (2010) در پژوهش خود نشان می‌‌دهند که رابطه‌‌ای بلندمدت میان متغیرهای کلان اقتصادی شامل عرضۀ پول، تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز و شاخص کل قیمت سهام وجود دارد؛ در حالی که حجم پول (سیاست‌های پولی بانک مرکزی) بیشترین تأثیر را بر تغییرات قیمت سهام دارد. نتایج پژوهش مرادی و نجفی زاده (2013) حاکی از وجود رابطۀ مثبت بین نرخ رشد نقدینگی و تورم با بازده شاخص‌‌های بازار سهام است. ضریب (11)C برابر با 0013/0 و در سطح پنج درصد معنادار است و واکنش مثبت نرخ رشد تولید ناخالص داخلی به اعتماد سرمایه‌گذاران را با یک فصل وقفه نشان می‌دهد؛ بنابراین فرضیۀ دوم نیز رد می‌‌شود. درحقیقت، براساس اثر ثروت که به معنی تغییر در تقاضای کل به سبب تغییر در ارزش دارایی‌هایی همچون سهام است و همچنین از آنجا که سهام جزئی از ثروت است، افزایش در ارزش بازاری دارایی‌ها که به‌‌دنبال افزایش اعتماد سرمایه‌گذاران به بازار‌های مالی ایجاد می‌شود، ثروت صاحبان دارایی را افزایش می‌‌دهد و حتی احساس ثروتمندشدن را به آنها القا می‌کند و این موجب رشد مخارج مصرفی و کاهش پس‌انداز و به‌‌دنبال آن افزایش تقاضای کل می‌شود. این نتیجه حاکی از تأثیر مثبت و معنی‌‌داربودن نرخ رشد نقدینگی بر اعتماد سرمایه‌گذاران است. در معادلۀ میانگین، واکنش نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران به نرخ رشد نقدینگی معادل ضریب (6)C و برابر 1650/186 و واکنش اعتماد سرمایه‌گذاران به نرخ رشد ارز واقعی معادل با ضریب (8)C و برابر با 1559/13 است که هر دو در سطح پنج درصد ازنظر آماری معنادار است. ضریب نرخ ارز واقعی مثبت است و انتظار می‌رود تغییر نرخ ارز واقعی دلار تأثیر معناداری بر نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران داشته باشد و این نتیجه در تأیید مدل‌های جریان‌‌گرا است. طبق این مدل، افزایش در نرخ رشد ارز واقعی، شرکت‌‌های داخلی را بیشتر رقابتی می‌‌کند. افزایش مزیت کالای تولید داخل و به‌‌تبع آن افزایش صادرات، قیمت سهام شرکت‌‌ها و نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران را افزایش می‌دهد و حاکی از این موضوع است که حساب جاری کشور در مقایسه با حساب سرمایه، عامل تعیین‌کنندۀ نرخ ارز است (Heydari, Faaljou & Karami, 2013).

معادلات میانگین شرطی به‌‌صورت زیر است:

Pegrate = c(1) + c(2) * pegrate (-1) + c(3) * pegrate (-2) + c(4) * realgdprate (-1) + c(5) * realgdprate (-2) + c(6) * realm2rate (-1) + c(7) * realm2rate (-2) + c(8) *rerrate (-1) + c(9) * rerrate (-2)

 

Realgadprate = c(10) + c(11) * pegrate (-1) + c(12) * pegrate (-2) + c(13) * realgdprate (-1) + c(14) * realgdprate (-2) + c(15) * realm2rate (-1) + c(16) * realm2rate (-2) + c(17) * rerate (-1) + c(18) * rerate (-2)

 

realm2rate = c(19) + c(20) * pegrate (-1) + c(21) * pegrate (-2) + c(22) * realgdprate (-1) + c(23) * realgdprate (-2) + c(24) * realm2rate (-1) + c(25) * realm2rate (-2) + c(26) * rerate (-1) + c(27) * rerate(-2)

 

rerate = c(28) + c(29) * pegrate (-1) + c(30) * pegrate (-2) + c(31) * realgdprate (-1) + c(32) * realgdprate (-2) + c(33) * realm2rate (-1) + c(34) * realm2rate (-2) + c(35) * rerate (-1) + c(36) * rerate (-2)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (2) نتایج برآورد معادلات میانگین شرطی

Table 2: The results of conditional mean equation estimation

پارامتر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ z

سطح معناداری

C(1)

5259/9-

5694/8

1116/1-

2663/0

C(2)

2421/0-

2611/0

9273/0-

3537/0

C(3)

0579/0-

2472/0

2344/0-

8146/0

C(4)

1580/23-

0571/73

3169/0-

7513/0

C(5)

4803/19

3188/38

5083/0

6112/0

C(6)

1650/186

6239/97

9069/1

0565/0

C(7)

2912/220

0508/5

7998/0

4238/0

C(8)

1559/13

1559/13

6047/2

0092/0

C(9)

3206/32

9453/31

0117/1

3117/0

C(10)

0599/0-

0197/0

0303/3-

0024/0

C(11)

0013/0

0004/0

0078/3-

0026/0

C(12)

0003/0-

0002/0

2657/1-

2056/0

C(13)

1644/0-

1850/0

8885/0-

3742/0

C(14)

6267/0-

0796/0

8649/7-

0000/0

C(15)

8537/0-

1732/0

9291/4-

0000/0

C(16)

2029/1

6469/0

8593/1

0630/0

C(17)

3195/0-

02408/0

2679/13-

0000/0

C(18)

0869/0-

1074/0

8096/0-

4182/0

C(19)

0137/0

0053/0

5695/2

0102/0

C(20)

0010/0-

0001/0

5761/7-

0000/0

C(21)

0002/0-

0001/0

1629/1-

2448/0

C(22)

0309/0-

0374/0

8252/0-

4092/0

C(23)

0300/0

0578/0

5202/0

6029/0

C(24)

098/0-

1142/0

8581/0-

3908/0

C(25)

3781/0

0733/0

1542/5

0000/0

C(26)

1117/0-

0123/0

0711/9-

0000/0

C(27)

0830/0-

0126/0

5478/6-

0000/0

C(28)

0100/0

0033/0

9621/2

0031/0

C(29)

0002/0

0001/0

4206/2

0155/0

C(30)

88/8-

0001/0

5956/0-

5514/0

C(31)

1035/0

0221/0

6801/4

0000/0

C(32)

0549/0

0453/0

2122/1

2254/0

C(33)

5261/0

1148/0

5803/4-

0000/0

C(34)

3392/0-

0449/0

5515/7-

0000/0

C(35)

4495/0

0746/0

0232/6

0000/0

C(36)

0880/0-

0684/0

2856/1-

1986/0

 

نتایج ارائه‌‌شده در جدول 3 بیانگر این مطلب است که مدل مدنظر روابط پویای بین نااطمینانی سری‌ها را به‌‌خوبی نشان می‌دهد. براساس نتایج، واکنش نااطمینانی رشد پولی به نااطمینانی رشد تولید ناخالص داخلی، مثبت و این نتیجه مطابق با نظریۀ فریدمن است که می‌گوید در دوران نااطمینانی زیاد اقتصاد کلان، افراد ذخیرۀ پولی خود را افزایش می‌دهند و این باعث افزایش تقاضای پول می‌‌شود؛ بنابراین فرضیۀ چهارم رد می‌‌شود؛ به عبارت دیگر در کوتاه‌مدت اثر نوسان اقتصاد واقعی بر نرخ رشد نقدینگی مثبت و در سطح آماری پنج درصد معنادار است. طبق نتیجۀ اول، همان‌‌طور که بویل و پترسون (1995) معرفی کرده‌‌اند، افزایش نااطمینانی تولید دارای اثرات مثبت بر نااطمینانی تقاضای پولی، ازطریق جابه‌‌جاکردن نرخ بهره و کاهش نرخ سودآوری دارایی‌ها خواهد بود. دوم، همان‌‌طور که چویی و اوه (2003) بیان کرده‌‌اند، پس از در نظر گرفتن خدمات پولی و مالی در تابع مطلوبیت خانوار ازطریق اثر ثروت، نااطمینانی به‌‌دلیل نوسان زیاد در رشد پولی یا رشد تولید روی تقاضای خدمات پولی و مالی اثر‌گذار خواهد بود؛ به عبارت دیگر براساس اثر جایگزینی، زمانی که نااطمینانی تولید ناخالص داخلی افزایش می‌یابد، خانوارهایی که از ریسک دوری می‌کنند، پول را با مصرف جایگزین می‌کنند؛ زیرا ریسک کمتری دارد و این منجر به افزایش تقاضای پول می‌شود. واکنش نااطمینانی بخش واقعی اقتصاد و نااطمینانی پولی به نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران مثبت و در سطح پنج درصد معنادار است؛ بنابراین فرضیۀ پنجم و ششم رد می‌شود؛ به عبارتی دوره‌‌های طولانی نوسان رشد پولی ممکن است پایداری‌های مالی بزرگی ایجاد کند. بکرت، انگسترم[70] و زینگ[71] (2009) بیان می‌کنند از آنجایی که نااطمینانی‌های مصرف و تورم عوامل اصلی تعیین‌‌کنندۀ نااطمینانی تولید است، امکان تعمیم نتایج به‌‌دست‌‌آمده دربارۀ مصرف به کل تولید ناخالص ملی وجود دارد. ارزش‌‌گذاری دارایی‌ها از هر دو بخش رشد مصرف و نااطمینانی آن تأثیر خواهد گرفت. به‌‌دلیل رابطۀ همبستگی منفی میان مصرف و نااطمینانی آن و همبستگی مثبت میان مصرف و سود سهام، افزایش در نوسان تولید دارای دو اثر متضاد روی قیمت دارایی‌ها خواهد بود؛ به گونه‌‌ای که هم باعث افزایش قیمت سهام و نااطمینانی سرمایه‌گذاران به‌‌دلیل اثر ساختار می‌شود و هم بخش دوم منجر به اثر جریان نقدینگی منفی خواهد شد. اثر نااطمینانی نرخ ارز بر نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران، نقدینگی و تولید ناخالص داخلی نیز مثبت و در سطح پنج درصد معنادار است؛ بنابراین فرضیۀ سوم رد می‌شود؛ به این معنی که نوسان‌‌های موجود در بازار ارز، اثر مثبت در افزایش تلاطم بازارهای دیگر دارد. اثر مثبت نااطمینانی نرخ رشد ارز واقعی بر بی‌‌ثباتی بازارهای مالی مطابق با نتایج پژوهش تقی نژاد و حاجی بابایی (2014) است. برای تحلیل پویایی رابطۀ بین نااطمینانی نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران، نرخ رشد ارز واقعی، نرخ رشد نقدینگی و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی با توجه به معیار شوارتز، از مدل زیر استفاده شده است:

GARCH = M + A1. * RESID(-1) * RESID(-1)' + B1. * GARCH(-1)

 

 

 

 

 

 

 

جدول (3) نتایج برآورد معادلۀ واریانس شرطی

Table 3: The results of conditional variance equation estimation

 

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ z

سطح معناداری

M

88/1

35/1

3898/1

1646/0

A1

1023/0

0472/0

1678/2

0302/0

B1(1 و1)

9340/0

0393/0

7136/23

0000/0

B1(2 و1)

9352/0

0290/0

1515/32

0000/0

B1(3 و1)

9322/0

0325/0

6657/28

0000/0

B1(4 و1)

9865/0

0316/0

2051/31

0000/0

B1(2 و2)

9365/0

0287/0

6297/32

0000/0

B1(3 و2)

9335/0

0274/0

9652/33

0000/0

B1(4 و2)

9879/0

0276/0

7402/35

0000/0

B1(3 و3)

9305/0

0343/0

0796/27

0000/0

B1(4 و3)

9847/0

0326/0

1572/30

0000/0

B1(4 و4)

0421/1

0360/0

9174/28

0000/0

 

 

 

نمودار (2) نمودارهای واریانس شرطی

Figure. (2) Graphs of estimated conditional variances

نمودار 2، واریانس شرطی سری‌های مدنظر را به‌‌صورت جداگانه نمایش می‌دهد. این نمودار بیانگر این موضوع است که نااطمینانی متغیرهای نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران، نقدینگی و تولید ناخالص داخلی همگی در دورۀ زمانی 1380 تا 1397 دارای نوسان است و نااطمینانی نرخ ارز واقعی با توجه به سیستم ارز کنترل‌شده در ایران نوسان بسیار کمتری در این بازه از خود نشان می‌دهد. نوسان شدید اعتماد سرمایه‌گذاران مربوط به سال‌های 1387 و 1391 است که مشاهده می‌‌شود همزمان با افزایش نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران، نااطمینانی رشد پولی و نااطمینانی رشد اقتصاد واقعی نیز افزایش یافته است.

رفتار نااطمینانی نرخ رشد اعتماد سرمایه‌گذاران در طول زمان به‌‌طور تقریبی پایدار است؛ به‌‌جز بین سال‌های 1387 تا 1390 و سال‌های 1391 تا 1394 که ثبات بازار مالی دچار التهاباتی شد. تحولات سیاسی و تحریم‌‌ها و همچنین افزایش نرخ ارز، بازار سرمایه را دچار بحران‌‌هایی کرد و درنتیجه منجر به شروع روند صعودی نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران در بازار بورس اوراق بهادار تهران ازطریق افزایش نسبت قیمت به درآمد هر سهم شد. پس از آن در سال 1388 روند نزولی بورس اوراق بهادار تهران آغاز و پس از یک دوره کاهش ملایم، شاخص بورس اوراق بهادار تهران به‌‌طور مجدد با نوسانی شدید در سال 1392 روبه‌‌رو و پس از چهار فصل از سال 1393 روند کاهشی نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران آغاز شد. همان‌‌طور که از نمودار 2 مشخص است، نااطمینانی رشد پولی و رشد اقتصاد واقعی همزمان با افزایش و کاهش نوسان‌‌های اعتماد سرمایه‌گذاران در سال‌های 1387 و 1392 نیز دچار نوسان شد و با توجه به سیستم ارز کنترل‌‌شده در ایران انتظار می‌‌رود علت ایجاد نااطمینانی متغیرهای رشد پولی و بخش واقعی اقتصاد نوسان‌‌های بازار سرمایه و اعتماد سرمایه‌گذاران باشد و نااطمینانی این سه بازار از یکدیگر تأثیر می‌پذیرد. نااطمینانی نرخ رشد ارز واقعی در طول سال‌های 1387 تا 1391 روند باثباتی را از خود نشان داده و پس از این سال‌ها روند ملایمی را برای افزایش آغاز کرده است؛ به طوری که در سال 1397 روند به‌‌صورت شتابان صعودی خود را ادامه داده است؛ به گونه‌‌ای که این افزایش نااطمینانی نرخ رشد ارز واقعی منجر به افزایش نااطمینانی رشد پولی شد. افزایش نااطمینانی نرخ ارز در سال 1397 در راستای اعمال تحریم‌‌های بیشتر بر اقتصاد ایران و اجرای تصمیم بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران مبنی‌‌بر یکسان‌‌سازی نرخ ارز به‌‌منظور تثبیت بازار ارز اتفاق افتاده است.

 

نتایج و پیشنهادها

بدون شک نااطمینانی درخصوص چگونگی اثرگذاری عوامل مالی و ارزی بر متغیرهای کلان اقتصادی، یکی از مسائل مهم برای سیاست‌‌گذارها است. در نظر گرفتن نااطمینانی دربارۀ تأثیر متغیرهای بازارهای مالی روی متغیرهای کلیدی اقتصاد، به سیاست‌گذار کمک می‌‌کند با شناخت بهتر محیط حاکم اقتصادی، سیاست‌های مناسب‌‌تری اتخاذ کند. این پژوهش با به‌کارگیری روش MGARCH روابط موجود میان نرخ رشد متغیرهای اعتماد سرمایه‌گذاران، نرخ ارز واقعی در بازار غیر رسمی، نقدینگی واقعی و فعالیت اقتصادی و نوسان‌‌های آنها را نشان می‌‌دهد. نتایج نشان داد سیاست پولی قادر به تأثیر‌گذاری مستقیم بر اعتماد سرمایه‌‌گذاران و نوسان‌‌های آن است. اگر سیاست پولی به‌‌طور مستقیم بازار سرمایه و پایداری آن را کنترل کند، با در نظر گرفتن همبستگی با رشد اقتصادی و نوسان‌‌های آن، به نظر می‌رسد تثبیت تولید و قیمت دارایی اهداف کافی باشد. همبستگی منفی بین نرخ رشد نقدینگی و نرخ رشد بخش واقعی اقتصاد، نشان‌‌دهندۀ اهمیت سیاست پولی است که نشان می‌‌دهد اعمال سیاست پولی انقباضی باعث کاهش نرخ رشد نقدینگی و افزایش نرخ رشد تولید می‌شود. جوانیک (2011) بیان می‌‌کند که تأثیر سیاست‌‌های پولی بر عدم قطعیت بازار سهام شامل دو نوع اثر خطی و غیر خطی می‌‌شود و سیاست پولی به‌‌صورت مستقیم بر اعتماد سرمایه‌‌گذاران و نوسان آنها تنها در میان‌‌مدت و بلندمدت اثر دارد که خود دارای رابطه‌‌ای غیر خطی با نااطمینانی مالی است. چانگ[72] و فنو[73] (2013) نشان دادند یکی از مهم‌‌ترین ابزارهای بانک مرکزی کانادا به‌‌منظور عبور از بحران مالی 2008-2007 میلادی، کاهش نااطمینانی نسبت به سیاست‌‌های پولی ازطریق اجرای سیاست‌های پولی از پیش برنامه‌‌ریزی‌‌شده بوده است. تأثیر مثبت نااطمینانی نرخ رشد ارز واقعی بر نااطمینانی اعتماد‌ سرمایه‌گذاران نشان می‌دهد سیاست‌هایی که منجر به افزایش نوسان‌‌های نرخ رشد ارز واقعی می‌شود منجر به افزایش نااطمینانی اعتماد سرمایه‌گذاران خواهد شد و به‌‌دنبال آن نااطمینانی رشد پولی و بخش واقعی اقتصاد افزایش می‌یابد. لاوال[74] و ایجیرشار[75] (2013) نیز نشان دادند نوسان‌های بلندمدت نرخ ارز و نرخ تورم دارای اثرات منفی قوی بر عملکرد بازار بورس نیجریه است. فرآیند انتقال سیاست پولی از بازار دارایی‌‌ها شروع می‌‌شود؛ زیرا هزینه‌‌های اطلاعاتی و مبادلاتی برای اغلب دارایی‌‌ها از هزینه‌‌های تغییر تولید یا تعدیل مصرف یا سرمایه‌‌گذاری کالاهای بادوام کمتر است. به‌‌ویژه هنگامی که عدم قطعیت دربارۀ دائمی‌‌بودن یا موقتی‌‌بودن سیاست‌‌ها وجود دارد، بازار دارایی‌‌ها بسیار سریع جواب می‌‌دهد؛ بنابراین قیمت دارایی‌‌ها و به‌‌دنبال آن ثبات بازار‌ مالی نقش مهمی در سازوکار انتقال پولی ایفا می‌‌کند.

براساس یافته‌‌های پژوهش مشاهده شد نوسان‌‌های قیمت سهام با نوسان‌‌های نرخ ارز همبستگی دارد؛ این در حالی است که همان گونه که در قسمت مبانی نظری بیان شد، مطابق نظر دورنبوش و فیشر (1980) رابطۀ مثبتی بین نرخ ارز و قیمت سهام وجود دارد و درمقابل برنسون (1983) نیز معتقد به وجود رابطۀ منفی بین آنها است؛ همچنین گاوین (1989) نیز وجود رابطه بین این دو عامل را رد می‌‌کند؛ بنابراین پیشنهاد سیاستی این پژوهش این است که بانک‌های مرکزی و به‌‌ویژه بانک مرکزی ج.ا.ا باید از اعمال سیاست‌هایی پرهیز کنند که منجر به افزایش نوسان بیشتر در بازار ارز و ایجاد نااطمینانی برای سرمایه‌گذاران و به‌‌دنبال آن بی‌‌ثباتی در بازارهای مالی می‌شود. با افزایش اعتماد سرمایه‌گذاران، زمینۀ کاهش نرخ رشد نقدینگی و همچنین افزایش مصرف ازطریق اثر ثروت و افزایش نرخ رشد تولید فراهم می‌‌شود؛ همین‌‌طور از آنجا که بانک‌ها مهم‌‌ترین شریان هدایت نقدینگی در اقتصاد ایران هستند، عملکرد رشد اقتصادی کشور در عملکرد مناسب نهاد‌های مالی است و هماهنگی نهادهای ناظر در حوزه‌‌های مختلف نظام مالی ایران و ایجاد زیرساخت‌های مناسب برای افزایش اعتماد سرمایه‌‌گذاران و ثبات بازارهای مالی ممکن است منجر به بهبود کارایی و تعامل بازار پول و بازار سرمایه برای هدایت صحیح نقدینگی به سمت فعالیت‌‌های تولیدی به‌‌منظور تأمین مالی مطلوب بخش حقیقی اقتصاد شود. درانتها، توسعۀ کیفی و کمی بازار سرمایه، رواج انتشار اوراق مشارکت و ابزار‌‌های مالی اسلامی در جایگاه یکی از منابع اصلی تأمین مالی، تدوین استانداردهای لازم‌‌الاجرا برای واحدهای اقتصادی و دیگر اقدامات اصلاحی و قانونی، ایجاد بستر مناسب، آموزش‌های تکنیکی بازار سرمایه و سپس تشویق خانوارها به سرمایه‌گذاری در بورس اوراق بهادار تهران برای دستیابی به رشد اقتصادی پیشنهاد می‌شود؛ همچنین ساماندهی و توسعۀ بازار سرمایۀ ایران متناسب با ویژگی‌‌های کلان اقتصادی و مختصات خرد خانوارها و بنگاههای فعال در اقتصاد کشور است؛ بنابراین انتظار اهداف رشد اقتصادی بسیار ممکن نیست، در حالی که بازارهای مالی با آن هماهنگ نباشد و بدین منظور باید فرهنگ و دانش سرمایه‌‌گذاری به خانوارها و بنگاههای اقتصادی انتقال یابد و نهادهای مالی در بازار مالی ایران ازنظر کمی و کیفی گسترش یابد و تقویت شود. از آنجا که شاخص قیمت سهام مهم‌‌ترین عامل مؤثر بر تصمیم‌‌گیری سرمایه‌‌گذاران در بورس اوراق بهادار است، پیشنهاد می‌‌شود در پژوهش‌‌های آتی سایر عوامل مؤثر بر قیمت سهام برای تأثیر‌گذاری بر اعتماد سرمایه‌گذاران و بررسی روابط بلندمدت نااطمینانی آنها بررسی شود؛ علاوه‌‌بر این مسئلۀ بسیار مهم دیگر که اهمیت شایان توجهی دارد، بررسی شدت و میزان اثرگذاری هریک از عوامل اقتصادی و مالی مؤثر بر قیمت سهام است؛ بنابراین پیشنهاد می‌‌شود پژوهشگران در ادامۀ مطالعۀ حاضر شدت اثرگذاری هریک از متغیرهای مؤثر بر قیمت سهام ازجمله نرخ ارز، نرخ تورم، قیمت سایر بازارهای موازی همچون مسکن، طلا و خودرو، نرخ بهرۀ سپرده‌‌های بانکی و ... را تعیین و بررسی کنند و به نقش هرکدام در ایجاد تنش در بازار سرمایه و تغییر در اعتماد سرمایه‌‌گذاران در ایران به‌‌تفکیک توجه کنند.

ازجمله محدودیت‌‌های این پژوهش نیز دسترسی به آمار و داده‌های فصلی مربوط به بازار بورس اوراق بهادار تهران است.

 

 

 

[1]. Mascaro

  1. 2. Meltzer
  2. 3. Evans
  3. 4. Bekaert
  4. 5. Hoerova
  5. 6. LoDuca
  6. 7. Jovanovic

[8] . Zorzi

[9]. Buch

[10]. Berg

  1. 2. Williams

[12] . Puhan

  1. 4. Chatziantonious
  2. 5. Duffy
  3. 6. Filis
  4. 7. Serletis
  5. 1. Rahman
  6. 2. Onatski
  7. 3. Williams
  8. 4. Rudebusch
  9. 5. Svensson
  10. 6. Wealth Effects
  11. 7. Consumption-based channels
  12. 1. Modigliani

[25]. قیمت دارایی‌‌ها از کانال‌‌های دیگر همچون ازطریق  Qتوبین بر سرمایه‌‌گذاری و فعالیت‌‌های حقیقی اثر دارد. در این مطالعه تنها کانال اثر ثروت بر مصرف لحاظ شده است.

  1. 3. Life-cycle-permanent income hypothesis
  2. Aghion
  3. 5.Bacchetta
  4. Ranciere
  5. Rogoff
  6. 8. Dornbusch
  7. 9. Fisher
  8. 10. Flow-oriented models
  9. 1. Stock-oriented models
  10. 2. Branson
  11. 3. Gavin
  12. 4. Yau
  13. 5. Nieh
  14. 6. Bloom
  15. 7. Floetotto

[41]. Jaimovich

[42] . Saporta-Eksten

[43]. Terry

[44] . Boyle

  1. 5. Peterson

[46]. Choi

[47]. Oh

[48]. Engle

[49]. Autoregressive Conditional Heteroscedastic (ARCH)

  1. 3. Bollerslev
  2. 4. Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity (GARCH)
  3. 5. Multivariate Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity (MGARCH)
  4. 6. Leptokurtosis
  5. 7. Leverage Effects
  6. 8. Volatility Clustering
  7. 1. Constant Conditional Correlation Model (CCC)
  8. 2. Dynamic Conditional Correlation Model (DCC)
  9. 3. Baba-Engle-Kraft-Kroner (BEKK)
  10. 4. VECH-GARCH
  11. 5. Bollerslev
  12. 6. Wooldridge
  13. 1. Augmented Dickey-Fuller Test
  14. 2. White
  15. 1. Akaike information criterion
  16. 2. Schwarz criterion
  17. 3. Hannam-quinn criterion
  18. 4. Final prediction error
  19. 5. Hilde C
  20. 6. Kai
  21. 1. Engstrom

[71]. Xing

[72]. Chang  

[73]. Feunou

  1. 1. Lawal
  2. 2. Ijirshar
مراجع
منابع فارسی

ابونوری، اسمعیل. و عبداللهی، محمدرضا. (1391). مدل‌‌سازی نوسانات بخش‏‌‌های مختلف بازار سهام ایران با استفاده از مدل گارچ چندمتغیره. تحقیقات مالی، 14(33)، 16-1. https://doi.com/10.22059/jfr.2012.36628.

احدی سرکانی، سید یوسف. و قاسم پور، معصومه. (1392). ارزیابی تأثیر سیاست‌‌های پولی، مالی و رشد صنعت بر نوسانات شاخص رشد بازار سرمایۀ ایران. فصلنامۀ علمی پژوهشی دانش سرمایه‌‌گذاری، 6(22)، 63-49.

اثنی‌عشری، ابوالقاسم.، پورکاظمی، محمدحسین.، ابوالحسنی‌هستیانی، اصغر. و لطفی مزرعه‌شاهی، احمد. (1392). اثر نااطمینانی در بازدهی سرمایه بر رشد اقتصادی؛ مطالعۀ موردی ایران. فصلنامۀ علمی پژوهشی پژوهش‌های رشد و توسعۀ اقتصادی، 3(12)، 88-75.

اسلامی بیدگلی، غلامرضا. و طهرانی، اشرف. (1389). بررسی رابطۀ اعتماد بیش‌‌ازحد سرمایه‌‌گذاران انفرادی و حجم مبادلات آنها در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهشنامۀ اقتصادی، 39، 253-231.

بیات، مرضیه.، افشاری، زهرا. و توکلیان، حسین. (1395). بررسی ارتباط سیاست پولی و شاخص کل قیمت سهام (با در نظر گرفتن اثر ثروت رونق بازار سهام). مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، 5(20)، 61-33. DOI: 10.22084/aes.2016.1665.

پیرائی، خسرو. و دادور، بهاره. (1390). تأثیر تورم بر رشد اقتصادی در ایران با تأکید بر نااطمینانی.  فصلنامۀ پژوهش‌‌های اقتصادی، 11(1)، 80-67.

تقی نژاد عمران، وحید. و حاجی بابایی، ولی. (1393). اثر تغییر نرخ ارز واقعی بر بی‌ثباتی مالی: مطالعۀ موردی کشورهای درحال توسعۀ منتخب. فصلنامۀ سیاست‌‌های مالی و اقتصادی، 2(5)، 134-121.

جلیلی، ظریفه.، عصاری آرانی، عباس.، یاوری، کاظم. و حیدری، حسن. (1396). ارزیابی سازوکار انتقال اثرات سیاست پولی بر بازار سهام در ایران با استفاده از روش خودرگرسیون برداری ساختاری .(SVAR) پژوهش‌های رشد و توسعۀ پایدار (پژوهش‌های اقتصادی)، 17(4)، 195-173.

حیدری، حسن. و بشیری، سحر. (1391). بررسی رابطۀ بین نااطمینانی نرخ واقعی ارز و شاخص قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران: مشاهداتی برپایۀ مدل .VAR-GARCH تحقیقات مدل‌‌سازی اقتصادی، 3(9)، 93-71.

حیدری، حسن.، فعالجو، حمیدرضا. و کرمی، فاطمه. (1392). بررسی تجربی تأثیر نااطمینانی نرخ واقعی ارز بر شاخص کل قیمت سهام در بازار بورس اوراق بهادار تهران در چهارچوب رهیافت آزمون کرانه‌ها. پژوهشنامۀ اقتصادی، 13(49)، 176-151.

رحمانی، تیمور. (1384). اقنصاد کلان. تهران: برادران.

سوری، علی. (1392). اقتصادسنجی (جلد 2). تهران: فرهنگ‌‌شناسی.

شاه‌آبادی، ابوالفضل.، نظیری، محمدکاظم. و حواج، سحر. (1392). اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر ریسک سیستماتیک بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌‌ها و سیاست‌‌های اقتصادی، 21(67)، 104-89.

شاهمرادی، اصغر. و صارم، مهدی. (1392). سیاست پولی بهینه و هدف‌‌گذاری تورم در ایران. مجلۀ تحقیقات اقتصادی، 48(2)، 42-25.

صمصامی، حسین.، داودی، پرویز. و امیری جاوید، هادی. (1395). مقایسۀ اثربخشی رشد نقدینگی بر تولید ناخالص داخلی، سرمایه‌‌‌‌گذاری بخش خصوصی و اشتغال با حباب بازار دارایی‌‌ها. تحقیقات اقتصادی، 51(2)، 493-457. https://doi.com/10.22059/jte.2016.58458.

فلاحی، فیروز.، حقیقت، جعفر.، صنوبر، ناصر. و جهانگیری، خلیل. (1393). بررسی همبستگی بین تلاطم بازار سهام، ارز و سکه در ایران با استفاده از مدل .DCC-GARCH پژوهشنامۀ اقتصادی، 14(52)، 147-123.

کمیجانی، اکبر. و ابراهیمی، سجاد. (1392). اثر نوسانات نرخ ارز بر رشد بهره‌وری در کشورهای درحال توسعه با لحاظ سطح توسعۀ مالی. فصلنامۀ مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، 2(6)، 27-1.

مرادی، سمیه و نجفی‌‌زاده، سیدعباس (1392). اثر سیاست پولی بر بازده شاخص سهام (مطالعه موردی: ایران). همایش الکترونیکی ملی چشم‌‌انداز اقتصاد ایران، 28 آذرماه 1392، دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان، اصفهان.

مشیری، سعید. و واشقانی، محسن. (1389). بررسی مکانیزم انتقال پولی و زمان‌‌یابی آن در اقتصاد ایران. مدل‌‌سازی اقتصادی، 4(1)، 32-1.

موسایی، میثم.، مهرگان، نادر. و امیری، حسین. (1389). رابطۀ بازار سهام و متغیرهای کلان اقتصادی در ایران. پژوهش‌‌ها و سیاست‌‌های اقتصادی، 18(54)، 94-73.

 

References

Abounoori, E. & Abdollahi, M. (2012). Modeling different sector volatility of Iran stock exchange using multivariate GARCH model. Financial Research, 14(33), 1-16. https://doi.com/10.22059/jfr. 2012.36628. (In Persian)

Aghion, P., Bacchetta, P., Ranciere, R. & Rogoff, K. (2009). Exchange rate volatility and productivity growth: The role of financial development. Journal of Monetary Economics, 56(4), 494-513. https://doi.com/10.3386/w12117.

Ahadi, S. S. & Ghasempour, M. (2017). Assessing the impact of monetary, fiscal and growth policies on the fluctuations of Iran's capital market growth index. Journal of Investment Knowledge, 6(22), 49-63.

Barro, R. J. (1977). Unanticipated money growth and unemployment in the United States. The American Economic Review, 67(2), 101-115. https://doi.com/10.2307/1807224.

Bayat, M., Afshari, Z. & Tavakolian, H. (2016). Monetary policy and stock price index (on the basis of the wealth effect of the stock market boom) in a DSGE framework. Quarterly Journal of Applied Economics Studies in Iran (AESI), 5(20), 33-61. https://doi.com/10.22084/aes.2016.1665. (In Persian)

Bekaert, G., Engstrom, E. & Xing, Y. (2009). Risk, uncertainty, and asset prices. Journal of Financial Economics, 91(1), 59-82. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2008.01.005.

Bekaert, G., Hoerova, M. & Lo Duca, M. (2010). Risk, uncertainty and monetary policy. Journal of Monetary Economics, 60(7), 771-788. https://doi.com/10.1016/j.jmoneco.2013.06.003.

Berg, A., Charry, L., Portillo, R. & Vlcek, J. (2018). The monetary transmission mechanism in the tropics: A case study approach. Journal of African Economies, 1-27. https://doi.com/10.1093/jae/ejy022.

Bjarnland, H. C. & Leitemo, K. (2009). Identifying the interdependence between US monetary policy and the stock market. Journal of Monetary Economics, 56(2), 275-282. https://doi.org/10.1016/j.jmoneco.2008.12.001.

Bloom, N. (2009). The impact of uncertainty shocks. Econometrica, 77(3), 623-685. https://doi.org/10.3982/ECTA6248.

Bloom, N., Floetotto, M., Jaimovich, N., Saporta-Eksten, I. & Terry, S. J. (2012). Really uncertain business cycles (No. w18245). National Bureau of Economic Research. https://doi.org/10.3386/w18245.

Boyle, G. W. & Peterson, J. D. (1995). Monetary policy, aggregate uncertainty, and the stock market. Journal of Money, Credit and Banking, 27(2), 570-582. https://doi.org/10.2307/2077884.

Branson, W. H. (1983). Macroeconomic determinants of real exchangerisk. In: Herring, R.J. (Ed.), Managing Foreign Exchange Risk (Chapter 1). Cambridge: Cambridge University Press.

Buch, M. C., Bussiere, M., Goldberg, L. & Hills, R. (2018). The international transmission of monetary policy. Journal of International Money and Finance. https://doi.org/10.1016/j.jimonfin.2018.08.005.

Chang, B. Y. & Feunou, B. (2013). Measuring uncertainty in monetary policy using implied volatility and realized volatility. Bank of Canada Working Paper, 2013-37.

Chatziantoniou, I., Duffy, D. & Filis, G. (2013). Stock market response to monetary and fiscal policy shocks: multi-country evidence. Economic Modelling, 30, 754-769. https://doi.org/10.1016/j.econmod.2012.10.005.

Choi, W. G. & Oh, S. (2003). A money demand function with output uncertainty, monetary uncertainty, and financial innovations. Journal of Money, Credit and Banking, 35, 685-709.

Dornbusch, R. & Fischer, S. (1980). Exchange rates and the current account. The American Economic Review, 70(5), 960-971.

Eslami, B. G. & Tehrani, A. (2011). An insight in to the nature of relationship between overconfidence of individual investors and trading voluume in Tehran Stock Exchange. Economic Research Review, 10(39), 231-253. (In Persian)

Esnaashari, A., Pourkazemi, M. H., Hastiani, A. A. & Mazraeshahi, A. L. (2013). The effect of an uncertain capital return on economic growth; a case study of Iran. Economic Growth and Development Research, 3(12), 75-88. (In Persian)

Evance, P. (1984). The effects on output of money growth and interest rate volatility in the United States. The Journal of Political Economy, 92(2), 204-222.

Fallahi, F., Haghighat, J., Sanoubar, N. & Jahangiri, K. (2014). Study of correlation between volatility of stock, exchange and gold coin markets in Iran with DCC-GARCH model. Economic Research, 14(52), 123-147. (In Persian)

Gavin, M. (1989). The stock market and exchange rate dynamics. Journal of International Money and Finance, Elsevier, 8(2), 181-200.

Guerello, C. (2016). The effect of investors’ confidence on monetary policy transmission mechanism: A multivariate GARCH approach. The North American Journal of Economics and Finance, 37, 248-266. https://doi.com/10.1016/j.najef.2016.05.003.

Heydari, H. & Bashiri, S. (2012). Investigating the relationship between real exchange rate uncertainty and stock price index in Tehran stock exchange using VAR-GARCH models. Journal of Economic Modeling Research, 3(9), 71-92. (In Persian)

Heydari, H., Faalju, H. & Karami, F. (2013). An empirical investigation of the effects of uncertainty in real exchange rate on stock price in Tehran stock exchange: An application of bounds test approach. Economics Research, 3(49), 151-176. (In Persian)

Hilde, C. B. & Kai, L. (2008). Identifying the interdependence between US monetary policy and the stock market. Bank of Finland, discussion Paper No. 2008/04.

Jalili, Z., Asari Arani, A., Yavari, K. & Heydari, H. (2017). Evaluating the monetary policy transmission mechanism through the stock market in Iran using the structural vector auto regressive (SVAR) model. The Economic Research, 17(4), 173-195. (In Persian)

Jovanović, M. (2011). Does monetary policy affect stock market uncertainty? Empirical evidence from the United States, Rheinisch-Westfälisches Institut für Wirtschaftsforschung (RWI), Essen. Ruhr Economic Papers No. 240.

Komijani, A. & Ebrahimi, S. (2013). Effect of exchange rate volatility on productivity growth in developing countries while considering their financial development levels. Quarterly Journal of Applied Economics Studies in Iran (AESI), 2(6), 1-27. (In Persian)

Lawal, M. & Ijirshar, V. U. (2013). Empirical analysis of exchange rate volatility and Nigeria stock market performance. International Journal of Scientific and Research, 4(4), 1592-1600.

Mascaro, A. & Meltzer, A. H. (1983). Long-and short-term interest rates in a risky world. Journal of Monetary Economics, 12(4), 485-518.

Mishkin, F. S. (1996). The channels of monetary transmission: Lessons for monetary policy (0898-2937). Combridge: National Bureau of Economic Research (NBER) working paper series.

Moradi, S. & Najafizade, A. (2013). The effect of monetary policy on return of stock market index (case study: Iran), National Electronic Conference on Iran's Economic Outlook, Islamic Azad University, Khorasgan Branch, Isfahan. (In Persian)

Moshiri, S. & Vasheghani, M. (2010). Study of the monetary policy transmission mechanism and its timing in Iran. Quarterly Journal of Economic Modelling, 4(1), 1-32. (In Persian)

Musai, M., Mehregan, N. & Amiri, H. (2010). Stock market and macroeconomic variables: A case study for Iran. Quarterly Journal of Economic Research & Policies, 18(54), 73-94. (In Persian)

Onatski, A. & Williams, N. (2003). Modeling model uncertainty. Journal of the European Economic Association, 1(5), 1087-1122. https://doi.org/10.1162/154247603770383406.

Piraee, K. & Dadvar, B. (2011). The effect of inflation on economic growth in Iran with special emphasis on uncertainty. The Economic Research, 11(1), 67-80. (In Persian)

Puhan, T. X. (2011). Asset prices and macroeconomic uncertainty: The role of inflation and monetary policy implications. University of Zurich Working paper.

Rahmani, T. (2005). Macroeconomics (7th Ed). Tehran: Baradaran. (In Persian)

Rudebusch, G. & Svensson, L. E. O. (1999). Policy rules for inflation targeting. NBER Chapters, in: Monetary Policy Rules, 203-262, National Bureau of Economic Research, Inc. https://doi.com/10.3386/w6512.

Samsami, H., Davoodi, P. & Amiri, J. H. (2016). Comparing effectiveness of liquidity growth on GDP, private investment and employment with assets market bubble. Journal of Economic Research (JTE), 51(2), 457-493. https://doi.com/10.22059/jte.2016.58458. (In Persian)

Serletis, A. & Rahman, S. (2009). The output effects of money growth uncertainty: Evidence from a multivariate GARCH-in-Mean VAR. Open Economies Review, 20(5), 607-620. https://doi.com/10.1007/s11079-008-9101-9.

Shahabadi, A., Naziri, M. K. & Havaj, S. (2013). The effect of macroeconomic variables on systematic risk of Tehran's stock exchange. Journal of Economic Research and Policies, 21(67), 89-104. (In Persian)

Shahmoradi, A. & Sarem, M. (2013). Optimal monetary policy and inflation targeting in Iran. Journal of Economic Research, 48(2), 25-42. (In Persian)

Souri, A. (2013). Econometrics (Volume 2). Tehran: Farhangshenasi. (In Persian)

Sourial, M. S. (2002). The Future of the stock market channel in Egypt. Center for Economic & Financial Research & Studies Working Paper.

Taghinezhadomran, V. & Hajibabaei, V. (2014). The effect of the real exchange rate changes on the financial instability in selected developing countries. Quarterly Journal of Fiscal and Economic Policies, 2(5), 121-134. (In Persian)

Williams, N. (2012). Monetary policy under financial uncertainty. Journal of Monetary Economics, 59(5), 449-465. https://doi.com/10.1016/j.jmoneco.2012.05.006.

Zorzi, M., Dedola, L., Georgiadis, G., Jarocinski, M., Stracca, L. & Strasser, G. (2020). Monetary policy and its transmission in a globalised word. European Central Bank. Discussion papers No. 2407.

Yau, H. Y. & Nieh, C. C. (2009). Testing for cointegration with threshold effect between stock prices and exchange rates in Japan and Taiwan. Japan and the World Economy, 21(3), 292-300.

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,769
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 569


سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب