اثر سیاست پولی بر بازده شاخص سهام) مطالعه موردی: ایران(

اثر سیاست پولی بر بازده شاخص سهام) مطالعه موردی: ایران( سمیه مرادی 1 کارشناس ارشد- دانشگاه آزاد اسالمی واحد اراک دانشکده مدیریت گروه اقتصاد s_moradi396@yahoo.com سید عباس نجفی زاده استادیار- دانشگاه آزاد اسالمی واحد اراک دانشکده مدیریت گروه اقتصاد abbnaj@yahoo.com چکیده امروزه نقش بازارهای مالی و به ویژه بازار سهام به عنوان یکی از منابع مهم تامین مالی پروژه های سرمایه گذاری در رشد و توسعه اقتصادی غیرقابل انکار است. همچنین نقش این بازارها به عنوان یکی از شیوه هایی که از طریق آن سیاست پولی بر اقتصاد اثرگذار است برجسته و پررنگ می باشد. تحقیق حاضر با استفاده از مدل خود رگرسیونی تعمیم یافته واریانس ناهمسان شرطی و مدل نمائی خود رگرسیونی تعمیم یافته واریانس ناهمسان شرطی اثر سیاست پولی را بر روی بازده شاخص های بازارسهام در دوره زمانی فروردین 3131 لغایت فروردین 3133 مورد بررسی قرار می دهد. نتایج این تحقیق حاکی از وجود رابطه مثبت بین نرخ رشد نقدینگی و تورم با بازده شاخص های بازار سهام می باشد. همچنین اثر شوک های سیاستی وارده به بازار سهام در ایران به صورت متقارن می باشد و بازار سهام در ایران می تواند به عنوان سپر تورمی عمل نماید. کلمات کلیدی: سیاست پولی بازده سهام مدل GARCH مدل EGARCH 1 3 نویسنده مسئول

1- مقدمه از آنجا که سرمایه گذاران بالقوه بازار اوراق بهادار را طیف وسیعی در جامعه تشکیل می دهند فراهم نمودن بستری مناسب برای حضور گسترده این طیف و جلب اعتماد آنها تحکیم بازار سرمایه و عمق بخشیدن به این بازار یکی از اساسی ترین ابزارهای توسعه اقتصادی را به ارمغان خواهد آورد. در این راستا انجام تحقیقات مختلف خود می تواند نقش بسزایی در جلب اعتماد سرمایه گذاران ایفا نماید. هدف از سرمایه گذاری در بازار سهام کسب بازده مناسب می باشد و عموما تصمیم گیری سرمایه گذاران بر مبنای ریسک و بازده سهام می باشد. این عوامل متأثر از متغیرهای خرد و کالن اقتصادی هستند. متغیرهای خرد اقتصادی از قبیل سود حسابداری ماهیتا مربوط به شرکت هستند و متغیرهای کالن اقتصادی ازجمله رشد اقتصادی حجم پول نرخ تورم و امثال آنها اثر عمومی بر روی همه اوراق بهادار دارند. [1] اهداف نهایی سیاستهای کالن اقتصادی و ازجمله سیاست پولی شامل ثبات قیمت ها و محصول حقیقی و سطح نسبتا باالی اشتغال است که میتوان با استفاده از ابزارهای سیاستی نظیر مخارج دولت و عرضه پول به این اهداف دست یافت. اثر سیاست پولی ابتدا در بازارهای مالی) به خصوص در بازار سهام( ظاهر میشود و سپس در بازارهای محصول و کار بروز میکند. به دلیل اینکه سیاست پولی دارای اثر مستقیم و فوری بر روی قیمت داراییها است بازار سهام می تواند برای فرایند انتقال سیاست پولی مفید باشد. قیمت داراییها بر روی مصرف خانوارها از طریق تغییر دادن ثروت آنها و همچنین بر رفتار سرمایهگذاری بنگاهها نیز از طریق اثر گذاشتن بر روی توانایی آنها جهت تأمین مالی پروژههای سرمایهگذاری آینده مؤثر میباشد.[ 5 ] در ادبیات موجود در ساز و کار انتقال سیاست پولی عالوه بر ساز و کار سنتی انتقال پولی از طریق نرخ بهره سه طبقه ساز و کار انتقال سیاست پولی از طریق قیمت دارایی ها وجود دارد که عبارتند از: 3- قیمت های بازار سهام 2- قیمت های دارایی های واقعی 1- نرخ ارز. با توجه به موضوع تحقیق حاضر نظریه های موجود در مورد بازارسهام در این قسمت بیان می شود. الف - اثر بازار سهام بر سرمایه گذاری) نظریه Q توبین( نظریه Q توبین بیان می کند که چگونه سیاست پولی می تواند از طریق ارزش گذاری سهام بر اقتصاد اثر بگذارد. توبین Q را به عنوان ارزش بازاری بنگاه نسبت به هزینه جایگزینی سرمایه تعریف می کند. اگر Q باال باشد قیمت بازاری بنگاه نسبت به هزینه جایگزینی سرمایه بیشتر می شود. بنابراین ماشین آالت و تجهیزات سرمایه ای جدید نسبت به ارزش بازاری بنگاه ها ارزان هستند. در این حالت بنگاه می تواند از طریق انتشار سهام و به دست آوردن قیمت باال برای آنها نسبت به هزینه ای که برای تسهیالت پرداخت می کند به سرمایه گذاری جدید مشغول شود و هزینه سرمایه گذاری بنگاه افزایش پیدا می کند زیرا بنگاه می تواند مقدار زیادی کاالهای سرمایه ای جدید را با صرف مقدار کمی از 2

سهام خریداری کند. زمانی که عرضه پول افزایش پیدا می کند عموم مردم در می یابند که پول بیش تری نسبت به آنچه که میخواستند در دست دارند. در این صورت می خواهند به سرعت از طریق هزینه کردن از دست آن رهایی پیدا کنند. یکی از مکان هایی که برای سرمایه گذاری وجود دارد بازار سهام است بنابرین تقاضا برای سهام افزایش و در نتیجه قیمت سهام افزایش پیدا می کند. از آنجا که افزایش قیمت سهام مقدارQ را افزایش می دهد هزینه های سرمایه گذاری افزایش پیدا می کند.[ 31 ] ب - اثر ثروت خانوار محققان در تحقیقات جدید بر روی ساز و کار انتقال پول این حالت را بررسی کردند که چگونه ترازنامه خانوارها بر تصمیمات هزینه ای آنها اثر می گذارد. فرانکو مودیگلیانی نخستین اقتصاددانی بود که با استفاده از فرضیه سیکل زندگی مصرف این مسأله را مورد بررسی قرار داد. یک بیان ساده از نظریه مودیگلیانی این است که مصرف کنندگان مصرف خود را در خالل زمان هموار می کنند. بنابرین آن چیزی که هزینه های مصرف را تعیین می کند منابع) درآمد( مصرف کننده در طول دوره زندگی است. همچنین یکی از اجزای مهم منابع دوره زندگی مصرف کننده ثروت مالی است که یکی از مهم ترین اجزای آن سهام است. زمانی که قیمت سهام در نتیجه سیاست پولی انبساطی افزایش پیدا می کند حجم ثروت مالی افزایش و این به نوبه خود منابع طول دوره زندگی مصرف کننده را افزایش می دهد. [31] ج- ترازنامه بنگاه ها کانال ترازنامه از وجود مشکالت اطالعات نامتقارن در بازارهای مالی ناشی می شود. هر اندازه ثروت خالص بنگاه های تجاری کمتر باشد مسأله مخاطرات اخالقی و انتخاب معکوس در مورد وام دهی به بنگاه ها افزایش پیدا می کند. کاهش ثروت خالص نیز سبب می شود که وام گیرندگان وثیقه کمتری برای وام هایشان داشته و به طور بالقوه زیان ناشی از انتخاب معکوس افزایش یابد. از آنجا که اگر وام دهندگان پروژه های پرخطر را تعهد کنند احتمال کمتری وجود دارد که بتوانند وام های خود را بازپس گیرند کاهش ثروت خالص بنگاه ها منجر به کاهش وام دادن و در نتیجه کاهش سرمایه گذاری بنگاه ها می شود. حال اگر سیاست پولی انبساطی به اجرا درآید این سیاست باعث افزایش قیمت سهام می شود و این به نوبه خود باعث افزایش قیمت سهام ثروت خالص بنگاه ها و موجب افزایش وام دادن سرمایه گذاری و در نتیجه افزایش تولید می شود از این طریق فرایند انتخاب معکوس مخاطرات اخالقی کاهش پیدا می کند. [31] د- اثرات نقدینگی خانوار این دیدگاه از طریق اثر بر روی تمایالت مصرف کننده برای هزینه کردن نسبت به تمایل وام دهندگان برای وام دادن عمل می کند. هنگامی که یک شوک درآمدی منفی ایجاد شود مصرف کنندگان مجبور خواهند شد که مسکن و کاالهای بادومشان را بفروشند تا میزان پول خود را افزایش دهند. در این حالت مصرف کنندگان انتظار یک زیان بزرگ را دارند زیرا نمی توانند ارزش کامل دارایی هایشان را در شرایط اضطراری به دست آورند. در مقابل اگر مصرف کنندگان 3

دارایی های مالی همچون پول در بانک سهام و اوراق قرضه را نگه داری کنند می توانند آن را به سرعت به قیمت بازاری آن فروخته ونقدینگی خود را افزایش دهند. بنابراین نگه داری دارایی های با نقدینگی باالتر) دارایی های مالی( را به دارایی های با نقدینگی کمتر)کاالهای بادوام مسکن و...(( ترجیح می دهند. نکته قابل توجه در این دیدگاه این است که ترازنامه مصرف کنندگان اثر مهمی بر روی برآورد احتمال زیان مالی دارد. به ویژه زمانی که نسبت دارایی های مالی به بدهی هایشان باال باشد برآورد احتمال زیان مالی پائین است. بنابراین مصرف کنندگان تمایل خوهند داشت که بیشتر بر روی کاالهای بادوام و مسکن هزینه کنند. همچنین زمانی که به قیمت سهام افزوده می شود ارزش دارایی های مالی افزایش پیدا می کند. به همین نحو هزینه بر روی کاالهای بادوام تولیدی افزایش پیدا می کند زیرا مصرف کنندگان به دلیل برآورد احتمال کم زیان مالی از موقعیت مالی خود مطمئن هستند. [31] به طور کلی میتوان گفت هر تغییری در وضعیت سیاست پولی به تغییرات در الگوی مصرف خانوارها و پروژههای سرمایهگذاری بنگاهها و تغییر در فعالیتهای واقعی اقتصاد منجر می شود و در نهایت این موضوع بر تورم اثر گذار است. نحوهی مقابله بازار سهام در برابر تورم به افق زمانی بستگی دارد و از پیش تعیین کردن آن بسیار مشکل است به عبارت دیگر این موضوع به نوع شوکهایی که اقتصاد را تحت تأثیر قرار میدهد بستگی دارد. به دلیل اهمیت بازار سهام در تأمین منایع داخلی برای انجام پروژهای سرمایه گذاری و نقش این بازار در انتقال سیاست پولی تحقیق حاضر به بررسی میزان و چگونگی اثرگذاری ابزارهای سیاست پولی بر روی شاخص های بازار سهام پرداخته و در ضمن پاسخگوی این پرسش است که آیا شاخص های بازار سهام در ایران می توانند به عنوان سپر تورمی عمل نمایند. بقیه بخش های این نوشته بدین ترتیب سازماندهی شده است: ابتدا در بخش دوم به برخی از مطالعات انجام شده در زمینه ارتباط بین متغیرهای کالن اقتصادی و شاخص های بازار سهام اشاره می شود. سپس در بخش سوم در مورد روش شناسی تحقیق و داده های مورد استفاده بحث خواهد شد نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل در بخش چهارم آورده می شود و در نهایت دربخش پنجم نتیجه گیری ارائه خواهد شد. 2- پیشینه تحقیق در این بخش از تحقیق به برخی از تحقیقات انجام شده)خارجی و داخلی( درباره بررسی اثر سیاست پولی بر روی بازده شاخص بازار سهام اشاره می شود: 4

برنانکی و کاتنر )2001( 2 اثر تغییرات در سیاست پولی را بر روی قیمت سهام با موضوع اندازه گیری عکس العمل بازار سهام و همچنین شناخت و درک منابع اقتصادی این عکس العمل را بررسی کردند. نتایج آنها نشان داد که به طور متوسط یک کاهش 0/25 فرضی پیش بینی شده در اهداف نرخ وجوه فدرال همراه با در حدود یک درصد افزایش در شاخص سهام می باشد. همچنین آنها بیان کردند که سیاست پولی غیرمنتظره تنها برای بخش کوچکی از کل تغییرات قیمت سهام مسئول می باشد. کورو )2003( 1 نشان داد که تصمیمات سیاست پولی بر روی تمایالت سرمایه گذاران دارای اثر مهمی است. همچنین وی بیان کرد که شوک های سیاست پولی در دوره ای که بازار تحت حاکمیت خرس ها است بر تمایالت سرمایه گذاران دارای اثر قوی تری می باشد. عالوه بر این بر اساس نتایج وی سهام هایی که به تغییرات در تمایالت سرمایه گذاران بیشتر حساس هستند بسیار شدیدتر و بیشتر نسبت به اخبار پولی واکنش و عکس العمل نشان می دهند. کلودیلین 1 و همکاران )2003( اثر اعمال سیاست پولی را بر روی شاخص های بازار سهام اروپایی به صورت بخشی و جمعی بررسی نمودند. نتایج آنها نشان می دهد که براساس نوع منطقه افزایش نرخ بهره در روزهای اعالم عمومی سیاست سبب کاهش بازده بازار سهام در حدود 0/1-0/2 درصد می شود. و همکاران) 2003( اثر سیاست پولی پیش بینی شده و پیش بینی نشده را بر روی بازده سهام در انگلستان گرگوریو 5 به صورت منطقه ایی و کلی بررسی نمودند. آنها چنین نتیجه گرفتند که براساس داده های سری زمانی و پنل شکست ساختاری در ارتباط بین بازده سهام و انتقال سیاست پولی اهمیت می یابد. همچنین ایشان نشان دادند که هر دو جزء سیاست پولی مورد انتظار و غیر انتظاری به طور معناداری برروی بازده سهام مؤثر است. علی یو ( 6 2033( با استفاده از مدل (1,1) GARCHو( 1,1) EGARCH اثر سیاستپولی بر بازده سهام در نیجریه را اندازه گرفت. وی نشان داد که عالمت مثبت ضریب اثر اهرمی در مدل EGARCH بر این موضوع داللت میکند که تغییرات مثبت نقش مهمتری نسبت به تغییرات منفی در بازدهی سهام ایفا می کنند. همچنین وی نشان داد که تغیییرات سیاست پولی پیش بینی نشده برای ثبات در بازار سرمایه نیجریه مهمتر است. چتزی آنتونیو و همکاران 7 ) 2031 (با استفاده از مدل VAR اثرات سیاست پولی و مالی را بر روی عملکرد بازار سهام در آلمان انگلستان و ایاالت متحده بررسی نمودند. نتایج ایشان نشان داد که این سیاستها به طور مستقیم و غیرمستقیم بر بازار سهام مؤثر هستند و ارتباط متقابل بین سیاست پولی ومالی در توضیح توسعه بازارهای مالی بسیار مهم است. پس بنابراین سرمایه گذاران بایستی این سیاست ها را به طور همزمان مورد توجه قرار دهند. 2 Ben S. Bernanke and Kenneth N. Kuttner (2004) 3 Alexander Kurv (2009) 4 Konstantin Kholodilin.et al (2009) 5 A. Gregoriou.et al (2009) 6 Shehu Usman Rano Aliyu (2011) 7 Joannis Chatziantoniou.et al (2013) 5

قالیباف اصل) 3133 ( به بررسی رابطه بازده سهام بورس اورق بهادار تهران و نرخ ارز برای دوره زمانی 3175-3130 پرداخت. نتایج مطالعه وی نشان داد که درصد تغییرات نرخ ارز اثر منفی بر روی بازده سهام دارد. اما درصد تغییرات نرخ ارز با یک وقفه زمانی اثر مثبت بر بازده سهام شرکت ها دارد. نامداری) 3131 ( رابطه علی بین شاخص قیمت سهام و نرخ ارز در بازار آزاد تهران را با استفاده از تکنیک هم انباشتگی و مکانیزم تصحیح خطا و همچنین آزمون علیت گرنجر مورد بررسی قرار داد. نتایج حاصل از تحقیق وی نشان می دهد که رابطه علیتی از شاخص قیمت سهام در بورس تهران به نرخ ارز در بازار آزاد تنها در بلندمدت برقرار است اما هیچگونه رابطه علی از نرخ ارز به قیمت سهام در دوره مورد بررسی قابل مشاهده نیست. کشاورز حداد و مهدوی) 3131 ( به بررسی نقش بازار سهام در سازوکار انتقال سیاست پولی پرداختند. در این راستا ایشان ارتباط بین تالطم شرطی واریانس شرطی بازده بازار سهام و تالطم شرطی متغیرهای پولی)عرضه پولM1 ) را مورد توجه قرار دادند. نتایج تحقیق آنها نشان داد که بازار سهام در اقتصاد ایران کانالی برای سازوکار سیاست پولی نیست. همچنین نتایج بدست آمده از مدل های اقتصاد سنجی که توسط ایشان به کار گرفته شد نشان داد که علیت از سمت میزان نرخ رشد اعتبارات پرداختی به بخش خصوصی به سمت بازده بازار سهام وجود دارد و افزایش تالطم در میزان اعتبارات پرداختی به بخش خصوصی باعث افزایش تالطم در بازده بازار سهام می شود. همچنین علیت از سمت نرخ رشد عرضه پول به سمت بازده بازار سهام وجود دارد و افزایش تالطم در میزان نرخ رشد عرضه پول باعث کاهش بازده بازار سهام می شود. کریم زاده) 3135 ( به بررسی رابطه بلندمدت شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران با متغیرهای کالن پولی با استفاده از داده های ماهانه سال های 3163-3133 پرداخت. نتیجه تحقیقات وی نشان داد که یک بردار هم جمعی بین شاخص قیمت سهام بورس و متغیرهای کالن پولی وجود دارد. رابطه برآورد شده تأثیر مثبت معنی دار نقدینگی و تأثیر منفی معنی دار نرخ ارز و نرخ سود واقعی بانکی بر شاخص قیمت سهام بورس را نشان می دهد. پاشایی فام و امیدی پور) 3133 ( با استفاده از داده های فصلی سال های 3163-3135 به بررسی تأثیر نرخ تورم بر بازده واقعی سهام پرداختند. نتایج آزمون هم جمعی صورت گرفته توسط ایشان حاکی از وجود رابطه بلندمدت میان نوسان قیمت نفت و قیمت نفت و نرخ ارز با نرخ رشد شاخص بازده نقدی است. همچنین رابطه بلند مدت بین نرخ رشد شاخص بازده نقدی و درآمد نفتی و نرخ ارز منفی و با نرخ تورم رابطه بلند مدت مثبت است. ضمنا در بررسی ایشان معناداری ضریب نرخ رشد نقدینگی در سطح اطمینان نود درصد رد شد. 3- روش شناسی تحقیق و داده ها یکی از مدل های ارزشگذاری سهام روش ارزش فعلی جریان های نقدی است. این مدل قیمت سهام را به جریانات نقدی مورد انتظار آتی و نرخ تنزیل مرتبط می سازد. همه عوامل کالن اقتصادی که جریانات نقدی مورد انتظار یا نرخ 6

تنزیل را تحت تأثیر قرار می دهند بر قیمت سهام نیز تأثیر گذار خواهند بود. مزیت مدل ارزش فعلی در این است که این مدل می تواند برای مطالعه روابط بلند مدت بازار سهام و متغیرهای کالن اقتصادی به کار رود[ 23 ]. فرایند ارزش فعلی شامل تنزیل کردن جریانات نقدی آتی است و ارزش ذاتی اوراق بهادار باید با ارزش فعلی یا ارزش تنزیل شده جریانات نقدی آتی مورد انتظار سرمایه گذار برابر باشد و می توان آن را به صورت زیر نوشت: جریانات نقدی n t=1 (1+k) t = ارزش ذاتی اوراق بهادار ) 1-3( که در آن k نرخ تنزیل مناسب و t مدت زمان می باشد. متغیرهای تأثیرگذار بر شاخص بازار سهام)متغیرهای مستقل( در این تحقیق شامل حجم پول در گردش (M1) حجم نقدینگی (M2) نرخ بهره (IR از سود سپرده های بلند مدت یک ساله به عنوان جانشین نرخ بهره استفاده شده است( و نرخ تورم (CPI جهت اندازه گیری آن از شاخص قیمت مصرف کننده استفاده می شود( می باشند که به صورت حقیقی اندازه گیری شده اند. همچنین در این تحقیق متغیرهای وابسته عبارتند از نرخ بازدهی شاخص قیمت و بازده کل نرخ بازدهی شاخص کل قیمت ( در جدول 1-3 متغیرهای مستقل و وابسته و نماد هر کدام از آنها آورده شده است(. از تفاضل لگاریتمی متغیرهای M2 M1 و نرخ تورم به منظور اندازه گیری نرخ رشد آنها استفاده می شود و بازده شاخص ها با استفاده از فرمول بازده مرکب به صورت زیر محاسبه شده است: R i = log ( P i,t ) 100 P i,t 1 ) 3-2( R: i بازده شاخص iام : P i,t قیمت شاخص i ام در دوره t i,t 1 : P قیمت شاخص iام در دوره 1-t که در آن: می باشد. جدول 3-1 متغیرهای مستقل و وابسته و نماد آنها متغیر نماد dlog M 1 P = dlog m 1 نرخ رشد حجم پول در گردش dlog M 2 P = dlog m 2 IR متغیر های مستقل نرخ رشد حجم نقدینگی 7

dlog cpi نرخ بهره RTEDPIX RTEPIX متغیرهای وابسته تورم نرخ بازدهی شاخص قیمت و بازده کل نرخ بازدهی شاخص کل قیمت هر کدام از این متغیرهای کالن اقتصادی مورد استفاده در این تحقیق از لحاظ تئوریکی و تجربی بر روی بازده سهام دارای اثر می باشند. در ادامه توضیح مختصری راجع به اثر هر کدام از این متغیرها بر روی بازده سهام ارائه می شود: 3-1 نرخ بهره: یکی از ابزارهای سیاست پولی که توسط بانک مرکزی مورد استفاده قرار میگیرد نرخ بهره است. چنین فرض میشود که نرخ بهره دارای رابطه منفی با بازده سهام است. بر اساس مدل ارزشیابی سهام زمانی که نرخ بهره افزایش پیدا میکند ارزش جریان نقدی بعد از تنزیل شدن کمتر میشود. بنابراین تمایل به سرمایهگذاری همانند بازده سهام کاهش مییابد[ 23 ] 3-2 عرضه پول: دیدگاه مکاتب مختلف در خصوص چگونگی اثرگذاری تغییر در حجم پول بر متغیرهای حقیقی اقتصادی و همچنین قیمت کاالها و دارایی ها متفاوت است. اما همه بر این موضوع اتفاق نظر دارند که تغییر در حجم پول در بلندمدت منجر به تغییر قیمت کاالها و دارایی ها از جمله قیمت سهام می شود.کینزین ها و پولیون در این مسأله که مردم در موقع افزایش حجم پول چه نوع دارایی مالی را جانشین آن می سازند اتفاق نظر ندارند. می توان دیدگاه کینزین ها را نسبت به مکانیزم اثرگذاری به این ترتیب بیان نمود که آنها معموال دارایی هایی را که دارای درآمد ثابت هستند )مانند اوراق قرضه و خزانه( جانشین خوبی برای پول می دانند. به عبارتی در رویکرد کینزین ها بازدهی تمام دارایی ها از جمله سهام یکسان و بدون ریسک در نظر گرفته می شود. مکانیزم اثرگذاری به این ترتیب است که هرگونه افزایش عرضه پول از طریق کاهش نرخ بهره باعث افزایش تقاضای دارایی های مالی ازجمله سهام و در نتیجه افزایش قیمت آنها می شود. در مقابل پولیون استدالل می کنند که افزایش حجم پول به طور مستقیم و بدون واسطه بر جریان مخارج و قیمت دارایی ها اثر خواهد گذاشت. افزایش در حجم پول تعادل بین مانده پول واقعی و مانده پول مطلوب را برهم زده و در تالش برای از بین بردن اضافه عرضه اضافه تقاضا در دامنه وسیعی از کاالها و خدمات و همچنین دارایی های مالی به وجود خواهد آمد. از سوی دیگر آنها فرض می کنند دارایی هایی که جانشین موجودی پول می شوند بسیار متنوع اند. 8

این دارایی ها طیف وسیعی از دارایی های مالی با ریسک های مختلف) مانند اوراق قرضه خزانه رهنی سهام و...( و همچنین دارایی های حقیقی) بناها و کاالهای بادوام و...( را در برمی گیرد. مطابق نظر پولیون با افزایش تقاضا برای دارایی های مالی از جمله سهام قیمت آنها به طور مستقیم افزایش پیدا می کند[ 37 ]. 3-3 تورم: تورم به عنوان یکی از مهم ترین متغیرهای اقتصادی اثرگذار بر قیمت سهام از دیرباز مورد توجه بوده است. رابطه میان تورم و بازده های سهام از جمله مباحث جدال برانگیز میان محققان است. تعادل در بازار براساس ارزش های اسمی پدید نمی آید و سرمایه گذاران تورم را به عنوان یکی از مهم ترین متغیرهای کالن اقتصادی اثرگذار در تصمیم گیری برای سرمایه گذاری در نظر می گیرند[ 3 ]. اگر تورم به خوبی قابل پیش بینی شدن باشد سرمایه گذاران به سادگی درصد افزوده ای را به عنوان تورم به بازدهی مورد انتظار خود می افزایند و بازار به حالت تعادل می رسد. بنابراین تا زمانی که تورم قابل پیش بینی است دیگر یک سرچشمه ناپایداری و بی اطمینانی وجود ندارد. در شرایط تورمی به طور متوسط سود اسمی شرکت ها پس از مدت زمانی افزایش می یابد. در واقع سودآوری افزایش نیافته بلکه سود اسمی تحت تأثیر تورم افزایش یافته است. زمانی که سود اسمی افزایش می یابد قیمت اسمی سهام نیز افزایش خواهد یافت. اثر دیگر تورم این است که موجب کاهش ارزش ذاتی هر سهم می شود. در سال هایی که نرخ تورم باال باشد کیفیت سود واقعی شرکت ها) سود اقتصادی( پائین می آید. عالوه بر این شرایط تورمی باعث کاهش قدرت خرید مردم می شود. افزایش هزینه های زندگی به گونه ای خواهد بود که فرصت سرمایه گذاری و پس انداز از آن ها گرفته و درآمد ها بیشتر صرف هزینه های جاری می شود. از سوی دیگر کاهش سرمایه گذاری به کاهش تقاضا برای سرمایه گذاری در بورس اوراق بهادار و به تبع کاهش شاخص های سهام می انجامد. 3133 داده های مورد استفاده در این تحقیق به صورت ماهانه در مدت زمان فروردین گردآوری شده اند. داده های سری زمانی معموال سه ویژگی اصلی از خود نشان می دهند: 3131 لغایت فروردین آنها تجمع تالطم یا خوشه ای شدن نوسان را در طول زمان نشان می دهند. به این معنا که تغییرات بزرگ منجر به تغییرات بزرگ و تغییرات کوچک منجر به تغییرات کوچک می شود. توزیع این گونه داده ها کشیده تر از توزیع نرمال است. سومین ویژگی این گونه داده ها اثر اهرمی است. به این معنا که اخبار بد بیشتر از اخبار خوب بر بازده سهام اثر می گذارند.[ 22 ] پوشش داده می شود و ویژگی سوم توسط و 3 GARCH دو ویژگی اول به خوبی توسط مدل هایARCH 3 مدل های GARCH نامتقارن به خوبی توضیح داده می شود که یکی از انواع این گونه مدل ها مدل 30 EGARCH 8 مدل خود رگرسیونی واریانس ناهمسان 9

یا GARCH نمایی است. با توجه به محدودیت مدل ARCH تنها از دو مدل GARCH و EGARCH جهت برآورد استفاده می شود. این گونه مدل ها دارای دوقسمت معادله میانگین شرطی) معادله اصلی( و معادله واریانس شرطی می باشند. در این تحقیق معادله میانگین شرطی به صورت: Y t = α i + θ i Y t 1 + β i X t 1 + ε t ) 3-3( می باشد که در آن: α i جمله خطا : ε t تأخیری مستقل الگو :متغیرهای X متغیر وابسته t 1 :Y t همچنین معادله واریانس شرطی در مدل GARCH به صورت: β i و θ i و : ضرایب می باشند. σ 2 2 2 t = ω + αu t 1 + βσ t 1 ) 3-4( است که در آن α ضریب جمله ARCH β ضریب جمله GARCH و ω عرض از مبدا است. و در مدل EGARCH به صورت: ln σ 2 2 t = ω + β j ln σ t j + γ [ u t k σ2 t 1 ] + α [ u t 1 σ2 t 1 2 ] ) 3-5( π است که در آن اثر اهرمی توسط ضریب γ نشان داده می شود. 4- نتایج و تجزیه و تحلیل 4-1 نتایج آزمون پایایی متغیرها پایائی متغیرها با استفاده از آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته و آزمون فیلیپس- پرون بررسی شده است. طول وقفه مناسب با استفاده از معیار اطالعاتی آکائیک معیار اطالعاتی شوارتز و معیار اطالعاتی حنان -کوئین به دست آمده است. براساس نتایج آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته تمام متغیرهابه جزء متغیر IR در سطح پایا هستند. متغیر IR در تفاضل مرتبه دوم پایا است. براساس آزمون فیلیپس- پرون نیز تمام متغیرها در سطح پایا هستند به جزء متغیر IR که در تفاضل مرتبه اول پایا است. 9 11 مدل خود رگرسیونی تعمیم یافته واریانس ناهمسان شرطی مدل نمائی خود رگرسیونی تعمیم یافته واریانس ناهمسان شرطی 11

4-1 تحلیل نتایج جدول آمار توصیفی درجدول 1-3 خالصه ایی از نتایج آمار توصیفی برای متغیرهای مورد بررسی نشان داده شده است. در بین شاخص های بازار سهام شاخص RTEDPIX دارای بیشترین مقدار بازدهی است و شاخص RTEPIX دارای کمترین ریسک است. چولگی این شاخص ها مثبت و بزرگتر از صفر است. چولگی مثبت داللت بر این موضوع دارد که احتمال کاهش بیشتری در بازده نسبت به افزایش آن وجود دارد. کشیدگی توزیع شاخص ها نسبت به توزیع نرمال مسطح تر است. همچنین براساس آماره J-B و مقدار احتمالی که در زیر آن داده شده است فرضیه نرمال بودن توزیع RTEDPIXو RTEPIX را نمی توان رد کرد. به عبارت دیگر آماره J-B معنا دار نیست و این به این معنا است که ضریب چولگی و کشیدگی کوچک هستند. تمام متغیرها ی مستقل دارای نرخ رشد مثبت هستند به جزء نرخ بهره که دارای نرخ رشد منفی است. نوسان نرخ بهره نسبت به دیگر متغیرها بیشتر است. چولگی dlog m1 و dlog cpi مثبت و چولگی dlog m2 و IR منفی است و تنها کشیدگی نرخ بهره کمتر از توزیع نرمال است و توزیع آن مسطح تر از توزیع نرمال است و سه متغیر دیگر دارای توزیعی کشیده تر از توزیع نرمال هستند. همچنین براساس مقدار احتمال آماره J-B تنها فرضیه نرمال بودن توزیع dlog CPI را نمی توان رد کرد. به عبارت دیگر آماره J-B این متغیر معنا دار نیست و این به این معنا است که ضریب چولگی و ضریب کشیدگی کوچک هستند. جدول 4-1 آمار توصیفی متغیرها IR dlog cpi dlog m 2 dlog m 1 RTEPIX RTEDPIX -170/878 0/013 0/0078 0/000 0/678 میانگین 1/434-186/008 0/010 0/0008 0/000-0/074 0/844 میانه 80/804 0/000 0/000 0/340 0/044 انحراف معیار 0/070-0/404 0/410-0/000 0/717 0/000 چولگی 0/388 0/183 3/080 4/730 48/086 0/801 کشیدگی 0/760 8/711 3/000 10/010 7408/700 1/603 جارکیو- برا 0/333 ماخذ: یافته های تحقیق 11

4-2 تحلیل نتایج حاصل از برآورد مدل جدولهای 1-2 و 1-1 نتایج حاصل از برآورد معادالت را به ترتیب هنگامی که سیاست پولی توسط تغییر در حجم پول در گردش و تغییر در حجم نقدینگی اجرا می شود را نشان می دهد. به طور کلی با توجه به نتایج حاصل از تخمین و برآورد معادالت تنها زمانی که سیاست پولی از طریق تغییر در حجم نقدینگی ) 2 m )اعمال شود بر روی بازده شاخص بازار سهام مؤثر است و همچنین رابطه بین تغییر در حجم نقدینگی و تغییر در بازدهی شاخص های بازار سهام مثبت می باشد و این نتیجه صحت مدل فاما را برای اقتصاد ایران تأیید می کند. اما باید ذکر شود که مقدار ضریب بدست آمده بسیار بیشتر از مقدار ضریب بدست آمده در تحقیقات پیشین به ویژه در مورد کشورهای صنعتی از جمله آمریکا می باشد و این می تواند ناشی از این باشد که بین آمار رسمی و آمار واقعی موجود در اقتصاد ایران) به ویژه در مورد نرخ تورم( تفاوت وجود دارد. همچنین شاخص های بازار سهام در صورتی سپر مناسبی در برابر تورم هستند که سیاست پولی با تغییر در حجم نقدینگی اعمال شده باشد. براساس نتایج حاصل از برآورد معادالت شاخص های بازار سهام می توانند به عنوان سپر تورمی در بازار سهام ایفای نقش نمایند. در هیچ کدام از معادالت تخمین زده شده ضریب نرخ بهره دارای اعتبار آماری نیست و این به این معنا است که نرخ بهره دارای اثر معناداری بر روی بازده شاخص بازار سهام نیست و این شاید به دلیل ثابت بودن نرخ بهره در ایران باشد. ضرایب معادالت واریانس که به روش EGARCH برآورد شده اند دارای اعتبار آماری نیستند و این به معنای آن است که عدم تقارن در بازار سهام وجود ندارد و اثر شوک های وارد شده بر بازار سهام متقارن است. در مورد شیوه برآورد می توانیم بگوئیم که مدل GARCH نسبت به مدل EGARCH در برآورد و بررسی تأثیر متغیرهای مورد بررسی بر روی بازدهی شاخص بازار سهام بهتر می باشد. در تمام معادالت برآورد شده نشانه ایی از ناهمسانی واریانس و خود همبستگی در باقیمانده ها مشاهده نشد. تمام باقیمانده ها به صورت نرمال توزیع شده اند و بر اساس آزمون فیلیپس- پرون و آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته در سطح پایا هستند. نتایج آزمون ARCH نیز نشان دهنده این است که اثر این معنا است که معادالت میانگین اصلی و واریانس شرطی به درستی تصریح شده اند. ARCH در باقیمانده ها مشاهده نمی شود و این به 12

جدول 0-4: نتایج حاصل از برآورد مدل هنگامی که سیاست پولی با تغییر در حجم پول در گردش اجرا می شود معادله واریانس شرطی ω GARCH RTEDPIX RTEPIX 1/600100 1/000438 EGARCH RTEDPIX RTEPIX 4/000471 3/030047 α 0/003011 0/104770 0/148400 0/133010 β 0/613006 *** 0/630004 *** -0/360013-0/306003 γ 0/170701 0/073604 معادله میانگین شرطی dlog m 1 (-1) 1/000070 1/177848 0/433010 0/708888 IR(-1) -0/008601-0/010401-0/000041-0/000010 dlog cpi(-1) 00/77803 88/11334 43/88730 06/40004 RTEDPIX(-1)/ RTEPIX(-1) 0/380080 *** 0/340806 *** 0/410787 *** 0/360400 *** c -0/763000-1/008170-0/003314-1/713077 *** معناداری در سطح اهمیت 1 درصد ماخذ: یافته های تحقیق 13

جدول 4-0 : نتایج حاصل از برآورد مدل هنگامی که سیاست پولی با تغییر در حجم نقدینگی اجرا می شود معادله واریانس شرطی ω GARCH RTEDPIX RTEPIX 0/131308 1/003001 EGARCH RTEDPIX RTEPIX 3/070660 3/046140 α 0/100803 0/10630 0/040774 0/107408 β 0/778604 *** 0/600703 *** -0/000776-0/186086 γ 0/000440 0/130461 معادله میانگین شرطی dlog m 2 (-1) 70/80060 ** 87/70383 ** 73/71660 ** 73/74060 ** IR(-1) -0/010844-0/013034-0/000004-0/011600 dlog cpi(-1) 134/8767 ** 143/0618 ** 104/1001 ** 140/0036 ** RTEDPIX(-1)/ RTEPIX(-1) 0/360044 *** 0/360400 *** 0/403800 *** 0/404606 *** c -3/143300-4/070031 ** -0/778700-3/603870 ** *** معناداری در سطح اهمیت 1 درصد ** معناداری در سطح اهمیت 0 درصد ماخذ: یافته های تحقیق 14

5- نتیجه گیری تحقیق حاضر با هدف بررسی اثر سیاست پولی بر نرخ بازدهی شاخص سهام انجام شده است. بر اساس نتایج حاصل از برآورد معادالت رابطه مثبتی بین نرخ رشد نقدینگی) )dlog m2 و تورم) )dlog cpi با بازده شاخص های بازار سهام در ایران وجود دارد. همچنین از آنجایی که ضریب اثر اهرمی در معادله واریانس شرطی در مدل EGARCH دارای اعتبار آماری نیست می توان گفت: اثر شوک های سیاستی وارده بر بازار سهام در ایران به صورت متقارن است. به عبارت دیگر اخبار خوب و بد به یک اندازه بر بازار سهام مؤثر هستند. در ضمن به دلیل اینکه رابطه بین تورم و بازده شاخص سهام مثبت می باشد بازار سهام می تواند در ایران به عنوان سپر تورمی مناسبی ایفای نقش نماید. به دلیل ثابت بودن نرخ بهره اسمی و منفی بودن نرخ بهره واقعی در ایران عموم مردم تمایل بیشتری به خرید کاالهای بادوام مصرفی دارند و توجه چندانی به بازار سهام از خود نشان نمی دهند و شاید بتوان با آزاد سازی نرخ بهره و آشنا نمودن عموم افراد جامعه با بازار سهام موجبات رشد و ترقی بازار سهام را در ایران فراهم نمود و از این طریق موجب هدایت وجوه و پس اندازهای جامعه به سمت پروژه های دارای اولویت اقتصادی شد که این امر نیز به نوبه خود موجب افزایش رشد و توسعه اقتصادی کشور می شود. منابع بادکوبه ای احمد اثر تورم بر قیمت سهام در بازار بورس تهران پایان نامه کارشناسی ارشد دانشکده مدیریت دانشگاه تهران.3175 بخشی اله محمد تأثیر نوسانات تولید و قیمت ها بر شاخص قیمت سهام پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه شهید بهشتی 3173. بزرگ اصل موسی و سید مهدی رضوی رابطه بین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و برخی متغیرهای کالن اقتصادی فصلنامه مطالعات حسابداری 22-3133 335 37. پاشایی فام رامین و رضا امیدی پور بررسی تأثیر نرخ تورم بر بازده واقعی سهام در اقتصاد ایران فصلنامه پژوهش ها و سیاست های اقتصادی 31-331. 3133 50 دورنبوش رودریگر و استنلی فیشر اقتصاد کالن. محمد حسین تیزهوش تابان. انتشارات سروش 3132. رشید زاده علی اثر متغیرهای کالن اقتصادی بر رونق و رکود بورس اوراق بهادار تهران طی سال های 3172-3163 پایان نامه کارشناسی ارشد واحد علوم و تحقیقات دانشگاه آزاد اسالمی 3173. راعی رضا و احمد پویان فر دانشگاه ها) سمت( 3130. مدیریت سرمایه گذاری پیشرفته سازمان مطالعات و تدوین کتب علوم انسانی سجادی سید حسن و حسن فرازمند و هاشم علی صوفی بررسی رابطه متغیرهای کالن اقتصادی و شاخص بازده نقدی سهام در بورس اوراق بهادار تهران پژوهشنامه علوم اقتصادی 2) پیاپی 13( 3133 321-316. سوری علی اقتصاد سنجی همراه با کاربرد Eviews 7 نشر فرهنگ شناسی و نشر نور علم 3133..3.2.1.1.5.6.7.3.3 15

.30.33.32.31.31.35.36 شریعت پناهی مجید و مصطفی بیاتی بررسی رابطه تورم و شاخص قیمت سهام و شاخص بازده نقدی قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران فصلنامه مطالعات حسابداری 32 و 31. عزیزی احمد شناسایی متغیرهای کالن اقتصادی مؤثر بر شخص قیمت سهام پایان نامه دکتری حسابداری دانشکده حسابداری و مدیریت دانشگاه عالمه طباطبایی 3173. عماد زاده محمد کاظم و فاطمه زارعی و آرینه طوروسیان حسابدار رسمی 313-351. فرجی یوسف پول ارز و بانکداری شرکت چاپ و نشر بازرگانی 3135. شاخص های خرد و کالن مؤثر بر بازده سهام کشاورز حداد غالمرضا و امید مهدوی آیا بازار سهام در اقتصاد ایران کانالی برای گذر سیاست پولی است مجله تحقیقات اقتصادی.317-370 3131 73 لطفی مزرعه شاهی علی بررسی اثرات تورم بر بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه عالمه طباطبایی 3176. مشیری سعید و کامران پاکیزه و منوچهر دبیریان و ابوالفضل جعفری بررسی رابطه میان بازدهی سهام و تورم با استفاده از تجزیه و تحلیل موجک در بورس اوراق بهادار تهران فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران 3133 12.55-71.37.33 موسایی میثم و نادر مهرگان و حسین امیری رابطه بازار سهام و متغیرهای کالن اقتصادی در ایران فصلنامه پژوهشها و سیاست های اقتصادی 71-31. 3133 51 نوفرستی محمد ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی مؤسسه خدمات فرهنگی رسا 3173. 33. نامداری ھوشنگ رابطه علیتی بین شاخص قیمت سهام در بورس تهران و نرخ ارز در بازار آزاد پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه عالمه طباطبایی.3131.20 یحیی زاده فر محمود و احمد جعفری صمیمی بررسی ربطه علیتی بین تورم بازده سهام و شاخص قیمت سهام در ایران: یک تحلیل تجربی) 3170-3175( مدرس 35-333. 3173 3 21. Albaity, Mohamad shikh. Impact of the Monetary Policy Instrument on Islamic Stock Market Index Return, Economics open- Assessment E-journal, 2011. 22. Aliyu, Shehu Usman Rano. Reaction of stock market to monetary policy shocks during the global financial crisis: the Nigerian case, 2011, MPRA Paper, 3581. 23. Bollerslev, Tim.Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity, Journal of Econometrics, 31, 1986, 307-327. 24. Bomfim, Antulio N. Pre-Announcement Effects, News, and Volatility: Monetary Policy and the Stock Market, 2000. 25. Bernanke, Ben S. and Kenneth N.Kuttner. What explains the stock market s Reaction to Federal Reserve Policy? 2004. 26. Basistha, Arabinda and Alexander Kurv, Macroeconomic cycles and the stock market reaction to monetary policy, Journal of Banking & Finance, 32, 2008, 2606-2616. 27. Bekaert, Geert and Marie Hoerova and Marco Lo Duca, Risk, uncertainty and monetary policy, Netspar, 2011. 16

28. Bonci, Riccardo, Monetary Policy and the flow of funds in the Euro Area, European Central Bank. 2011, working paper series, 1402. 29. Cassola, Nuno and Claudio Morana, monetary policy and the stock market in the euro area, European Central Bank. Working paper series, 2002, 119. 30. Chatziantonious, Loannis and David Duffy and George Filis, Stock market response to monetary and fiscal policy shocks: Multi- country evidence, Economic Modelling, 30, 2013, 754-769. 31. Farka, Mira, the effect of Monetary Policy shocks on stock prices accounting for Endogeneity and omitted variable Biases, 2008. Electronic copy available at: http//ssrn.com/abstract=1474078. 32. Gregoriou, A. and A. Kontonikas and R. MacDonald and A. Montagnoli, monetary policy shocks and stock return: Evidence from the British Market, 2009. 33. Hussain, Syed Mujahid, Simultaneous monetary policy announcements and international stock markets response: An intraday analysis, Journal of Banking & Finance, 35, 2011, 752-764. 34. Iglesias, Emma and Andre Yone Haughton, Interaction between monetary policy and stock prices: A comparison between the Caribbean and the US, 2011. 35. Jansen, Dennis and Chun-Li Tsai, monetary policy and stock returns: Financing constrants and asymmetries in bull and bear market, Journal of Empirical Finance, 17, 2010, 981-990. 36. Kholodilin, Konstantin and Alberto Montagnoli and Oreste Napolitano and Boriss Siliverstovs, assessing the impact of the ECB s monetary policy on the stock markets: a sectoral view, Economic letters, 105, 2009, 211-213. 37. Kurv, Alexander, Investor sentiment and the stock market s reaction to monetary policy, Journal of Banking and Finance. 2009. available at: http//ssrn.com/ abstract=1430599. 38. Kurv, Alexander, what determines the stock market s reaction to monetary policy statements, Review of Financial Economics, 21, 2012, 175-187. 39. Laopodis, Nikiforos T. monetary policy and stock market dynamics across monetary regimes, Journal of International Money and Finance, 33, 2013, 381-406. 40. Nelson, Daniel B. Conditional Heteroskedasticity in Asset Returns: a New Approach, Econometrica, 2, 1991. 347-370. 41. Rigobon, Roberto and Brian Sack, Measuring the reaction of monetary policy to the stock Market, 2001. 42. Ridhwan, Masagus M. and Henri l.f.de Groot and Peter Nijkamp and Piet Rietveld, the impact of monetary policy on economic activity- evidence from a Meta- Analysis, Tinbergen Institute Discussion paper. 2010. Available at: http// ssrn.com/ abstract=1594036 43. Yong Tang, Yong Luo, JieXiong, Fei Zhao, Yi-Cheng Zhang, Impact of monetary policy changes on the Chinese monetary and stock market, Physica A: Statistical Mechanics and its Applications, 392, 2013, 4435-4449. 17