فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 صفحات 401-472 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران )با استفاده از مدل (MS-EGARCH دکتر ابراهيم عباسی دکتر منيژه هادی نژاد جعفر کریمی چکيده در این مطالعه نقش نوسانات قيمت نفت درتوضيح رفتار بازده بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از دادههای ماهانه سالهای 7000 تا 7047 مورد بررسی قرار گرفته است. روش تجربی این پژوهش مبتنی بر مدل MS-EGARCH(1,1) دو رژیمه است. نتایج مشاهدات وابستگی باالیی را از بازده بازار سهام به تغييرات رژیم نشان میدهد. بر اساس نتایج برآورد رژیم صفر مرتبط با رژیم با واریانس و ميانگين پایين )رکود( و رژیم یک مرتبط با واریانس و ميانگين باال )رونق( است. در رژیم صفر شوکهای قيمت نفت اثر منفی بر بازده سهام دارند گفتنیاست تنها در رژیم یک نوسانات قيمت نفت بر سطح ميانگين بازده سهام اثر مثبت و معناداری دارد بنابراین یافتههای این پژوهش اثرات نامتقارن نفت خام بر روی بازده سهام در دو رژیم رکود و رونق را نشانمیدهد. واژگان کليدی: شوکهای نفت بورس اوراق بهادار تهران راه گزینی مارکف انتقال رژیم طبقهبندیJEL : Q41 Q43.C68 D12 D21 D58 abbassiebrahim@yahoo.com استادیار دانشگاه آزاد واحد تهران مرکز manijheh_hadinejhad@yahoo.com Jafar_karimii@yahoo.com استادیار دانشگاه آزاد واحد تهران مرکز کارشناس ارشد اقتصاد
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 601 4. مقدمه طبق نظريه رهبري عرضه )پاتريک ( 611 در مراحل اوليه توسعه اقتصادي توسعه مالي محرک و موتور رشد اقتصادي است به اين ترتيب که تأسيس و افزايش نهادها و بازارهاي مالي به افزايش عرضه خدمات مالي و به دنبال آن موجب افزايش رشد حقيقي اقتصاد منجر ميشود. اين کار توسط حرکت منابع کمياب از پساندازکنندگان کوچک به سرمايهگذاريهاي بزرگ صورت ميپذيرد. همچنين نتايج مطالعات گلداسميت ) 616( مککينون ) ) شاو ( 69 ) فراي ( 69 و کينگ )691 1 لوين ( حاکي از تأييد نظريه پاتريک مبني بر تأثير مثبت و علي توسعه مالي بر رشد اقتصادي دارد. 69 ( تجارب کشورهاي مختلف و مطالعات تجربي متعدد در اين زمينه نيز بيانکننده اين واقعيت است که توسعه بخش مالي اثر خالص و مثبتي بر پسانداز تشکيل سرمايه و رشد اقتصادي دارد. از يک سوي بر اساس مطالعات صورتگرفته در سالهاي اخير تعدادي از مطالعات تجربي بر روي تغيير رفتار يا شکست ساختاري در متغيرهاي اقتصاد کالن تمرکز يافتهاند. بحرانهاي اقتصادي و بروز جنگ از عواملي هستند که موجب تغيير در فرايند پوياي سريهاي زماني مالي و انگيزه استفاده از مدلهاي تغيير رژيم ميشوند. هميلتون ) 696( يک مدل راهگزيني مارکف براي پيشبيني رشد توليد ناخالص داخلي به وسيله نشاندادن تغييرات گسسته در ميانگين بين رژيمهاي رشد باال و پايين به منظور رفع عيب موجود در فرايندهاي خطي معرفي کرد. بر اين اساس در اين مطالعه سعيشده از مدلهاي تغيير رژيم براي ارائه مدلي بهمنظور بررسي نحوه اثرگذاري بازارهاي خارجي بر بورس اوراق بهادار تهران استفاده شود. اين مطالعه از دو جنبه از مطالعات گذشته متمايز است اول اينکه اثر پوياي شوک بازار نفت بر روي رفتار بازده بازار سهام با استفاده از يک مدل MS-EGARCH EGARCH دو رژيمه مشخص شده و ثانيا يک مدل در اين پژوهش مورد استفاده قرار گرفته که امکان استفاده از تغييرات زماني و نبود تقارن در 1. Supply Leading 2. Patrick 3.Mackinon 4. Fry 5. King and Levine
402 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران واريانس شرطي را در نوسانات بازار سهام فراهم ميکند. اين مقاله در 1 بخش تنظيم شده است. در بخش دوم مباني نظري در بخش سوم پيشينه پژوهش در بخش چهارم روششناسي و برآورد مدل و در بخش پنجم جمعبندي و خالصهاي از يافتههاي پژوهش ارائه شده است. 7. مبانی نظری و طبق نظريههاي اقتصادي تغيير در قيمت نفت خام از طريق دو کانال عرضه و تقاضا روي اقتصاد اثر ميگذارد. تأثير طرف عرضه ميتواند گوياي اين مسأله باشد که نفت ماده اوليه بسياري از توليدات است. بنابراين افزايش قيمت نفت تقاضا براي نفت را کاهش ميدهد. طرف تقاضا نيز از طريق مصرف سرمايهگذاري بر روي اقتصاد تأثير ميگذارد. مصرف به واسطه رابطه مثبت خود با درآمد قابل تصرف به صورت غيرمستقيم از تغييرات قيمت نفت تأثير ميپذيرد. با افزايش قيمت نفت شاهد يک انتقال درآمد از کشورهاي واردکننده نفت به کشورهاي واردکننده نفت کاهش مييابد. کشورهاي صادرکننده هستيم از اين رو مصرف در همچنين افزايش قيمت نفت از طريق افزايش هزينه شرکتها تأثير معکوسي روي سرمايهگذاري ميگذارد. عالوه بر تأثيراتي که تغيير در قيمت نفت خام از طريق عرضه و تقاضا به همراه دارد از طريق نرخ ارز و تورم نيز بر اقتصاد تأثير ميگذارد. تحليل ارتباط ميان تغيير در قيمت انرژي و اقتصاد کمي پيچيده است. وقتي که قيمت نفت افزايش پيدا ميکند خانوارها و بنگاههايي که از فرآوردههاي نفتي )از جمله بنزين و گازوييل( استفاده ميکنند مصرف خود را طوري تعيين ميکنند که مقدار کمتري از درآمد قابل تصرف خود را صرف فرآوردههاي نفتي کنند. از سوي ديگر کشورهاي توليدکننده نفت نيز اثر مثبت ثروت را از طريق درآمد حاصل از فروش نفت تجربه ميکنند. قيمت دارايي در بازار سهام با توجه به اطالعات در مورد چشمانداز آينده و همچنين شرايط کنوني اقتصاد پيشروي شرکتها تعيين ميشود. بهطور کلي اگر چه تغيير در قيمت نفت خام عامل مهمي براي نوسان در قيمت سهام در نظر گرفته ميشود اما در بين اقتصاددانان يک نتيجه کلي مبني 1. Aloui and Jammazi.(2009). 2. Kiliaan.(2009).
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 601 بر رابطه بين قيمت سهام و قيمت نفت وجود ندارد. در بخش سوم نتايج پژوهشهاي خارجي و داخلي مرتبط بررسي شده است. 9. پيشينه پژوهش جونس و کال ) ارتباط منفي را بين بازده بازار سهام و ) و سنر ( 00 ) سادروسکي 666( 661( شوکهاي قيمت نفت در سهام آمريکا را به دست آوردهاند در حالي که چن و همکاران 1 هانگ و همکاران )661 1 الوي و همکاران )009 ) و 691( ) قادر به تعيين ارتباط معناداري بين دو متغير پيشگفته در اين اقتصاد نشدند. 9 9 ( با استفاده از روشهاي تک متغيره و چند متغيره به اين نتيجه دست يافتهاند که تغيير در قيمت نفت خام به صورت معناداري بازده بازار سهام شش کشور توسعهيافته را تحت تأثير قرار ميدهد. 6 بر اساس مطالعه پارک و راتي )009 ( شوکهاي قيمت نفت اثر معناداري بر روي بازده بازار سهام انگليس و سيزده کشور اروپايي واردکننده نفت خام بر جاي ميگذارد. 0 بتلينگمير )001 رفتار قيمت سهام در انگلستان به جاي ميگذارند. کيالن و پارک 009( ( افزايش بزرگ در قيمت نفت و ريسک جنگ اثر نامتقارني را بر روي ) گزارش کردند که تنها افزايش قيمت نفت ايجادشده به علت تقاضاي احتياطي نفت به صورت منفي قيمت سهام فرانسه را تحت تأثير قرار ميدهد. ميلر و راتي با استفاده از يک مدل تصحيح خطا ) 006( (ECM) دريافتند که ارتباط منفي بلندمدت بين شاخص بازده 1. Jones and Kaul 2.Sadorsky 3. Ciner 4. Chen, et al 5.Huang, et al 6.Aloui, et al 7. Multivariate 8. Univariate 9. Park and Ratti 10 Bittlingmayer 11. Kilian and Park 12. Miller and Ratti 13. Vector Error Correction Model
403 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران بازار سهام و افزايش در قيمت نفت در بازار سهام آمريکا وجود دارد آنها استدالل نمودند اين رابطه ميتواند به علت وجود حباب قيمت نفت در اواخر قرن گذشته بوده است. جامازي و آلوي 006( ( با استفاده از برآورد مدل MS-VAR توسعه داده شده با سريهاي فيلترشده موجک به تعيين رفتار نوسانات بازار سهام پرداختهاند. بر اساس نتايج آنها شوکهاي قيمت نفت فاز رکود بازار سهام را تحت تأثير قرار نميدهند )بجز براي ژاپن(. به عالوه شوکهاي قيمت نفت به صورت موقت بازده بازار سهام را در فاز رونق و معتدل بازار سهام کاهش ميدهد. اين ارتباط منفي پيش از دوره 666 آلوي و جمازي مشخصتر به نظر ميرسد. 0 0( ( با استفاده از يک مدل MS-EGARCH دو رژيمه ارتباط بين نوسانات بازار نفت و قيمت سهام را براي کشورهاي فرانسه انگليس و ژاپن براي دوره -009 696 مورد بررسي قرار دادند. بر اساس نتايج آنها افزايش قيمت نفت تأثير معناداري را بر روي هر دوي نوسانات بازده سهام و احتمال انتقال در سراسر رژيمها به جاي ميگذارد. در مورد اثرات شوکهاي نفت بر روي پويايي بازار سهام بايد توجه داشت که ادبيات تجربي بر روي مدلهاي MS-GARCH MS-EGARCH و MS-AR هاموده و چوي 009( 1 واريانس راهگزيني مارکف محدود شده است. ( با استفاده از يک مدل اجزاي غيرقابل مشاهده 1 حساسيت بازده پايدار 9 و ناپايدار با مدل ناهمساني بازار سهام شوراي همکاري خليج 9 فارس به نفت را مورد بررسي قرار دادند. بر اساس نتايج آنها بازار نفت نقش مهمي را در توضيح رفتار بازار سهام کشورهاي يادشده بازي ميکند طبق يافتههاي مطالعه يادشده بازده بازار سهام کشورهاي يادشده مسير حرکت يکساني دارند. به طور خالصه ميتوان گفت که تغييرات رژيم در رفتار 1. Jammaziand Aloui 2. Aloui and Jammazi 3. Hammoudeh and Choi 4. Unobserved-component 5. Markov-switching heteroskedasticity 6. Permanent 7. Transitory 8. Gulf Cooperation Council
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 660 بازار سهام اثبات شده است اين امر ما را به بررسي بود يا نبود تغييرات رژيم در بازار سهام ايران و نقش عوامل برونزا در تعيين مسير حرکت بازده سهام در ايران تشويق ميکند. در مطالعات داخلي صمدي و همکاران )91 ( با استفاده از دادههاي ماهانه 669 تا 001 و مدل اقتصادسنجي گارچ به بررسي شاخصهاي قيمت جهاني طال و نفت بر شاخص قيمت بورس اوراق بهادار تهران پرداختهاند. براساس نتايج آنها تأثير شاخص قيمت جهاني طال بر شاخص قيمت سهام بورس تهران نسبت به تأثير شاخص قيمت جهاني نفت بيشتر است به طوري که نتايج نشاندهنده اثر منفي شاخص قيمت جهاني نفت بر شاخص قيمت سهام بورس تهران دارد. 1. ر شو شناسی و برآورد مدل 4-1. مدل GARCH نمائی راهگزينی مارکوف (MS-EGARCH) ) به صورت رابطه 66 ( يک مدل EGARCH (1,1) معرفي شده توسط نلسون تعريف براي و ميشود: ) ( ) ( در رابطه وقفه باشد ميانگين شرطي يک باردار اطالعات در دسترس در زمان واريانس شرطي از يک فرآيند وسيله برولسلو (M 1) (t 1) يک بردار از M متغير توضيحي است که ممکن است شاامل از پاارامتر بوده و در نهايت مجموعاه اطالعااتي اسات کاه شاامل تماام عبارت خطاست. هنگامي که طباق رابطاه EGARCH(1,1) پيروي ميکند D عموما از توزياع t ) تبعيت مينمايد. 699( معرفاي شاده باه به عنوان واريانس شرطي برآوردشده اکيدا مثبت بوده و 1. Nelson. به علت اينکه در روش راه گزيني مارکف شوکها مثبت و منفي 2. Bollerslev در نظر گرفته مايشاوند در نتيجاه نيااز باه ياک توزيع متقارن مانند z و t است. از سوي ديگر چون واريانس و ميانگين جامعه مورد بررسي در پاژوهشهااي مختلاف مجهول است الزم است از توزيع t استفاده شود.
444 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران و نيازي به محدوديتهاي غير منفي استفاده شده در برآورد مدل GARCH نادارد. رابطاه ياک اثار نامتقارن اخبار منفي را بر روي واريانس نشان ميدهد. بر اساس نظر بلک )691 ) و نلساون ( 66 ( نوسانات بازار سهم به وسيله افزايش و کاهش قيمت سهام نامتقاارن تحات تاأثير قارار مايگيارد. اثار نامتقارن در نوسانات به وسيله ضريب γ تفسير ميشود به حساب آوردن اين ضريب براي رفع مشاکل مدلهاي GARCH به وسيله الماورکس و الستراپس )660 ) معرفي شد. طبق مطالعاه آنهاا درجاه باالتر ثبات نشان داده شده به وسيله فرآيند GARCH استاندارد ممکن است در صورت وجود شکست ساختاري تقلبي و اشتباه باشد. هميلتون و ساسمل ( 66 ( با بهکار بساتن مادل ARCH راهگزيناي مارکف (SWARCH) براي دادههاي هفتگي بازده سهام انگليس مشاهدات قوي را از تغييرات رژيم در فرآيند ARCH تأييد کردند. افزون بر اين آنها ادعا کردند که باه حسااب آوردن تغييارات رژيام باه کاهش قابل مالحظه در درجه پايداري نوسانات جزء خطا منجر ميشاود. بار ايان اسااس هميلتاون و ساسمل ( 66 ) در چارچوب مدل تغييرات رژيم تابع واريانس شارطي را باا فارا وارياانس شارطي وابسته به وضعيتهاي اقتصاد اصالح کردند. بر اساس نظر هنري )006 ( مادل MS-EGARCH(1,1) اصالح شود: و اوليه ميتواند به صورت رابطههاي ) ( ) ( بر خالف مدل SWARCH مدل MS-EGARCH تضمين ميکند که واريانس شرطي بادون اساتفاده از قيد غيرمنفي مثبت باشد. با فرا وجاود دو رژيام رژيامهاا باه وسايله متغيار پنهاان نشاان داده ميشوند به طوري که وابسته به وضعيت اقتصااد باوده کاه در دورههااي رکاود مقادار صافر و در دورههاي رونق مقدار يک را اختيار ميکند. انتقال بين رژيمها به وسيله يک فرايند ماارکف مرتباه اول معرفي شده به وسيله هميلتون )696 ) کنترل ميشود و به صورت رابطه 1 است: 1. Black 2. Lamoureaux and Lastrappes 3. Hamilton and Susmel
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 661 )1( در رابطه 1 رژيم رايج به رژيم دوره گذشته وابسته است به عالوه p احتمال آنکه اقتصاد در زمان t از وضعيت يک )يا صفر( به وضعيت صفر )يا يک( تغيير کند نشاان مايدهاد. ايان احتمااالت انتقال را ميتوان در يک ماتريس به صاورت خالصاه کارد کاه در آن ) و هناري مجموع احتماالت برابر يک است. طباق نظار هميلتاون و ساسامل ( 66 ( کااي ( 66 006( )1( ( با فرا اينکه احتماالت انتقال اوليه ثابت باشد شکل تابعي آنها به صورت رابطه 1 است: بر اساس نظر هميلتون )696 ) و گري )661 ( مدل MS-EGARCH ميتواند با اساتفاده از تکنيکهاي حداکثر راستنمايي برآورد شود. هماان طا و ر کا ه رکا ر شاد با ر عکاس مادلهااي MS- GARCH مدل انتخاب شده در اين پژوهش به علت اينکه واريانس شارطي باه شاوکهااي گذشاته حال و وضعيت گذشته اقتصاد وابسته است در تسخير رژيم وابسته به اثر يک شوک کامال انعطافپذير 1 است. در تحليل اين پژوهش مانند مطالعه هنري )006 ثبات و پاسخ نامتقارن باه ( متغير اطالعات شوکهاي بازار نفات باوده کاه ناه تنها ميانگين و واريانس بازده سهام را تحت تأثير قرار ميدهد بلکه بار روي احتمااالت انتقاال رژيام نياز ما ثر است. بر اين اساس مدل MS-EGARCH(1,1) به صورت رابطهه 9 اي )9( )6( و 9 بازنويسي ميشود: در رابطهه يا 9 و 6 تغييرات قيمت نفت در دوره است. 1. Cai 2. Maximum Likelihood 3. Impact 4. Persistence 5. Henry. (2009)
449 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران 7-1. دادههای پژوهش (TEPIX) در اين مقاله از دادههاي قيمت نفت ماهانه و شاخص قيمت بورس اوراق بهادار تهران در 0 - سالهاي 000 با استفاده از نرمافزار استفاده شده است. اين متغيرها به ترتيب از بانک TSM مرکزي و صندوق بينالمللي پول تهيه شدهاند. تغييرات قيمت نفت هر دوره نسبت به دوره پيشين به عنوان شوک قيمت نفت در نظر گرفته شده است به عالوه با استفاده از رابطه 0 لگاريتم نسبت شاخص قيمت بورس اوراق بهادار تهران در هر دوره نسبت به دوره پيشين در صد ضربشده و به عنوان بازده سهام ماهانه بورس اوراق بهادار تهران در نظر گرفته شده است. ) 0( تشخيص تعداد رژيمهاي مدلهاي مارکوف از طريق 1 1 آزمون نرخ راستنمايي عمومي يا آزمون والد به 9 به اين دليل که توزيع مجانبشان غيراستاندارد است امکانپذير نيست. براي حل اين مشکل از آزمون نرخ راستنمايي معرفي شده به وسيله 9 گارسيا و پرون )661 فرا صفر نبود تغيير در نوسانات بازده سهام به وسيله يک فرآيند يک ساختار ) استفاده شده است. بر اين اساس EGARCH(1,1) MS-EGARCH )يک رژيمه( در مقابل که شامل تغيير در نوسانات بازده سهام است )دو رژيمه( مورد آزمون قرار گرفته است. گفتني است که ميانگين و واريانس به صورت جداگانه برآورد شده است. با استفاده از مقادير ) رتبه خودرگرسيون در تابع ميانگين صفر تعيينشده و 696( 0 ( حنان کوئين 6 بحراني آکائيک ( 69 است.. براي محاسبه دادههاي ماهانه ميانگين روزهاي کاري بازار نفت و بازار بورس اوراق بهاادار تهاران در ياک مااه اساتفاده شاده. چون در اين پژوهش هدف بررسي نوسانات قيمت نفت بر شاخص بورس اوراق بهادار بوده و از طرفي باه علات برونازا باودن قيمت نفت تنها عاملي که موجب نوسان در درآمدهاي نفتي به صورت غير برنامهريزي ميشود از متغير قيمات نفات اساتفاده شده است. گفتنياست به علت تحريمهاي پي در پي نميتوان بر روي ثبات حجم صادرات نفتي برنامهريزي کرد. 3. Tehran Exchange Price Index 4. Aloui and Jammazi. (2008). 5. Usual Likelihood Ratio 6. Wald Tests 7.Asymptotic Distributions 8. Garcia and Perron 9. Akaike 10. Hannan and Quinn
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 661 براي تابع واريانس مدل( EGARCH(1,1 سري بازده سهام را خوب توصيف ميکند. آماره آزمون وسيله رابطه LR LR=2 ln L MS-EGARCH ln L EGARCH 699( به تعيينشده و ارزش بحراني مبتني بر ارزشP داويس ) است که به وسيله گارسيا و پرون پيشنهاد شده است. نتايج در جدول اساس نتايج جدول باالتر از مدل آزمون نرخ راستنمايي مدل MS EGARCH(1,1) تغيير در رژيم با سطح معناداري قابل مشاهده است. بر با احتماالت انتقال ثابت شده و شامل دو رژيم براي بازده بازار سهام است. بنابراين قادر به رد فرا صفر مبني بر نبود درصد هستيم. بنابراين روشن است که نتايج قوي از تغيير رژيم در نوسانات بازار سهام وجود دارد در نتيجه نوسانات بازار سهام به وسيله مدل MS-EGARCH دو رژيمه بهتر توصيف ميشود. اين نتايج با نتايج مطالعات هنري ) 006( و آلوي و جمازي )006 ) سازگار است. جدول 4. آزمون LR بررسی حال خطیبودن بازده بازده سهام EGARCH(1,1) خطي MS-EGARCH(1,1) lnl 6/91 10/ 1 LR : در سطح درصد معنادار است. مأخذ: يافتههاي اين پژوهش. 9-1. مدل MS-EGARCH با احتماالت انتقال ثابتشده در اين بخش نتايج برآورد مدل MS-EGARCH(1,1) تک متغيره با احتماالت انتقال ثابتشده براي بازار بورس اوراق بهادار تهران ارائه شده است. تمام پارامترها در توابع ميانگين و واريانس وابسته به رژيم بوده )اجازه داده شده است که در رژيمهاي مختلف تغيير کنند(. از ويژگيهاي مدلهاي تغيير 1. Davies 2. Henry پژوهش خاود از آزماون. گفتنياست الوي و جمازي )006 ) در ) رسولي ( 6 ) مهرآرا 60( ) خضري ( 6 LR براي آزمودن يک يا دو رژيم استفاده کردهاند. همچنين قابل رکر است مدلهاي غيرخطي حالات عماوميتاري از مدلها بوده که مدلهاي خطي را نيز در بر ميگيرند. 4. Univariate
441 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران رژيم بررسي همزمان اثرات عدم تقارن و اثرات ARCH در مدل است. ويژگي ديگر مدلهاي تغيير رژيم در نظر گرفتن عواملي است که قابل مشاهده نيستند اما بر وقوع رژيمهاي مختلف تأثيرگذارند. پس از برآورد مدل ضرايب اثرات عدم تقارن برآورد با حذف ضرايب اثرات نامتقارن در جدول δ 1 بيمعني تشخيص داده شد بر اين اساس نتايج قابل مشاهده است. 1. Asymmetry Effects. گفتنياست تغييرات رژيم ارتباطي با تأثيرات نامتقارن ارتباطي ندارد. بدين معني که اثرات متغير شوک نفت بر باازده ساهام ميتواند در دو رژيم قرار داشته باشد اما تأثيرات در هر دو رژيم متقارن باشد )هر دو تأثير مثبت يا منفي(.
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 661 جدول 7. نتايج برآورد مدل MS-EGARCH(1,1) تک متغيره بازده سهام μ0 μ1 ω0 ω1 φ 0 φ 1 β0 β1 θ0 0-0/00 1 t= -0/99 prob=)0/ ( 0/0 6 t= 9/ prob=)0000( 9/ 69 /19 t= prob=)0000( t= 9/61 6/0 prob=)0000( t= 0/6 99 9/9 prob=)0000( 0/60 t= / 6 prob=)0000( 0/611 ** t= 0/16 )0000( / 0 t= 1/19 prob=)0000( t= - / 9 /06 prob=)0000( /99 t= / 9 prob=)0/000( p 00 0/61 9 p 11 0/ 6999 Log-likelihood 10/ 1 در سطح درصد معنادار است. ** در سطح 1 درصد معنادار است. * در سطح 0 درصد معنادار است. مأخذ: يافتههاي اين پژوهش.
442 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران هر يک از دو رژيم تشخيص داده شده براي بازده بازار سهام تفسير اقتصادي مشخصي دارد براي اين اساس شرح نتايج برآورد که در جدول ارائه شده به شرح زير است:. بر اساس نتايج برآورد دو نوع از رژيم وضعيت رکود با بازده انتظاري پايين و نوسان پايين و رژيم دوم وضعيت رونق با بازده انتظاري باال و نوسان باال تشخيص داده شد. بر اساس نتايج جمله ثابت ميانگين و واريانس شرطي رژيم يک باالتر از رژيم صفر است. ميانگين بازدهي در طول وضعيت رکود (μ 0 ) است به عالوه در رژيم يک مقدار آن براي هر ماه 0/00-1 برآوردشده و به صورت معناداري متفاوت از صفر (μ 1 ) به 0/0 6 افزايش يافته است.. به منظور تشخيص اينکه کدام رژيم پايدارتر است نياز به تفسير احتماالت برآورد شده است. بر اساس نتايج برآورد احتماالت انتقال نتايج احتماالت ماندن در رژيم صفر رژيم يک p 00 p 00 ( p 11 ( β 0 و p 11 هر دو براي بازده سهام کامال معنادارند. بر اساس در حدود 0/61 9 است( کوچکتر از احتمال ماندن در در حدود 0/6999 است( و بزرگي مقدار آنها داللت بر اين دارد که تنها يک حادثه شديد ميتواند بازده سهام يا سري نوسانات بازده سهام بورس اوراق بهادار را از رژيم يک به رژيم صفر انتقال دهد و برعکس.. پارامترهاي مدل β 1 و EGARCH که پايداري در واريانس شرطي را تسخير ميکند براي بازده سهام معنادار است. همانطور که رکر شد ضرايب اثرات نامتقارن بازده بازار سهام δ 0 و δ 1 بيمعنا بوده و از مدل حذف شده است بيمعنابودن اين ضرايب نشان ميدهد که بازده بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران به صورت متقارن به تغييرات مثبت و منفي واکنش نشان ميدهد.. مزيت ديگر مدله يا مارکوف اين است که احتماالت رژيمهاي شرطي در رژيم صفر و يک را در زمان t فراهم ميکند. در ادبيات مدلهاي تغيير رژيم برآوردشده دو احتمال شرطي متفاوت 1. Recession. منظور از معناداري احتمالهاي هر رژيم تفاوت آنها از احتمال 0/1 است. 2. Expansion. با توجه به اينکه سطح احتمال وقوع هر رژيم بسيار باالست امکان تغيير در احتمالهاي هر رژيم بسيار پايين اسات. به همين دليل از روش TVMS براي محاسبه تغييرات احتمالها در طي زمان کاربرد ندارد.
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 661 مورد توجه است. احتماالت فيلترشده احتماالت صافشده که بيشتر در زمان پيشبيني مورد استفاده قرار ميگيرد و که بيشتر به منظور تصميمگيري در زماني که تغييرات رژيم رخ ميدهد مورد استفاده قرار ميگيرد به طوري که احتماالت فيلترشده مبتني بر اطالعات موجود در زمان (Pr[S t =1/Φ t ]) و احتماالت صافشده که مبتني بر نمونه کامل هستند (Pr[S t =1/Φ t 1 ]) بوده t بهطوري که احتماالت صافشده به منظور درک بيشتر تفسير اقتصادي که با استفاده از پارامترهاي برآوردشده ايجاد شده سودمند است. بهمنظور تفسير بهتر دو رژيم در نمودار احتماالت صافشده براي مدل MS- EGARCH(1,1) که: با دو رژيم بازده بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران ارائه شده است. به منظور آناليز فازهاي نوسانات در مقاله آلوي و جمازي )006 ( يک رکود )رونق( در زمان t هنگاميکه احتماالت شرطي در رژيم صفر )يا يک( باالتر از 10 درصد )پايينتر از 10 درصد( هستند تفسير شده بهطوري اقتصاد در رژيم صفر خواهد بود هنگاميکه.P i (s t =0)>0. 5 اقتصاد در رژيم يک خواهد بود هنگاميکه.0>(1= 5 t P. i s) 1. Filter Probability 2. Smoothed Probability 3. Aloui and Jommazi. (2009). 4. Ibid
443 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران نمودار 4. احتماالت صافشده و فيلترشده مدل MS-EGARCH(1,1) تک متغيره بازده سهام مأخذ: يافتههاي اين پژوهش. بر اساس نمودار هر چه احتمال وقوع رژيم در يک دوره زماني به يک نزديکتر باشد احتمال قرار گرفتن بازده بازار سهام در آن رژيم در آن دوره زماني بيشتر است. به عالوه نمودار نشان ميدهد که واريانس در بين دو رژيم مطابق با وضعيت واريانس باال و ميانگين باال )يا فاز رونق( و وضعيت واريانس پايين و بازده پايين )يا فاز رکود( تغيير ميکند. 9-1. اثر شوکهای بازار نفت خام و رفتار نوسانات بازده سهام در رژيمهای رکود و رونق در اين بخش متغير شوک نفت را در تابع ميانگين و واريانس مدل MS-EGARCH وارد ميکنيم. هدف اصلي اين است که بررسي شود آيا شوکهاي قيمت نفت به بازده سهام مرتبط است و آيا ميتواند تغييرات رفتاري در بازده سهام را توضيح دهد يا خير براي اين منظور مدل MS-EGARCH. گفتنياست در هر دورهاي که احتمال وقوع رژيم کمتر از 0/1 باشد در آن دوره اقتصاد در رژيم صفر خواهاد باود و در هر دورهاي که احتمال وقوع رژيم بيش از 0/1 باشد اقتصاد در رژيم يک خواهد بود. شکست ساختاري در زمانهايي رخ داده است که احتمال دو دوره متوالي يکي بيش از 0/1 و يکي کمتر از 0/1 باشد. به بيان ديگر اگار در ايان دوره در رژيم صفر بودهايم در دوره آينده در رژيم يک باشيم و يا برعکس.
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 610 با احتماالت انتقال ثابتشده بسط داده شده است. به منظور تعيين اينکه شوکهاي قيمت نفت بر روي بازده بازار سهام تأثيرگذار است يا خير ارزش راستنمايي دو مدل در حالت بود يا نبود شوک نفت مورد مقايسه قرار گرفته است. جدول 9. آزمون LR بررسی تأثير يا نبود تأثير متغير وقفه اول شوک قيمت نفت بر روی بازده سهام MS-EGARCH(1,1) يک متغيره MS-EGARCH(1,1) با شمول وقفه اول متغير قيمت نفت lnl 10/ 1 9 / 9 LR در سطح درصد معنادار است. مأخذ: يافتههاي اين پژوهش. MS-EGARCH(1,1) آشکار آزمون نتايج ميکند که مدل با شمول متغير شوک نفت و احتماالت انتقال ثابتشده نرخ راستنمايي باالتري در مقايسه به مدل MS-EGARCH(1,1) تک متغيره دارد و مدل MS-EGARCH(1,1) تک متغيره در سطح درصد رد معن اداري اين ميشود. يافتهها مشاهداتي را مبني بر اثرگذاري معنادار شوکهاي نفت خام بر روي بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران فراهم ميکند. در جدول نتايج برآورد مدل MS-EGARCH(1,1) با احتماالت انتقال ثابتشده محاسبه شده است. شايان رکر است که به علت معنادار نبودن شوک بازار نفت در مدل واريانس شرطي از آن حذف شده است. 1. Fixed Transition Probabilities
474 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران جدول 1. نتايج برآورد مدل( MS-EGARCH(1,1 با شمول وقفه اول متغير شوک قيمت نفت μ 0 μ 1 ω 0 ω 1 φ 0 φ 1 β 0 β 1 θ 0 0 0/00 1 0/ 0/0 99 ** /1 1-0/00-1/ 6 0/00 * /91 ** 9/06 1/ 9/1 /99 - /091-9/ 0/6 1/19 - / -9/0 / / 9-0/01 / - / 0 - /1 1 p 00 0/ 9 p 11 0/ 91 Log-likelihood 9 / 9 در سطح % معنادار است. ** در سطح %1 معنادار است. ** در سطح % 0 معنادار است. مأخذ: يافتههاي اين پژوهش.
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 611 نتايج برآورد براي مدل صفر مرتبط با رژيم واريانس و ميانگين پايين و رژيم يک مرتبط با واريانس و ميانگين باالست. بر اساس نتايج جدول ضرايب برآوردشده شوک نفت به صورت معناداري متفاوت از صفر است. اين اثرات در رژيم صفر منفي و در رژيم يک مثبت است. بر اساس نتايج برآورد در رژيم ميانگين و واريانس پايين )رژيم رکود( شوکهاي قيمت نفت اثر منفي بر ميانگين بازده سهام داشته ) ) اما در رژيم ميانگين و واريانس باال )رژيم رونق( بر سطح ميانگين بازده سهام اثر مثبت و معناداري بر بازده سهام دارد ( ). اين نتايج نشاندهنده اثرات نامتقارن نفت خام بر روي بازده سهام در دو رژيم رکود و رونق آن است. در نمودار احتماالت صافشده براي مدل MS-EGARCH(1,1) تهران و شمول وقفه اول متغير قيمت نفت ارائه شده است. با دو رژيم بازده بازار سهام بورس اوراق بهادار نمودار 7. احتماالت صافشده برای مدل MS-EGARCH(1,1) با دو رژيم بازده بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران و شمول وقفه اول متغير قيمت نفت 0.2 0.1 0.0 بازده بورس اوراق بهادار تهران تخمینی ارزش 0.006 شرطی واریانس 0.004 0.002-0.1 2000 2005 2010 2000 2005 2010 (رفص میژر) (کی میژر) 1.00 احتماالت فیلتر شده صاف شده احتماالت 1.00 احتماالت فیلتر شده صاف شده احتماالت 0.75 0.50 0.25 0.75 0.50 0.25 2000 2005 2010 2000 2005 2010 مأخذ: يافتههاي اين پژوهش.. حجم نقدينگي افزايشيافته به علت افزايش درآمدهاي نفتي به علت پديده بيماري هلندي در اقتصاد کشاور موجاب جريان يافتن نقدينگي به اين بازارها شده است که اين امر با افزايش تقاضا در اين بخاش موجاب افازايش شاديد تاورم ميشود و مزيت نسبي که به علت افزايش درآمدهاي نفتي بهدست آمده با افزايش تورم کاهش خواهد يافت.
479 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران بر اساس نمودار هرچه احتمال رژيم در يک دوره زماني به يک نزديکتر باشد احتمال قرارگرفتن بازده بازار سهام در آن رژيم در آن دوره زماني بيشتر است. به عالوه شکل نشان ميدهد که واريانس در بين دو رژيم مطابق با وضعيت ميانگين و واريانس پايين )رژيم رکود( و وضعيت ميانگين و واريانس باال )رژيم رونق( تغيير ميکند. 1. نتيجهگيری در اين مطالعه نقش نوسانات بازار نفت در توضيح رفتار بازار سهام با استفاده ازدادهه يا ماهانه س لا هاي 000 تا 0 بررسي شده است. روش تجربي اين پژوهش مبتني بر مدل MS- EGARCH(1,1) دو رژيمه است. با توجه به اينکه مدل MS-EGARCH(1,1) توانايي بررسي تغييرات رژيم را در بازار سهام دارد در تحقيق حاضر از اين مدل بهره گرفته شده است. نتايج پژوهش با شمول متغير نوسانات قيمت نفت به شرح زير است: مدل MS-EGARCH(1,1) ارائهشده با راهگزيني در ميانگين و واريانس يک تقريب آماري بهتري را در دادهها نشان ميدهد. نتايج مشاهداتي قوي را از وابستگي بازده بازار سهام به تغييرات رژيم نشان ميدهد. رژيم اول مرتبط با رژيم واريانس و ميانگين پايين بوده و رژيم دوم مرتبط با واريانس و ميانگين باالست. ضرايب برآوردشده شوک نفت به صورت معناداري متفاوت از صفر است. اين اثرات در رژيم صفر منفي و در رژيم يک مثبت است. بر اساس نتايج برآورد در رژيم ميانگين و واريانس پايين )رژيم رکود( شوکهاي قيمت نفت اثر منفي بر ميانگين بازده سهام ميگذارد ) ) اما در رژيم ميانگين و واريانس باال )رژيم رونق( متغير قيمت نفت بر سطح ميانگين بازده سهام اثر مثبت و معناداري ميگذارد ). اين نتايج نشاندهنده اثرات نامتقارن نفت خام بر روي بازده سهام در دو رژيم رکود و رونق است. پرسشي که مطرح ميشود اين است که در صورت پذيرش تأثير معنادار افزايش قيمت نفت دليل تغيير نحوه تأثيرگذاري تغييرات قيمت نفت بر بازده بازار سهام در اين دوره چه بوده است به عنوان تحليلي منطقي براي پاسخ به اين پرسش افزايش فزاينده بازده سرمايهگذاري در بخش زمين و
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 611 مسکن به علت افزايش قيمت آن پس از سال 91 همچنين ثبات نسبي عرضه آن ميتوان دريافت دليل اصلي رکود بازار سهام در اين دوره باالبودن بازدهي سرمايهاي مسکن است بنابراين ميتوان نتيجه گرفت که افزايش قيمت نفت با افزايش بيشتر بازدهي اقتصادي در داراييهاي رقيب داراييهاي مالي )مانند زمين و مسکن( در اين دوره به انتقال سرمايه از بازار سهام به اين بخشها منجر شده است بهطوري که اثرات مثبت افزايش قيمت نفت در افزايش سرمايه پولي در دسترس مردم )به عنوان مثال به علت افزايش وامهاي اعطايي يا سياستهاي مالي انبساطي( با افزايش بيشتر بازدهي در داراييهاي رقيب به علت تقاضاي سوداگري در اين داراييها روند خروج سرمايه از بازار سهام و انتقال آن به بخشهاي رقيب را افزايش داده است. در مطالعات آتي ميتوان به بررسي سياستهاي مختلف بر بازده بازار سهام و بازار داراييهاي رقيب بهصورت همزمان پرداخت.. شاکري. 99( ص(..990
471 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران منابع - ختايي محمود شاه حسيني سميه و موالنا سيد حامد. )91 (. بررسي اثر تغييرات درآمدهاي نفتي بر نرخ ارز حقيقي در اقتصاد ايران. پژوهشنامه اقتصادي 9) (: صص - 6 0. - سرزعيم علي. )91 (. بررسي اثرات تکانههااي قيمات نفات بار متغيرهااي اقتصاادي در ياک مدل.VAR فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژي سال ( (: صص 9-1. - صمدي سعيد شيرانيفخر زهره و داورزاده مهتاب. )91 (. بررسي ميزان اثرپاذيري شااخص قيمت سهام بورس اوراق بهادار تهران از قيمت جهاني نفت و طال )مدلساازي و پايشبيناي(. فصلنامه اقتصاد مقداري )فصلنامه بررسيهاي اقتصادي( ( (: صص 1-1. - عباسينژاد حسين. )91 (. تحليل اثر افزايش قيمت فرآوردههاي نفتي بر بخشهاي اقتصاادي با استفاده از جدول داده-ستانده. فصلنامه پژوهشنامه بازرگاني )9 (: صص - 1. - فخرحسيني سيدفخرالدين و شهابي علي. )99 (. بررسي اثر توسعه بازار بورس بر رشد اقتصادي در ايران. پژوهشنامه علوم انساني و اجتماعي "علوم اقتصادي" 9) (: صص 61-9. - متوسلي محمود و فوالدي معصومه. )91 (. بررسي آثار افزايش قيمت جهاني نفات بار تولياد ناخالص داخلي و اشتغال در ايران با استفاده از يک مادل تعاادل عماومي محاسابهاي. مجلاه تحقيقات اقتصادي -)91(. صص 91-1. - مهر آرا محسان و نيکاي اساکويي کاامران. )91 (. تکاناههااي نفتاي و اثارات پويااي آن بار متغيرهاي کالن اقتصادي. پژوهشنامه بازرگاني )0 (: صص 1-. - شاکري عباس 99 اقتصاد کالن جلد دوم نشر پارس نويسا. - Aydemir, O., Demirhan, E. (2009). The Relationship Between Stock Prices and Exchange Rates: Evidence from Turkey. International Research Journal of Finance and Economics 23, PP 207 215. - Blanchard, O.J., Gali, J. (2007).The Macroeconomic Effects of Oil Price Shocks: Why are 2000s so Different from the 1970s? National Bureau of Economic Research. Working Paper 13368.
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 611 - Branson, W.H. (1983). Macroeconomic determinants of real exchange risk. In: Herring, R.J. (Ed.), Managing Foreign Exchange Risk. Cambridge University Press, Cambridge. - Chen, N.F., Roll, R., Ross, S.A. (1986). Economic Forces and the Stock Market. Journal of Business 59, PP 383 403. - Cifter, A., Ozun, A. (2007). Multiscale Systematic Risk: An Application on ISE 30, MPRA Paper 2484, University Library of Munich: Germany. - Ciner, C. (2001). Energy Shocks and Financial Markets: Nonlinear linkages. Studies in Nonlinear Dynamics and Econometrics 5, PP 203 212. - Clements, M.P., Krolzig, H.M. (1998). A Comparison of the Forecast Performance of Markov-switching and Threshold Autoregressive Models of US GNP. Econo-metrics Journal1, C47 C75. - Corden, W. M., Neary, J. P. (1982). Booming Sector and De-industrialisation in a Small Open Economy. The Economic Journal, 92, PP 829-831. - Hamilton, J.D. (1988). Rational-Expectations Econometric Analysis of Changes in Regime: an Investigation of the Term Structure of Interest Rates. Journal of Economic Dynamics and Control 12, PP 385 423. - Kutty, G. (2010). The Relationship Between Exchange rates and Stock Prices: the Case of Mexico. North American Journal of Finance and Banking Research 4, PP 1 12. - Matsuyama, K. (1992). Agricultural Productivity, Comparative Advantage and Economic Growth. Journal of Economic Theory, 1992. P 58. - Rasiah, R., Shari, I. (2001). Market, government and Malaysia s New Economic Policy. Cambridge Journal of Economics, 25. - Raymond, J.E., Rich, R.W. (1997). Oil and the macroeconomy: a Markov State witching approach. Journal of Money, Credit and Banking 29, PP193 213. - Watson, M.W. (1986). Univariatedetrending Methods with Stochastic Trends. Journal of Monetary Economics 18, PP 49 75. - Yang, S.Y., Doong, S.C. (2004). Price and Volatility Spillovers between Stock Prices and Exchange Rates: Empirical Evidence from the G-7 Countries. International Journal of Business and Economics 3, PP 139 153.
472 بررسی اثرات نامتقارن نوسانات قيمت نفت بر روی بازار سهام بورس اوراق بهادار تهران - 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 World Economy 21, PP 292 300. - Younger, S.D. (1992). Aid and the Dutch Disease: Macroeconomics Management when Everybody Loves you. World Development, Vol. 20 (11). - Zhao, H. (2010). Dynamic Relationship between Exchange Rate and Stock Price: Evidence from China. Research in International Business and Finance 24, PP 103 112.
فصلنامه روند سال بيست و دوم شماره 27 زمستان 4931 611