MPRA Munich Personal RePEc Archive Factors affecting the price of the stock market in the Amman Stock Exchange during the period 1984-2011 Fedel Al-Habashneh and Mohammad Shhateet and Jaber AL-Bdore and Zainah Amareen February 2014 Online at http://mpra.ub.uni-muenchen.de/57274/ MPRA Paper No. 57274, posted 13. July 2014 11:46 UTC
العوامل المؤثرة عمى سعر السهم السوقي في بورصة عمان خالل الفترة 1144-4981 فضل معيوف الحباشنة محمد عيسى شحاتيت جابر محمد البدور زينة فايز العمارين جامعة مؤتة األردن جامعة األميرة سمية جامعة األميرة سمية جامعة مؤتة األردن األردن األردن الممخص هدددفت هدد الد ارسددة إلددى تحديددد العوامددل المددؤفرة فدد سددعر السددي فدد بورصددة عم ددان خدد ل الفتددرة 1111-1981. واسددتخدمت الد ارسددة المددنيف الوصددف التحميمدد وال مدد السياسدد وتدد ميدداس هدد ا األفددر باسددتخدا نمددو ج مياسدد لمت امددل المشددتر لد ارسددة الع مات بين المتغيد ارت اقمتصدادية ات الع مدة. مدا تد تطبيدخ اختبدار السدببية واختبدار تحميدل م وندات التبداين و د ل اختبدار دالة اقستجابة لردة الفعل لتحسيخ أهدافيا. توصمت الد ارسة أن هنا ف فة متغي ارت تؤفر بش ل ايجاب عمى معدل أسعار أسي الشر ات وه : األرباح الموزعة وحج التداول ف السوخ وعائد السي. الكممات الدالة: أسعار أسي الشر ات نمو ج الت امل المشتر اختبار السببية تحميل م ونات التباين األردن Factors affecting the price of the stock market in the Amman Stock Exchange during the period 1984-2011 Zainah Amareen Mutah University Jaber AL-Bdore Princess Sumaya University Mohammad Shhateet Princess Sumaya University Fedel Al-Habashneh Mutah University Summary This study aimed to identify the factors influencing the share price in the Amman Stock Exchange, during the period 1984-2011. The study used a descriptive approach of analytical and quantitative standard, this effect was measured using a standard model for the integration of the joint study of the relationships between the relevant economic variables. Also been applied to test the causality test and analysis of variance components as well as the response function.to test the reaction to achieve their goals The study found that there are three variables affect positively on the rate of stock prices of.companies, namely: dividends and trading volume in the market, and earnings per share 1
4. مقدمة تمفل األسواخ المالية نسطة اقتصال بين المستفمرين والشر ات من خ ل حشد المدخ ارت وتحويميا إلى اسدتفما ارت تسدي فددد التنميدددة اقمتصدددادية لمددددول وبالتدددال تدددوفر ماعددددة صدددمبة ل متصددداد الدددوطن ويعتبدددر اقسدددتفمار باألسدددي العاديدددة أحدددد أندددواع اقستفمار باألو ارخ المالية ومد تبمورت مفاهيمه األساسية نتيجة لتطور ونضدوج األسدواخ الماليدة. ينسسد المسدتفمرون إلدى ندوعين: النددوع األول هدد الدد ين يتمتعددون بفددوائض ماليددة يم ددن التصددرف فييددا مخددزون لمسيمددة وتعظددي الفددروة عددن طريددخ تدد ار األربدداح المحتجدددزة وق يعيدددرون األربددداح الموزعدددة أي اهتمدددا أمدددا الندددوع الفدددان فيمفدددل المسدددتفمرون الددد ين يعتبدددرون العائدددد المدددوزع عمدددى مساهماتي دخ دوريا ميما يعتمدون عميه ف حياتي. مدن هندا نجدد أن األسدواخ الماليدة تعطد أهميدة بدر إلعدداد المعمومدات الماليددة ممفمدددة فددد التسدددارير الماليدددة المصددددرة مدددن مبدددل الشدددر ة المدرجددة فددد بورصدددة عمدددان لددداو ارخ الماليدددة حيدددث تسدددو بتدددوفير المعمومات األساسية الت يعتمد عمييا المستفمر ف تحديد أسعار األسي عمى أساس سمي. 1. أهمية الد ارسة تنبع أهمي ة الد ارسة من أهمي ة األسواخ المالية والت تمفل فرصة استفمارية ممتازة وعامل ج ب ها لرؤوس األموال المحمية واألجنبية ف أي دولة. وف ظل تطمعات المستفمرين لتحسيخ األرباح يبرز الدور اليا لس ارر توزيع األرباح حيث تعتبر األرباح الموزعة من أه العوامل المؤفرة ف ج ب اقستفما ارت من جية ومن جية أخر يجب عمى الشر ة الموازنة بين األرباح الموزعة واألرباح المحتجزة لزيادة السيمة السومية لمشر ة ول ل بحفت ه الد ارسة أفر توزيع األرباح عمى أسعار أسي الشر ات المدرجة ف سوخ عمان المال. 3. أهداف الد ارسة تيدف ه الد ارسة إلى: 1- بيان أفر توزيع األرباح عمى أسعار األسي خ ل الفترة 1111-1891. 1- بيان أفر عائد السي عمى سعر السي السوم لمشر ات ف سوخ عمان المال. 3- بيان أفر حج التداول ف سوخ عمان المال عمى سعر السي السوم لمشر ات المدرجة فيه. فرضيات الد ارسة 1. الد ارسة باختبار الفرضيات التالية: ستسو شر ات المدرجة ف ف وسعر السي السوم %5 بين عائد السي 1- توجد ع مة ايجابية و ات دقلة إحصائية بمستو سوخ عمان المال. الشر ات %5 بين األرباح الموزعة وسعر السي السوم ف 1- توجد ع مة ايجابية ات دقلة إحصائية بمستو المدرجة ف سوخ عمان المال. 1
%5 ايجابية مة توجد ع ات دقلة إحصائية بمستو بين حج التداول وسعر السي السوم ف الشر ات المدرجة -3 ف سوخ عمان المال..5 منهجية الد ارسة لتحسيخ أهداف الد ارسة ت اقستعانة بالمنيف الوصف التحميم بيدف استع ارض يفية توزيع األرباح عمى أسعار األسي. واعتمدت الد ارسة عمى األسموب ال م السياس باستخدا الس سل الزمنية series( )Time من خ ل نمو ج الت امل المشتر )Co-Integration( واستخدمت الد ارسة بيانات الفترة 1111-1891. بيدف.6 الد ارسات السابقة أجريت العديد من الد ارسات الت تناولت الموضوع إما بصورة مباشرة أو غير مباشرة. فجاءت د ارسة )الظاهر 1111 ( التعرف إلى أه سياسات التوزيع المستخدمة ف الشر ات المساهمة العامة الفمسطينية ومد أوضحت نتائف الد ارسة أن سياسة التوزيع المنتظ وسياسة توزيع األسي مفضمة لممستفمرين أما سياسة التوزيع الفابتة وتوزيع نسبة فابتة من األرباح وسياسة عد التوزيع فسد بينت الد ارسة أنيا غير مفضمة لممستفمرين. ود ارسة )الظاهر وأبو الرب 1112( الت نتائف تبين وجود دقلة إحصائية لمع مة بين م ارر التوزيع وحج التداول وع مة غير دالة إحصائيا مع أسعار األسي أم ا د ارسة )أبو نصار 1111 ( فسد أظيرت نتائف اختبار نما ج الد ارسة وجود أفر ها لمسنة السابسة وصاف الربح بعد الض ارئب والسطاع ال ي تنتم إليه الشر ة ف التنبؤ بسياسة توزيعات إلى توصمت السومية. إحصائيا ل ل من توزيعات األرباح النسدية الت النسدية األرباح تنتيجيا الشر ات األردنية أظيرت نتائف اختبار سبيرمان وبيرسون والت جاءت منسجمة إلى حد بعيد مع نتائف اختبار نما ج الد ارسة توزيعات وجود األرباح ع مة موجبة بين صاف الربح بعد الض ارئب النسدية لمسنة الماضية والتغير ف توزيعات والتغير ف توزيعات األرباح األرباح النسدية لمسنة الحالية. النسدية وعد ووجود وجود أفر ع مة سالبة بين لصاف التدفسات النسدية التشغيمية عمى التغير ف توزيع األرباح النسدية. وتشير نتائف د ارسة )نور والفضل 1113( أن المستفمرين ف السومين ه من ل الصنف ال ي ق يفضل احتجاز األرباح بسدر تفضيمه لمتوزيع وأوصى عمى إعادة إج ارء ه الد ارسة عمى عينة أخر واضافة متغي ارت جديدة مع المحافظة عمى نفس المتغي ارت الت اعتمدتيا الد ارسة وزيادة دور الجامعات ف تنشيط السوخ المال ف ف ل من الع ارخ واألردن و ل من خ ل إمامة الدو ارت التفسيفية لممستفمرين لزيادة نطاخ اعتماده عمى المعمومات المالية وغير المالية ف ترشيد م ار ارتي األسي واقرتساء بسوة بالسوخ. وعمى صعيد الد ارسات بالمغة اقنجميزية نجد د ارسة (2003) Arnott والت توصمت إلى أن نمو العوائد من اقستفمار ت ون ف أعمى مستوياتيا عندما ت ون نسبة التوزيع ف أدنى مستوياتيا مما يعن وجود ع مة واضحة بين سياسة التوزيع والعوائد المتحسسة من اقستفمار ف أسي الشر ات. الشر ات تغير سياسة التوزيع النسدي مع تغير األرباح الدائمة. الد ارسة لاعوا أه أن السابسة ومد الت المتغي ارت اقستس ارر ف م ارر ف تؤفر األرباح الت الشر ات وف الخاص وف د ارسة د ارسة بتوزيعات تحسسيا الشر ة ومستو Ming-Shiun (2001( توصمت الد ارسة Baker & Theodore (2001) توزيعات ف يتمفل النسدية اقرباح األرباح الحالية واألرباح المتومعة ف أظيرت األرباح المستسبل. أن الى نتائف النسدية 3
تتميز ه الد ارسة باستخدا بيانات حديفة نسبيا وتغط فترة حديفة مسارنة مع الد ارسات السابسة حيث اعتمدت عمى اقسموب السياس الحديث وت التأ د من استس ارر البيانات ف التحميل وت الحص ول عمى بيانات أ فر دمة ف حين أن الد ارسات السابسة استخدمت نمو ج المربعات الصغر اقعتيادية دون اج ارء أي اختبا ارت استس ارر. 7. المؤش ارت االقتصادية لسوق عمان المالي سوف تت منامشة أه المؤش ارت اقمتصادية لنشاط السوخ وه : عائد السي واألرباح الموزعة وحج التداول وسعر السي السوم. 4.7: عائد السهم يتضح من الجدول رم )1( أن نسبة النمو ف عائد السي مد ازدت بنحو %111 ف عا 1898 ومد ت ب بت من سنة إلى أخر ف عاودت باقرتفاع ف عا 1115 1111 بسبب ازدهار اقمتصاد األردن ال ي ارفخ دخول األشساء العرب و بر حج اقستفمار وف عا 1119 انخفضت نسبة نمو عائد السي لتصل الى %1 بسبب األزمة المالية العالمية وبس الت ارجع واقرتفاع ه ا مت ازمنا لغاية سنة 1111 حين نمى عائد السي بنسبة %11. رقم )4 ) الجدول عائد السهم خالل السنوات )1144-4981( دينار أردني نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة 1891 0.091-1881 0.258-5% 1111 0.233 56% 1895 0.136 49% 1885 0.237-8% 1115 0.394 69% 1892 0.169 24% 1882 0.216-9% 1112 0.209-47% 1891 0.164-3% 1881 0.203-6% 1111 0.227 9% 1899 0.234 43% 1889 0.183-10% 1119 0.226 0% 1898 0.494 111% 1888 0.172-6% 1118 0.113-50% 1881 0.438-11% 1111 0.109-37% 1111 0.091-19% 1881 0.359-18% 1111 0.179 64% 1111 0.156 71% المصدر: سوخ عمان المال. 1881 0.382 6% 1111 0.151-16% 1883 0.271-29% 1113 0.149-1% http://www.ase.com.jo/ar/ النسب من إعداد الباحث 1.7: األرباح الموزعة 1
سنة ي حظ من جدول )1( أن ميمة األرباح الموزعة سنة )1895( مد بمغت )4,31( مميون دينار أردن التالية بنسبة %13. ولوحظ ازدياد األرباح من سنة 1891 إلى سنة 1119 بش ل ممحوظ ومنتظ 1118 1111 و 1111. إلى %2 ويرجع سبب اقنخفاض لت ارجع األرباح الموزعة األرباح ت ارجعت ف السنة ف حين ت ارجعت النسبة ف الموزعة ف مطاع الصناعة. ف عادت النسبة باقرتفاع ف سنة الجدول رقم )1( خالل السنوات )1144-4981( دينار أردني نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة 1891 33,308,870-1881 74,335,644-4% 1111 248,821,536 27% 1895 31,483,884-5% 1885 78,609,637 6% 1115 443,537,476 78% 1892 27,467,415-13% 1882 82,904,520 5% 1112 506,413,639 14% 1891 32,197,900 17% 1881 88,941,501 7% 1111 609,409,310 20% 1899 36,006,686 12% 1889 102,716,299 15% 1119 616,480,402 1% 1898 43,539,346 21% 1888 109,990,998 7% 1118 576,881,469-6% 1881 57,621,931 32% 1111 113,888,869 4% 1111 607,917,870 5% 1881 65,049,557 13% 1111 131,576,004 16% 1111 842,732,877 39% المصدر: سوخ عمان المال. / http://www.ase.com.jo/ar النسب من إعداد الباحث 1881 72,472,769 11% 1111 181,085,853 38% 1883 77,798,480 7% 1113 196,084,835 8% )22( مميون دينار أردن بنسبة نمو 11 %وف 1895 3.7: حجم التداول يتضح من جدول رم )3( ان حج التداول مد بمغ خ ل عا 1891 ارتفع حج التداول بش ل ممحوظ بنسبة % 113 ألنه بدأ السوخ أعماله ف مطمع عا مما أد إلى ارتفاع خ ل عا إلى -11 % ويظير الجدول أن اقتجا العا لحج 1899 عدد الشر ات إلى 111 شر ة وأخ بعدها بالت ارجع ف عا التداول مد ت ازيد بش ل ممحوظ من سنة 1895 إلى 1892 مع وجود بعض الت ارجع الواضح خ ل سنوات 1881 1882 ومد يعز ه ا الت ارجع إلى اقحداث الت شيدتيا المنطسة والمتمفمة بالحرب المبنانية وبآفار حرب الخميف اقخيرة )مومع سوخ عمان المال (.ف واصل باقرتفاع والت ارجع خ ل سنوات 1111-1881 وبعدها بمغ حج التداول سنة )668( 1111 مميون دينار بزيادة نسبتيا %111 عن العا السابخ وواصل ه ا اقرتفاع الحاد إلى سنة 1115 حيث بمغت نسبة النمو %315 أردن يحتاجيا السوخ. مما هبطت بسبب عودة اقشساء العرب وضخ المزيد من األموال وش ارء الشسخ واأل ارض وجمب السيولة إل 1111. بعدها النسبة ف سنة 1112 إلى %12 وبس ه ا الت ب ب ف اليبوط واقرتفاع حتى عا الجدول رقم )3( حجم التداول خالل السنوات )1144-4981( دينار أردني 5
السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة 1891 59,318,623-1881 495,076,052-49% 1111 3,793,251,050 104% 1895 66,730,872 12% 1885 418,958,544-15% 1115 16,871,051,948 345% 1892 69,522,993 4% 1882 248,583,344-41% 1112 14,209,870,592-16% 1891 148,178,293 113% 1881 355,244,623 43% 1111 12,348,101,910-13% 1899 132,625,222-10% 1889 464,374,268 31% 1119 20,318,014,547 65% 1898 367,589,840 177% 1888 389,476,334-16% 1118 9,665,312,327-52% 1881 268,885,973-27% 1111 334,724,633-14% 1111 6,689,987,155-31% 1881 302,836,729 13% 1111 668,652,674 100% 1111 2,850,252,628-57% 6 نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير 1881 886,950,983 193% 1111 950,272,995 42% 1883 968,613,802 9% 1113 1,855,176,028 95% 1895 مد ت ارجع بنسبة %3 وف عا 1892 ت ارجع المصدر: سوخ عمان المال. / http://www.ase.com.jo/ar النسب من إعداد الباحث 1.7: سعر السهم السوقي يتضح من الجدول رم )1( ان الرم السياس ألسعار األسي عا بنسبة %9 ف عاود باقرتفاع ف السنوات 1898-1891 وانخفض بعدها ف سنة 1881 نحو %11 نظد ار لمدا شديدته المنطسدة مددن أزمددات وعدداود باقرتفدداع مجددددا خدد ل سددنوات - 1881 1883 وبسدد ه دد ا بدداليبوط واقرتفدداع لغايددة سددنة 1111 وبعدددها لوحظ ارتفاع مفاجئ بسبب انتعاش اقمتصاد اقردن ودخول شر ات مساهمة بالبورصة وزيدادة السديولة ومدن فد حاد من سنة 1111-1119 بسبب اقزمة العالمية وتداعياتيا. الجدول رقم )1( الرقم القياسي ألسعار األسهم المرجح بالقيمة السوقية دينار أردني انخفدض بشد ل نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة نسبة التغير السيمة السنة 1891 811.8-1881 1436-9% 1111 4245.6 62% 1895 786-3% 1885 1591.7 11% 1115 8191.5 93% 1892 723.5-8% 1882 1534.6-4% 1112 5518.1-33% 1891 796.9 10% 1881 1692.4 10% 1111 7519.3 36% 1899 845.1 6% 1889 1701.3 1% 1119 6243.1-17% 1898 932.7 10% 1888 1673.5-2% 1118 5520.1-12% 1881 804.3-14% 1111 1330.5-20% 1111 5318-4% 1881 1000 24% 1111 1727.2 30% 1111 4648.4-13% 1881 1299 30% 1111 1700.2-2%
1883 1585 22% 1113 2615 54% المصدر: سوخ عمان المال. / http://www.ase.com.jo/ar النسب من إعداد الباحث متغي ارت الد ارسة 8. : ت اختيار المتغي ارت اقمتصادية التالية الم ونة لمنمو ج السياس 4.8: سعر السهم السوقي )Y( تفترض النظرية اقمتصادية أن المحددات الرئيسية لمطمب عمى أي سمعة أو خدمة تشتمل عمى سعر ه السمعة والدخل وغيرها من العوامل. وق يختمف الطمب عمى األسي عن ه ا اإلطار إ يتأفر الطمب عمى األسي وأسعار السمع األخر بأسعارها وبأسعارها البدائل المتاحة عنيا وبالدخل أيضا. ويعد سعر السي من أه المتغي ارت اقمتصادية ات الع مة الت فاءة السوخ. تؤفر ف حج التداول وتسيس مد 1.8: األرباح الموزعة )P( عمددى شدد ل نسدددي أو أسددي تسددرر الشددر ة توزيعدده عمددى المسدداهمين سددواء ددان لدد الجددزء مددن األربدداح التدد لدد هدد اقسددتفمار ترغددب باحتجازهددا قسددتخداميا فدد فدد ن الشددر ات تسددرر عددادة نسددبة التوزيعددات مسابددل اإليدد اردات التدد وبدد ل مجانيددة.. سعر السوم وبالتال تحديد السيمة العادلة لمسي بالشر ة. وتعد األرباح الموزعة من العوامل الميمة ف 3.8: العائد عمى السهم) R ( األرباح. الواحد من صاف ه ا المؤشر لمعرفة نصيب السي يستخد الصددادرة الددربح )بعددد اسددتسطاع حسددوخ األمميددة واألربدداح اقسددتفنائية( / متوسددط عدددد األسددي = صدداف العائددد عمددى السددي والمدفوعة. 1.8: حجم التداول )V( يعبر ه ا المؤشر عن أجمال السيمة اقسمية لاسي الت يت تداوليا ف سوخ عمان المال وي من السبب ف استخدا حج التداول متغير ف الد ارسة باعتبار مؤش ار هاما يع س حج السيولة ف سوخ األو ارخ المالية. 9. نموذج الد ارسة حعخ ذ انذراست أساسا عه صيغت يعذنت ي ىرج انخكايم ان شخرك. وحيث أ يخغيراث انذراست غير يسخقرة في صيغخها انحانيت ع ذ ان سخىي (level) ك ا هى يبي أد ا فإ ا سخخذو صيغت انفرق األول difference) (first عه ان حى انخاني: 7
حيث: درجت انخأخر في انسي lag )نيسج بانضرورة يخساويت نكم ان خغيراث( n االرباح ان ىزعت P عائذ انسهى R حذ انخطأ u حجى انخذاول V سعر انسهى انسىقي Y أما األحرف اإلغريسية فجميعيا مؤش ارت م ارد تسديرها parameters to be estimated 8.41 اختبار ات النموذج اج ارء اقختبا ارت التالية: ت : 4.41 اختبار جذر الوحدة يتضح أن متغي ارت النمو ج ل تستسر الجدولية )السيمة المطمسة( وبالتال سيت اج ارء اقختبار مر ة أخر عمى المستو حيث انت السيمة المحسوبة) بالسيمة المطمسة( بعد أخ من السيمة أمل الفرخ األول.وتشير النتائف إلى أن متغي ارت الد ارسة سا نة عمى الفرخ األول حيث انت السيمة المحسوبة أ بر من السيمة الجدولية )بالسيمة المطمسة( ويم ن إج ارء اختبار الت امل المشتر نتيجة لتوف ر الشرط ال اف وهو أن ت ون جميع متغي ارت الد ارسة مت اممة من نفس الدرجة ل ل هنا احتمال لوجود ع مة ت اممي ة ف المد الطويل بين متغي ارت الد ارسة. المتغير السيمة المحسوبة الجدول رقم )5( اختبار ديكي فولر الموسع )ADF( لمسكون الفرخ األول % 5 المستو %5 السيمة الحرجة الس ارر المتغير السيمة السيمة الحرجة الس ارر المحسوبة ساك ت 2.986225 5.239089 R غير ساك ت 2.981038 2.333974 R ساك ت 2.986225 3.635921 P غير ساك ت 2.981038 0.518567 P
ساك ت 2.986225 4.486184 V غير ساك ت 2.981038 1.042859 V ساك ت 3.012363 3.355081 Y غير ساك ت 3.012363 1.494185 Y 1.41 :.اختبار كوزوم لالستقرارية Test( )Cusum Stability أظير اختبار الس ون أن المتغي ارت سا نة عند الفرخ األول وتجنبا لوجود تغي ارت غير متومعة عمى سمو ه المتغي ارت ت المجوء قختبارCusum ويتضح ي انشكم أد ا أ معال النمو ج مستسرة وق تعان من تغي ار ت هي مي ة تؤدي يسع ما بين خط فت ارت الفسة )خط اقنح ارف لحدوث تغي ارت أو مف از ت مفاجئ ة ف النمو ج السياس حيث أن منحنى البوام المعياري( مما يفبت صحة استس ارريه البيانات عمى مستو معنوية %5 وبالتال سيت إج ارء اقختبا ارت األخر عمى امل الفترة الزمنية الت تغطييا الد ارسة دون الحاجة لتسسيميا لفت ارت زمنية جزئية. 9
15 10 5 0-5 -10-15 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 CUSUM 5% Significance :3.41 اختبار فت ارت التباطؤ ت ظير نتائف اختبار عدد فت ارت التباطؤ ما ف الجدول رم )2( أن اقختبا ارت جميعيا لفت التباطؤ ه 1 فت ارت وألن أربع فت ار ت تباط ؤ ت عد بيرة بالنسب ة لس س ل زمن ية سنوي ة ل ل التباطؤ لتحديد العدد األمفل لعدد فت ارت التباطؤ. الجدول رقم )6( نتائج اختبار عدد فت ارت التباطؤ اشارت إلى أ ن العدد األمفل ارت نمجأ قختبار استفناء فت ارت Lag LR FPE AIC SC HQ 0 NA 4.40e-05 1.321029 1.518507 1.370694 1 104.1443 5.59e-07-3.073459-2.086072-2.825134 2 27.59156 3.63e-07-3.652980-1.875685-3.205996 3 20.68573 2.82e-07-4.330249-1.763045-3.684604 4 27.09322* 3.63e-08* -7.454482* -4.097369* -6.610177* 11 1.41: اختبار االستثناء عمى فت ارت التباطؤ
فترتين ي ظير اختبار استفناء فت ارت ما يتض ح من خ ل ميمة التباطؤ ما ف الجدول رم )1( أنه يم ن مبول استخدا لفت ارت تباطؤ مفمى عمى مستو معنوي ة يسل عن %1. أو واحدة زمن تباط ؤ فترة χ 2 الجدول رقم )7( اختبار استثناء فت ارت التباطؤ Y R P V χ 2 Lag 1 25.59394 14.35579 49.51871 48.20728 96.82410 [ 3.82e-05] [ 0.006242] [ 4.55e-10] [ 8.54e-10] [ 1.36e-13] Lag 2 6.727428 8.079175 6.177585 9.385154 27.14146 [ 0.151013] [ 0.088721] [ 0.186273] [ 0.052161] [ 0.039937] 11 5..0: اختبار التكامل المشترك Test( )Co-integration ي ظير الجدول رم )8( نتائف اختبار األفر لمت امل المشتر )Trace Test( واختبار eigenvalue( )Maximal أنه عند اختبار النمو ج عند = 0 r أي بفرض عد وجود متجه ت امم ال امنة العظمى السيمة مشتر ما بين متغي ارت الد ارسة ف ن ميمة اختبار األفر Test( )Trace مد بمغت 61.3 مسارنة مع السيمة الحرجة الت بمغت 47.9 عند مستو وجود ع م ة ت اممي ة عمى المد الطويل بين المتغي ارت معنوية %5 مما يتطمب عد مبول الفرضية الصفرية الت تسول بعد الطويل بين المتغي ارتعند مستوى معنوية يبلغ %5. ومبول الفرضي ة البديمة الت تسول بوجود ع م ة ت اممية وحيدة عمى المد األمر اته ينطبخ عمى اختبار السيمة ال امنة ال عظمى) eigenvalue )Maximal إ إ ن السيمة ال امنة العظمى عند 0=r أ بر من السيمة الحرجة حيث انت ميمتيا 31.3 مسارنة مع السيمة الحرجة الت انت ميمتيا 27.6 وب ل نستطيع السول أنه يوجد ع مة ت اممية توازنية وحيدة )متجه ت امم وحيد( عمى المد الطويل تجمع بين متغي ارت النمو ج السياس المستخد ف النمو ج. نتائج اختبار األثر لمتكامل المشترك Test( )Trace الجدول رقم )8( والقيمة الكامنة العظمى eigenvalue( )Maximal اختبار األثر للتكامل المشترك Test( )Trace Null hypo. Alternative Trace Statistic 0.05 Critical Prop. hypo. Value r = 0 r = 1 61.32539 47.85613 0.0017 r 1 r = 2 29.98327 29.79707 0.0476 r 2 r = 3 11.94373 15.49471 0.1597 r 3 r = 3 0.425545 3.841466 0.5142 اختبار القيمة الكامنة العظمى eigenvalue) (Maximal Null Hypo. Alternative Max-EigenStatistic 0.10 Critical Prop. hypo. Value r = 0 r = 1 31.34213 27.58434 0.0156 r 1 r = 2 18.03954 21.13162 0.1284 r 2 r = 3 11.51818 14.26460 0.1301 r 3 r = 3 0.425545 3.841466 0.5142
6.41: اختبار السببية ي ظير اختبار السببي ة أ ن الع مة ما بين متغيري عائد السي )R( وسعر السي السوم )Y( ع مة سببي ة ف اتجا واحد من عائد السي باتجا سعر السي السوم ويؤفر فيه عمى مستو يسل عن %5 حيث انت السيمة المحسوبة أ بر من السيمة الجدولية ما أن هنا ع مة سببي ة باتجا واحد أيضا بين متغيري األرباح الموزعة )P( وسعر السي السوم وتسير من األرباح الموزعة باتجا سعر السي السوم وأيضا أظير اقختبار وجود ع م ة سببي ة تجري من سعر السي باتجا حج التداول. الجدول رقم )9( اختبار السببية Null Hypothesis: F-Statistic Probability Result R does not Granger Cause Y 3.23629 0.04460 Accept causal relationship Y does not Granger Cause R 1.83407 0.17841 Do not accept P does not Granger Cause Y 2.60855 0.08087 Accept causal relationship Y does not Granger Cause P 0.52593 0.71855 Do not accept V does not Granger Cause Y 0.61158 0.66116 Do not accept Y does not Granger Cause V 2.55055 0.08562 Accept causal relationship P does not Granger Cause R 1.14265 0.37682 Do not accept R does not Granger Cause P 4.43696 0.01593 Accept causal relationship V does not Granger Cause R 1.69573 0.20674 Do not accept R does not Granger Cause V 2.81150 0.06641 Do not accept V does not Granger Cause P 1.12326 0.38487 Do not accept P does not Granger Cause V 2.19006 0.12308 Do not accept 7.41: تحميل مكونات التباين عند تحميل م ونات التباين لسعر السي السوم )Y( انت ي عز إلى المتغير نفسه ف حين انت %111 من الخطأ بالتنبؤ ف تباينه خ ل الفترة اقولى %12 من تنبؤ الخطأ ف سعر السي السوم )Y( ي عز لممتغير نفسه ف الفترة الفانية و انت التغي ارت ف عائد السي )R( واألرباح الموزعة )P( وحج التداول )V( فسرت نحو %13.3 من تنبؤ الخطأ ف سعر السي السوم )Y( ف حين فسرت التغي ارت ف عائد السي )R( نحو %11 من تنبؤ الخطأ ف سعر السي السوم )Y( ف يمييا التغي ارت ف حج التداول) V ( حيث فسرت نحو %1.9 من تنبؤ الخطأ ف سعر السي السوم )Y( ف التغي ارت ف اقرباح الموزعة )P( حيث فسرت %1.5 فسط من التنبؤ ف خطأ سعر السي السوم )Y(. وي حظ ت ازيد النسبة الت ت عز لممتغير) P ( ف تفسير التنبؤ ف مما يبين األهمية النسبية لارباح الموزعة) P ( ف تفسير )Y( ف المد الطويل. الخطأ) Y ( حيث بمغت ف الفترة العاشرة نحو %51 11
أما ف المد السصير ال ي يمتد لفترتين فسد تبين نتائف تحميل م ونات التباين األهمية النسبية لمتغير عائد السي )R( ف تفسير )Y( حيث فسرت نحو العاشرة. أما تأفير حج التداول )V( فسد ان محدودا ف %11 من تنبؤ الخطأ ف )Y( ف بعد ل استسرت النسبة الفترتين السصيرة الجدول رقم )41( والطويمة. اختبار مكونات التباين لمنموذج %19 حتى الفترة عند نحو Variance Decomposition of Y : Period Y R P V 1 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 76.52876 20.11332 1.529201 1.828722 3 61.81825 18.98530 11.53242 7.664038 4 53.67037 17.92878 19.14606 9.254793 5 44.83901 18.98043 28.47676 7.703790 6 37.35889 18.51343 37.34619 6.781489 7 32.54709 17.96453 42.97826 6.510112 8 28.98374 18.19361 46.26982 6.552830 9 26.47254 18.46540 48.76409 6.297964 10 24.83558 18.61436 50.65081 5.899245 ولمتأ د من مصدام ية النتائف ت إعادة ترتيب متغي ارت النمو ج وت الحصول عمى النتائف التالية قختبار م ونات ( التباين ما ف الجدول رم 11( حيث أظيرت النتائف عد وجود تغيي ارت أن متغي ر اقرباح الموزعة )P( التنبؤ لممتغي ارت عمى حاله دون تغيير. ما ازل صاحب السدرة التفسير ية 13 األ بر ألخطاء الجدول رقم )44( اختبار مكونات التباين بعد إعادة الترتيب بيرة ف النتائف فعند تبديل ترتيب المتغي ارت اتضح التباين ف التنبؤ ما بس ترتيب السدرة Variance Decomposition of Y : Period Y R P V 1 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 76.52876 18.89848 3.236775 1.335986 3 61.81825 16.83480 14.41037 6.936577 4 53.67037 15.27559 22.54988 8.504159 5 44.83901 15.06633 32.99303 7.101626 6 37.35889 13.82171 42.48450 6.334899 7 32.54709 12.82700 48.44682 6.179088 8 28.98374 12.53040 52.13903 6.346831 9 26.47254 12.38877 54.96297 6.175720 عمى
10 24.83558 12.25661 57.08359 5.824224 8.41: دالة االستجابة لردة الفعل يتضح من الش ل )1( أن عائد السي )R( له تأفير ايجاب عمى سعر السي السوم )Y( ويستمر ه ا التأفير اقيجاب لمفترة العاشرة أما األرباح الموزعة )P( متغير فان ليا ا تأفير ايجابيا عمى سعر السي السوم )Y( حيث أن أي تغير مفاجئ ف األرباح الموزعة )P( مسدار انح ارف معياري واحد يؤفر ايجابيا ف سعر السي السوم )Y( ويتضح ه ا األفر بش ل بير بعد الفترة ال اربعة ويمتد ه ا األفر لفترة طويمة أما عن حج التداول )V( )Y( لمفترة الخامسة ف بعد ل يصبح األفر سالبا. متغير فان تأفير ايجاب عمى سعر السي السوم Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E..4 Response of Y to Y.4 Response of Y to X1.3.3.2.2.1.1.0.0 -.1 -.1 -.2 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -.2 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10.4 Response of Y to X2.4 Response of Y to X3.3.3.2.2.1.1.0.0 -.1 -.1 -.2 -.2 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 الش ل رم )1( دالة اقستجابة لردة الفعل حيث P=X1 األرباح ان ىزعت R=X2 عائذ انسهى V=X3 حجى انخذاول Y سعر انسهى انسىقي 11 44. النتائج أظيرت الد ارسة أن متغير سعر السي السوم له دور بير بالتأفير عمى نشاط بورصة عمان أساسيا ف زيادة نشاط بورصة عمان. أظيرت نتائف اختبار ج ر الوحدة أن جميع متغي ارت الد ارسة ل وأن توزيع األرباح يمعب دو ار تس ن عمى مستواها
س نت بينما عند الفرخ األول. وأظيرت نتائف اختبار الت امل المشتر أن متغي ارت الد ارسة مت اممة عمى المد الطويل ما أظيرت وجود متجه ت امم وحيد يصف سمو المتغي ارت ما ت مبول الفرضيات الت اعتمدتيا الد ارسة عمى المد الطويل وبالتال ان لممتغي ارت المستخدمة ف الد ارسة أف ار ايجابيا عمى أسعار األسي. ما أظيرت نتائف اختبار السببية أن متغير عائد السي ي سبب سعر السي السوم أيضا متغير اقرباح الموزعة ي سبب سعر السي السوم ف حين انت هنا ع مة معا سة من سعر السي السوم إلى حج التداول. بيندت نتدائف تحميدل م وندات التبداين أن متغيدر األربداح الموزعدة هدو المتغيدر صداحب أ بدر مددرة تفسديرية بمغدت تسريبدا %51 الد ي يفسدر نحدو %15 مدن أخطداء تباينده فد ألخطداء التبداين مدن بدين متغيد ارت الد ارسدة يميده متغيدر سدعر السدي السدوم نحو %18 من أخطاء التباين ويأت أخي ار متغير حج التدداول الد ي يفسدر فسدط %2 عائد السي حين يفسر متغير حج سدعر السدي السدوم متغيدر عائدد السدي ف نده يدؤدي لحددوث صددمة فد ما أظيرت النتائف أنه ف حال حدوث صدمة فد ل األمر عند حدوث صدمة تؤفر عمى سدمو متغيدر اقربداح الموزعدة ف نيدا سدوف تدؤفر ف األردن يؤفر بش ل ايجاب ايجاب لمفترة الخامسة ف بعد ل يصبح ف حين المتغير حج التداول فان تأفير عمى سعر السي السوم بش ل ايجاب األفر سمبيا. الم ارجع العربية أبو الرب أنور والظاهر مفيد.) ( 1112 أفر م ارر توزيع األرباح عمى سعر السي وحج التداول لمشر ات المدرجة ف سدوخ فمسطين لاو ارخ المالية مجمة جامعة القدس المفتوحة لألبحاث والد ارسات العدد الفامن. أبو حشيش خميل.) ( 1113 دور المعمومات المحاسبية المنشورة ف الزعبدد ش ارط الياشمية: د ارسة تطبيسية مجمة البصائر مجمد) 1 ( العدد) 1 ( 15 ص التنبؤ بأسعار األسي ص: 118 ف.182 بورصة األو ارخ المالية األردنية أبدو نصدار محمدد.) 1111 ( د ارسدة تحميميدة لمعوامدل المدؤفرة عمدى سياسدات توزيعدات األربداح النسديدة مجمةة أبحةاث اليرمةوك "سمسمة العمو اإلنسانية واقجتماعية" اربد. الزبيدي حمزة )1111( االستثمار في األو ارق المالية مؤسسة الو ارخ لمنشر الطبعة األولى عمان. بشددير )1111( تددأفير العوامددل اقمتصددادية ال ميددة عمددى المؤشددر العددا )1889-1819( د ارسات: العموم اإلدارية المجمد )11( العدد )1( ص ألسددعار األسددي فدد سددوخ عمددان المددال خدد ل.331-311 نسيمه عم ارن.)1111( أثر السياسة النقدية عمى نشاط سوق عمةان األو ارق الماليةة لمفتةرة 1119-4978 رسدالة ماجستير غير منشورة جامعة مؤتة ال ر. الظدداهر مفيددد.)1111 ( تفصددي ت المسددتفمرين فدد سددوخ فمسددطين لدداو ارخ الماليددة لسياسددات توزيددع األربدداح مجمةةة جامعةةة القدس المفتوحة لألبحاث والد ارسات العدد الفالث والعشرون )1(. الظداهر مفيدد.) ) 1113 سياسدة توزيدع األربداح وأفرهدا عمدى سدعر السدي المدرجة ف سوخ عمان المال ( مجمة جامعة بيت لحم فمسطين العدد )11( ص السدوم )د ارسدة تطبيسيدة مدن البندو التجاريدة األردنيدة.19-12 عطية عبدالسادر محمد. )1115( الحديث في االقتصاد القياسي بين النظرية والتطبيق الدار الجامعي ة اقس ندري ة مصر.
نور عبد الناصر والفضل مؤيدد.)1113( الع مدة بدين توزيعدات األربداح والعوائدد السدومية غيدر العاديدة لاسدي ومدد تأفرهدا بربحيدة الشدر ة وحجميددا ودرجدة مخاطرتيددا ال نظاميدة )د ارسددة ميدانيدة مسارندة بددين الشدر ات المسدداهمة العامدة الع ارميددة 181-193. الجامعة األردنية عمان. سوخ عمان المال واألردنية( د ارسات العموم اإلدارية مجمد )31( العدد) 1 ( ص نش ارت إحصائية أعداد مختمفة متوافر عبر www.ase.com الم ارجع األجنبية Arnott, R. & Clifford, A. (2003). Surprise! Higher Dividend = Higher Growth. Financial Analysts Journal. Vol. 59.No.1, pp.70-78. Baker, K. G, & Theodore, E. (2001). Factors Influencing Dividend policy Decisions of Nasdaq firms. Financial Review, August, Vol.36, No. 3, pp.1-12. Ming-Shiun, Y. (2001). Aggregate dividends behavior and permanent earnings hypothesis Financial Review, February. Vol. 36, pp. 1-10. 16