متغیر های کلان اقتصادی

انجام پایان نامه

با یاری از خداوند سبحان واعتقاد به اینکه عالم محضر خداوند است وهمواره ناظر بر اعمال انسان وبه منظور پاس داشت مقام بلند دانش پژوهش ونظر به اهمیت جایگاه ودانشگاه در اعتلای فرهنگ وتمدن بشری ما دانشجویان واعضای هیات علمی واحدهای دانشگاه آزاد اسلامی متعهد می گردیم.
اصول زیر را در انجام فعالیت های پژوهشی مد نظر قرار داده واز آن تخطی نکنیم:
۱-اصل برائت:التزام به برائت جویی ازهرگونه رفتار غیر حرفه ای واعلام موضوع نسبت به کسانی که حوزه علم وپژوهش را به شائب های غیر علمی می پالایند.
۲-اصل رعایت انصاف وامانت:تعهد به اجتناب از هر گونه جانب داری غیر علمی وحفاظت از اموال تجهیزات ومنابع در اختیار.
۳-اصل ترویج:تعهد به رواج دانش واشاعه نتایج تحقیقات وانتقال آنبه همکاران علمی ودانشجویان به غیر از مواردی که منع قانونی دارد.
۴-اصل احترام:تعهد به رعایت حریم ها وحرمت ها در انجام تحقیقات ورعایت جانب نقد وخودداری از هرگونه حرمت شکنی.
۵-اصل رعایت حقوق:التزام به رعایت کامل حقوق پژوهشگران وپژوهیدگان (انسان حیوان ونبات) وسایر صاحبان حق.
۶-اصل راز داری:تعهد به صیانت از اسرار واطلاعات محرمانه افراد سازمان ها وکشورهاوکلیه افراد ونهادهای مرتبط با تحقیق.
۷-اصل حقیقت جویی:تلاش در راستای پی جویی حقیقت ووفاداری به آن ودوری از هر گونه پنهان سازی حقیقت.
۸-اصل مالکیت مادی ومعنوی:تعهد به رعایت کامل حقوق مادی ومعنوی دانشگاه وکلیه همکاران پژوهش.
۹-اصل منافع ملی:تعهد به رعایت مصالح ملی ودر نظر داشتن پیشبرد وتوسعه کشور در کلیه مراحل پژوهش.

جامعه آماری این تحقیق دربرگیرنده¬ی دوره ای ۱۶ساله از سال ۱۳۶۹ لغایت ۱۳۸۴ با استفاده از داده های فصلی اقتصاد کلان برای متغیرهای تولید ناخالص داخلی-نرخ ارز- حجم نقدینگی و نرخ تورم منتشره توسط بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و مرکز آمار ایران و شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از نرم¬افزارهای اطلاع¬رسانی سازمان بورس و اوراق بهادار می باشد.
جهت آزمون فرضیه اول تحقیق، ارتباط میان شاخص کل قیمتی سهام بورس اوراق بهادار تهران و مجموعه چهارگانه¬ای از متغیرهای کلان اقتصادی با استفاده از آزمون هم¬انباشتگی چند متغیره جانسن مورد بررسی قرار گرفته، مضافا اینکه به منظور آزمون فرضیه دوم از احتمال حداکثر درست¬نمایی و علیت گرنجر بهره گرفته شده است و برای مقایسه نتایج روش‌های مختلف، مفروضات تحقیق بوسیله مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی یا ARDL و همچنین روش ساده خطی تخمین زده شده است.
این اتفاقات با اتکا به نرم افزار اقتصاد سنجی EViews عملی خواهد شد.
يافته‏ها دلالت بر آن دارد که بیشترین ارتباط و بهترین رابطه بین نرخ تورم و شاخص قیمتی بازار سهام وجود داشته و ارتباط بین این شاخص قیمتی با وقفه پیشین خود نیز تایید می گردد و از سوی دیگر ارتباطی بین تولید ناخالص داخلی و حجم نقدینگی و نرخ ارز با متغیر وابسته نشان داده نشد.
کلیه نتایج بدست امده با نتایج الگوی خودرگرسیون برداری همسان می‌باشد.
نظر استاد راهنما برای چاپ در پژوهش پایان نامه دانشگاه تاریخ و امضا
فهرست مطالب
عنوان صفحه

فصل اول: کلیات
۱-۱-بیان مسئله ۲
۱-۲- اهمیت موضوع ۳
۱-۳- سوالات و فرضیه های تحقیق ۴
۱-۳-۱- سوال مورد تحقیق ۴
۱-۳-۲- فرضیه های تحقیق ۴
۱-۴- توضیحاتی در مورد متغیر های تحقیق۴ ۵
۱-۴-۱- شاخص کل قیمتی ۵
۱-۴-۲- عوامل کلان اقتصادی ۶
۱-۵- اهداف تحقیق ۷
۱-۶- روش تحقیق ۸
۱-۷- نوع طرح و تحقیق ۹
۱-۸- منابع آماری تحقیق ۹
۱-۹- منابع علمی تحقیق ۱۰
۱-۱۰- مشکلات و تنگناهای تحقیق ۱۰
۱-۱۱- سوابق مربوط به تحقیق ۱۰
فصل دوم: ادبیات موضوع
۲-۱- مقدمه ۱۳
۲-۲ نقش نظام مالی در فرآیند توسعه اقتصادی ۱۴
۲-۳- توسعه بازار مالی پیش نیاز رشد اقتصادی با ثبات ۱۷
۲-۴- نقش بازار های مالی در تشکیل سرمایه ثابت ۱۹
۲-۵- پس انداز-سرمایه گذاری عامل توسعه بازار های مالی ۲۰
۲-۶- توسعه بازار مالی ۲۲
۲-۷- ارتباط میان متغیر های کلان اقتصادی و بازده سهام ۲۶
۲-۸- شاخص های ارزیابی بازار سهام ۳۴
۲-۸-۱- تعریف شاخص ۳۵
۲-۸-۲- شاخص های ارزیابی بازار سهام ۳۸
۲-۸-۲-۱- موارد استفاده عام ۳۹
۲-۸-۲-۲- موارد استفاده خاص ۳۹
۲-۸-۳- کاربرد شاخص های قینتی سهام ۴۴
۲-۸-۴- شاخص قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران ۴۶
۲-۸-۴-۱- محاسبه شاخص قیمت سهام در سطح شرکت، صنعت و کل ۴۷
۲-۸-۴-۲- محاسبه شاخص کل قیمت سهام ۴۷
۲-۸-۴-۳- نحوه تعدیل پایه شاخص در بورس اوراق بهادار تهران ۵۱
۲-۸-۴-۴- تعدیل شاخص قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران ۵۳
۲-۸-۵- بررسی تاثیر متغیر های خرد اقتصادی بر شاخص قیمت سهام ۵۴
۲-۸-۵-۱- رفتار و انتظارات سرمایه گذاری ۵۴
۲-۸-۵-۲- اثر پرداخت سود نقدی بر شاخص قیمت سهام ۵۵
۲-۹- بورس اوراق بهادار ۵۸
۲-۹-۱- نگاه بنیادین به شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران ۶۲
فصل سوم: روش شناسی تحقیق
۳-۱- مقدمه ۶۸
۳-۲- پرسش و فرضیه های تحقیق ۶۹
۳-۳- جامعه آماری ۷۰
۳-۴- روش گرد آوری داده ها ۷۰
۳-۵- محدودیت تحقیق ۷۱
۳-۶- متغیر های تحقیق ۷۱
۳-۷- تصریح مدل ۷۷
۳-۷-۱- آزمون مانایی متغیر های الگو ۸۰
۳-۷-۲- رهیافت گریز از مانایی ۸۲
۳-۷-۳- امتیازات و نکات مورد توجه در مدل های VAR)) 85
۳-۷-۵- کاربرد مدل های خود رگرسیون برداری در بررسی های اقتصادی ۸۶
۳-۸- گام دوم تحقیق: سنجش ارتباط میان متغیرهای اقتصادی و شاخص قیمتی بورس از طریق آزمون علیت گرنجر ۹۰
۳-۹- گام سوم تحقیق: سنجش ارتباط میان متغیرهای اقتصادی و شاخص قیمتی بورس از طریق آزمون ARDL 91
فصل چهارم:بر آورد و تجزیه و تحلیل الگو
۴-۱-مقدمه ۹۴
۴-۲- طبقه بندی اطلاعات مورد استفاده در آزمون فرضیه ها ۹۱
۴-۳- فرآیند تحلیل مدل ۱۰۱
۴-۴- اجرای الگو ۱۰۵
۴-۴-۱- بررسی مانایی متغیر های اصلی مدل ۱۰۵
۴-۴-۲- آزمون هم انباشتگی یوهانسن ۱۰۵
۴-۴-۳- آزمون مدل از طریق تصحیح خطا ۱۰۸
۴-۴-۴- استنتاج ضرایب مدل خود رگرسیون برداری از مدل تصحیح خطای برآورد شده ۱۱۰
۴-۴-۵- آزمون های بعد از تخمین ۱۱۱
۴-۴-۵-۱- آزمون نرمال بودن ۱۱۱
۴-۴-۵-۲- آزمون خود همبستگی ۱۱۱
۴-۴-۵-۳- عکس العمل آتی با استفاده از مدل تصحیح خطا ۱۱۲
۴-۵- نتیجه گیری ۱۱۵
۴-۶- گام دوم ۱۱۶
۴-۷- گام سوم ۱۱۸
۴-۷-۱- اجرای مدل خود رگرسیمن وقفه توزیعی ۱۱۸
۴-۷-۲- تصحیح خطای الگوی بالا ۱۱۹
فصل پنجم: نتیجه گیری و پیشنهادات
۵-۱- خلاصه ای از ادبیات تحقیق ۱۲۲
۵-۲- نتایج اجرای الگوی تحقیق و آزمون فرضیه ها ۱۲۸
۵-۲-۱- بهترین نتیجه تخمین. ۱۲۸
۵-۳- پیشنهاد های کاربردی ۱۳۰
۵-۴- پیشنهاد هایی برای پژوهش های آینده ۱۳۰
منابع ۱۳۱
پیوست ۱۳۶
چکیده انگلیسی ۱۵۴

فهرست نمودارها
عنوان صفحه

نموادر۲-۱- ارتباط بين بازارعوامل توليد ، بازارتوليد وبازارمالي………………………………. ۱۵
نموادر۲-۲ – ارتباط بين نهادهاي مالي…………………………………………………………………. ۱۶
نموادر۲-۳- فرآيند تئوريك توسعه بخش مالي – توسعه اقتصادي ………………………….. ۲۴
نمودار۲-۴- روند شاخص كل بورس اوراق بهادارتهران ۱۳۸۵-۱۳۷۱……………………… ۶۲
نمودار۳-۱- شاخص كل قيمت سهام درپايان دوره SI…………………………………………… 72
نمودار۳-۲- نرخ تورم ………………………………………………………………………………………. ۷۳
نمودار۳-۲- حجم نقدينگي ……………………………………………………………………………….. ۷۴
نمودار۳-۴- (GDP (100= 1376…………………………………………………………………… 76
نمودار۳-۵- نرخ ارز رسمي دربازارآزاد……………………………………………………………….. ۷۷
نمودار۴-۱- روند تغييرات همزمان متغيرهاي مدل ……………………………………………….. ۱۰۰
نمودار۴-۲- رشد معكوس خودگراسيون ……………………………………………………………… ۱۱۲
نمودار۴-۳- عكس العمل آني با استفاده ازمدل تصحيح خطا…………………………………… ۱۱۳
نمودار۴-۴- تجزيه وارزيابي ……………………………………………………………………………… ۱۱۴

فهرست جداول
عنوان صفحه

جدول ۴-۱- نمادهاي وتوضيحات متغيرهاي اين تحقيق………………………………. ۹۵
جدول ۴-۲- داده هاي اصلي مورد نيازبراي پردازش مدل و آزمون فرضيه ها…. ۹۶
جدول ۴-۳- ضرايب همبستگي مقاديراصلي متغيرهاي مدل………………………….
جدول ۴-۴- ضرایب همبستگی بین تغییرات متغیرهای مدل…………………………. ۱۰۱
۱۰۳
جدول ۴-۵- مقایسه ضریب همبستگی میان شخص قیمت و مقادیر اصلی متغیر های و تغییرات شاخص قیمتی و تغییرات متغیر ها کلان اقتصادی………….
۱۰۴
جدول ۴-۶- نرخ تغييرات متغيرها…………………………………………………………….. ۱۰۴
جدول ۴-۷- نتايج آزمون ريشه واحد ديكي فولرافزوده شده………………………… ۱۰۵
جدول ۴-۸- روابط جبري بلند مدت بين داده ها………………………………………… ۱۰۷
جدول ۴-۹ – خلاصه نتايج اجرايي مدل …………………………………………………… ۱۰۹
جدول ۴-۱۰ – آزمون نرمال بودن…………………………………………………………….. ۱۱۱
جدول ۴-۱۱- بررسي آزمون عليت گرنجر……………………………………………….. ۱۱۶
جدول ۴-۱۲- بررسي آزمون عليت گرنجر براي حالت تفاضل مرتبه اول متغیرها….. ۱۱۷
فصل اول
كليات طرح
۱-۱- بیان مسئله

بدون شک کارآمدی نظام مالی به عنوان زیرمجموعه¬ای از نظام اقتصادی یک کشور و با توجه به روابط متقابل با دیگر اجزا می¬تواند تاثیر بسزایی بر کارآمدی نظام اقتصادی داشته باشد. البته این امر منوط به عدم وجود مشکلات ساختاری در درون نظام مالی است، زیرا در این حالت نه تنها موجبات تسهیل روند توسعه¬ای اثر بخش را فراهم نمی¬آورد، بلکه موانعی نیز در شکل¬گیری یک نظام اقتصادی کارآمد، فعال و منعطف ایجاد می¬نماید. در این میان بازار سرمایه به عنوان زیرمجموعه¬ای از نظام مالی، از جایگاه ممتازی برخوردار بوده و اساسی¬ترین نقش را در رابطه با هدایت و تخصیص پس¬انداز بلندمدت جامعه به سمت سرمایه¬گذاری در امور مولد و اشتغال¬زا بر عهده دارد. حال با توجه به تحولات فزاینده در بازار اوراق بهادار ایران و اینکه بحث اقتصاد کلان و سیاست‌های کلان اقتصادی ایران از جمله عوامل اصلی و اثرگذار بر شرایط حاکم بر بازار می‌باشند، ضرورت اتخاذ نگاهی عمیق و ژرف به تاثیر روند تغییرات متغیرهای کلان اقتصادی نظیر تولید ناخالص داخلی، نرخ تورم، عرضه پول و نرخ تبدیل ارز (دلار) بر روی شاخص قیمت سهام (شاخص کل)، بیش از پیش خودنمایی می‌کند.
در حالت کلی، شاخص هر بورس همچون دماسنج نشان‌دهنده وضعیت بازار سرمایه و وضعیت اقتصادی یک کشور است. کاهش شاخص سهام عموماً به معنای رکود اقتصادی و افزایش آن به مفهوم رونق اقتصادی است. از اینرو شاخص¬های محاسبه شده در سراسر دنیا بعنوان یکی از مهمترین و اصلی¬ترین معیارهای ارزیابی عملکرد بازارها به شمار می‌روند. به بیان دیگر شاخص بازار سهام یک معیار مفید و خلاصه شده¬ای از انتظارات جاری در مورد آینده سهام می¬باشد که بعنوان میزان الحراره حساسی، آثار پدیده¬های سیاسی، اقتصادی و غیره را منعکس ساخته و تغییرات ساختاری و بلندمدت در اقتصاد را منعکس می¬نماید.
در این میان آنچه که کمتر مورد توجه قرار گرفته، پرداختن به تحقیقات جدی و منسجم درخصوص بررسی اثرات متقابل متغیرهای کلان اقتصادی بر روی شاخص¬ کل بورس اوراق بهادار است.

۱-۲- اهميت موضوع
از آنجائیکه ضرورت دارد تا شاخص¬ها میزان و جهت حرکت بازار سرمایه و به تبع آن اقتصاد ملی را بدرستی نشان ¬دهند و بعبارتی تغییرات شاخص، نشان دهنده جهت و میزان دسترسی به سرمایه توسط شرکتهای بورسی به عنوان نماینده شرکتهای فعال در اقتصاد ملی است در واقع جهت و سمت وسوی سرمایه گذاری در اقتصاد کشور با تغییرات شاخص بورس اوراق بهادار قابل شناسایی است، لزوم مطالعه و بررسی آن از جنبه¬های مختلف بیش از پیش احساس می¬شود. تاثیر متقابل مولفه های اقتصاد کلان بر روند بازار سرمایه موضوعی است که به برنامه ریزی دقیق اقتصادی و اجتناب از سیاستهای غلط اقتصادی می انجامد.
همچنانکه می¬دانیم میزان ریسک و بازده، مهمترین معیارهای تصمیم¬گیری در هر سرمایه¬گذاری می¬باشند، بنابراین شناخت عواملی که موجب افزایش بازده و یا کاهش ریسک می¬گردند از اهمیت بسیاری برخوردارند. توان شناخت شرایط اقتصادی کشور در حال و آینده از جمله عواملی است که می¬تواند در افزایش بازده و کاهش ریسک به سرمایه¬گذار کمک کند.
همچنین از منظر مبانی نظری و نیز در عرصه عمل، شرایط اقتصادی کشور را با استفاده از شاخص¬ها بیان می-کنند، که به نوبه خود می¬توانند پیشرو، همزمان و یا تاخیری باشند. شاخص¬های پیشرو اولین شاخص¬هایی هستند که بروز تغییرات اقتصادی را نشان می¬دهند.
۱-۳- سوالات و فرضیه های تحقیق
۱-۳-۱- سوال مورد تحقیق
این پژوهش با هدف پاسخگویی به پرسشی کلی در خصوص توانمندی شاخص بورس اوراق بهادار تهران در بیان حرکات آتی بازار سرمایه و به دنبال آن اقتصاد کشور صورت می-گیرد. بدان معنا که آیا می¬توان از شاخص کل قیمتی سهام بورس اوراق بهادار تهران به عنوان یک نماگر پیشرو اقتصادی در ارتباط با متغیرهای کلان اقتصادی بهره جست؟
۱-۳-۲- فرضیه های تحقیق
در این راستا پژوهش پیشنهادی درصدد آزمون فرضیه¬های زیر شکل خواهد گرفت؛
فرضیه اول اصلی:
“متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام شرکت¬های پذیرفته شده در بورس تاثیر دارند.”
فرضیه¬های فرعی:
– عرضه (حجم) پول بر شاخص قیمتی سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اثر معنادار مثبت دارد.
– تورم برشاخص قیمتی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اثر معنادارمثبت دارد.
– تغییرات نرخ ارز(برابری دلار در مقابل ریال) بر شاخص قیمتی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار اثر معنادار مثبت دارد.
– رشد تولید ناخالص داخلی بر شاخص قیمتی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار اثر معنادار مثبتی دارد.
فرضیه دوم اصلی:
“شاخص کل قیمتی سهام بورس اوراق بهادار تهران یک نماگر پیشرو اقتصادی برای متغیرهای کلان اقتصادی است.”

انجام پایان نامه
۱-۴- توضيحاتي در مورد متغيرهاي تحقيق
۱-۴-۱- شاخص کل قیمتی
از نظر کاربردی شاخص کمیتی است که نماینده چند متغیر همگن می‌باشد. به بیان دیگر، شاخص وسیله‌ای برای اندازه‌گیری و مقایسه پدیده‌هایی است که دارای ماهیت و خاصیت مشخصی هستند. بنابراین برمبنای شاخص می‌توان تغییرات ایجاد شده درمتغیرهای معینی رادرطول یک دوره بررسی نمود.
شاخص¬های بازار سهام به عنوان مشخصه¬های اصلی و عمومی بازار، اطلاعات عمومی نسبت به عملکرد بازار را بر اساس قیمت یک مجموعه ثابت از شرکت¬ها اندازه¬گیری می¬نماید. در واقع شاخص بازار سهام یک معیار مفید و خلاصه شده¬ای از انتظارات جاری در مورد آینده سهام می¬باشد که بعنوان میزان الحراره حساسی، آثار پدیده¬های سیاسی، اقتصادی و غیره را منعکس ساخته و تغییرات ساختاری و بلندمدت در اقتصاد را منعکس می¬نماید. علاوه بر این از آنجایی که قیمت سهام با تغییرات انتظارات سهامداران از وضعیت اقتصادی شرکت¬ها در حال نوسان می¬باشد و این نوسان قیمت¬ها روی شاخص بازار تاثیر می¬گذارد لذا می-توان شاخص بازاررا به عنوان نمایانگر وضعیت و عملکرد آتی اقتصاد در سطح ملی دانست.
در بسیاری از بورس¬های اوراق سهام برای آگاهی از روند کلی قیمت سهام و بطور کلی برای اطلاع از وضع عمومی بازار و اقتصاد، شاخصی تحت عنوان”شاخص متوسط قیمت سهام” محاسبه می¬شود. در اقتصادهای پیشرفته، شاخص قیمت سهام را به عنوان یکی از مهمترین نماگرهای اقتصادی به شمار می¬آورند.
قیمت مورد محاسبه هر سهم غالبا بر اساس آخرین معامله-ای است که در یک روز معین روی آن سهم انجام گرفته و میانگین قیمت هر سهم از جمع قیمت سهام مورد محاسبه تقسیم بر مقسوم علیه معینی بدست می¬آید. بطورکلی شاخص تحت تاثیر دو گروه از عوامل قرار می¬گیرد.
۱- وضعیت شرکت¬هایی که سهام آنها در بورس مورد معامله قرار می¬گیرد که عامل درون سازمانی خوانده می¬شود.
۲- عوامل برون سازمانی که غالبا شرکت¬ها و خود بورس بر آنها کنترلی ندارند مانند بحران¬های سیاسی و اقتصادی که باعث سقوط شاخص قیمت سهام می¬گردد.
در بازارهای سرمایه، نوسانات گسترده در همه حال موجب ورود و خروج انبوهی از سرمایه¬ها می¬گردد. در کشورهای در حال توسعه، ضربه¬های وارده بر پیکر اقتصاد به دلیل شوک¬های بازار سرمایه در مقایسه با کشورهای توسعه یافته از عمق بیشتری برخوردار است. زیرا نگرانی از افت سرمایه با نگرانی¬های ناشی از بی¬ثباتی¬های مشهود در اقتصاد مضاعف می¬شود. به این دلیل به نظر می¬رسد که باید بگونه¬ای نوسانات قیمت در بورس در محدوده¬ای قابل انتظار نگاه داشته شود.
۱-۴-۲- عوامل کلان اقتصادی
الف- تولید ناخالص داخلی
به منظور ارزیابی عملکرد هر نظام اقتصادی لازم است تا تولید ناخالص داخلی واقعی مورد بررسی قرار گیرد تا نتیجه کلی فعالیت اقتصادی کشور و تداوم روند رونق، رکود، رشد یا تنزل اقتصاد کشور نمایان شود. البته در بررسی تولید ناخالص داخلی ضروری است تا تاثیر بخش¬های مختلف اقتصادی و سهم هر یک در تولید کشور مورد توجه قرار گیرند. در واقع توان رشد هر نظام اقتصادی را تقسیم تولید ملی به سرمایه¬گذاری و مصرف، علی¬الخصوص سرمایه¬گذاری بخش خصوصی تعیین می¬کند، زیرا میزان سرمایه¬گذاری در هر دوره باعث افزایش تولید در دوره¬های بعدی می¬شود که این امر به نوبه خود بستر لازم برای یک رشد درونزای پایدار را فراهم می¬نماید.
ب- عرضه پول (M2)
عرضه پول یکی از اهرم¬های سیاست پولی و تنظیم آن در اختیار سیاست¬گذاران اقتصادی است. به عبارتی یک ابزار پیش¬برنده و کلیدی به حساب می¬آید. عرضه پول تنظیم کننده نقدینگی جامعه بوده و می¬توان انتظار داشت بر فعالیت بازار سرمایه به طور مستقیم اثر داشته باشد. شناخت رابطه بین این دو عامل در بازشناسی موفقیت سیاست¬های پولی یک کشور بسیار حائز اهمیت است.
ج- نرخ ارز
ارز بعنوان پول خارجی که در شریان¬های اقتصادی داخل و بین¬المللی هر کشوری گردش دارد، از اهمیت ویژه¬ای برخوردار است، به نحویکه شاخص قیمت و نوسانات نرخ آن بسیار حساس بوده و در تغییر سیاست¬های ارزی موثر می-باشد. سیاست ارزی، به علت ساختار خاص روابط اقتصادی داخلی و خارجی، همواره یکی از مهمترین عوامل تعیین کننده مسیر توسعه اقتصادی کشور بوده است. در حقیقت وسایلی که به منظور پرداخت¬های پولی بین¬المللی یا نقل و انتقالات مورد استفاده قرار می¬گیرد نظیر سکه و اسکناس خارجی، سپرده¬ها در بانک¬های خارجی، اعتبارات اسنادی و دیگر مطالبات مالی کوتاه¬مدت و قابل پرداخت به پول¬های خارجی، ارز نامیده می¬شود. نرخ ارز، برقرار کننده ارتباط میان پول¬های ملی کشورهای مختلف است و به کمک آن مقایسه قیمت و هزینه¬های بین¬المللی امکان¬پذیر می¬گردد. نرخ ارز را می¬توان به معنای تعداد واحدهای پول ملی یک کشور که برای خرید یک واحد از پول ملی کشور دیگر لازم است، تعریف نمود. بطور خلاصه اگر تولید به واردات از خارج وابسته باشد، نوسانات نرخ ارز، قیمت تمام شده کالای تولیدی را دستخوش تغییر می¬کند و در نتیجه بر قیمت سهام اثر می¬گذارد. به علاوه بازار ارز بازاری جایگزین برای سفته بازان اقتصاد ایران به شمار می آید لذا شناخت ارتباط بین این دو بسیار حائز اهمیت است.
د- سطح عمومی قیمت¬ها (تورم)
رشد سطح عمومی قیمت¬ها که از آن به عنوان تورم یاد می-شود یکی از مهمترین شاخصه¬های یک اقتصاد است. زیرا کلیه فعالیت¬های اقتصاد با در نظر گرفتن رشد عمومی قیمت¬ها تنظیم می¬شود به واقع تئوری بازار بر مبنای سیستم قیمت استوار است. بنابراین کلیه توزیع¬ها و تخصیص¬های یک اقتصاد اثباتی با هدایت صورت¬پذیر است. بنابراین فعالیت در هر بازاری بویژه بازار سرمایه قطعاً با علم این ارتباط صورت می¬گیرد اما صحت و شکل ارتباط موضوعی است که در این پژوهش به آن پرداخته می-شود.

۱-۵- اهداف تحقیق
این تحقیق در صدد است تا درستی راهبردی نقش شاخص در میزان و جهت حرکت بازار سرمایه و به تبع آن اقتصاد ملی را آزمون نماید. بعبارت دیگر بررسی شود آیا تغییرات شاخص، نشان دهنده جهت و میزان دسترسی به سرمایه توسط شرکتهای بورسی به عنوان نماینده شرکت¬های فعال در اقتصاد ملی است؟ در واقع جهت و سمت وسوی سرمایه گذاری در اقتصاد کشور با تغییرات شاخص بورس اوراق بهادار قابل شناسایی است.

۱-۶- روش تحقيق
در این پژوهش، جهت آزمون فرضیه اول تحقیق ارتباط میان شاخص کل قیمتی سهام بورس اوراق بهادار تهران و مجموعه چهارگانه¬ای از متغیرهای کلان اقتصادی با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری هم انباشته کننده با اتکا به آزمون هم¬انباشتگی چند متغیره جانسن مورد بررسی قرار گرفته، مضافا اینکه به منظور تاييد نتايج آزمون از تستهاي احتمال حداکثر درست¬نمایی و علیت گرنجر بهره گرفته خواهد شد. در صورت اثبات روابط ابتدایی از مانایی متغیرها و دارا بودن تنها یک رابطه بلندمدت تعادلی می توان به استفاده صرف از الگوی خودرگرسیون بردرای بسنده کرد اما در این تحقیق بدلیل چندگانه بودن روابط بلندمدت باید از مدل تصحیح خطا استفاده کرده و روابط را بدست آورد سپس نتایج الگوی تصحیح خطا را به الگوی خودرگرسیون برداری تعمیم داد این اتفاقات با اتکا به نرم افزار اقتصاد سنجی Eviews عملی خواهد شد.
از این طریق مشخص خواهد شد که آیا می¬توان از شاخص کل قیمتی سهام بورس اوراق بهادار تهران به عنوان یک نماگر پیشرو اقتصادی در ارتباط با متغیرهای کلان اقتصادی بهره جست یا خیر.
در این راستا صورت اصلی مدل در این تحقیق به شرح زیر می¬باشد که پس از تعریف متغیرهای اصلی در مدل در فصل سوم تحقیق به تفصیل توضیح داده خواهند شد.
الف- تعریف پارامترها در مدل هم انباشتگی چند متغیره جانسن:
(۱-۱)……..
در جائیکه :

به ازای

در حالیکه ماتریس مقایسه پارامترهای تعدیل شده برای کوتاه مدت و ماتریس تعادل بلندمدت است.
این مدل با فرض ایستا بودن متغیرهای مدل محاسبه می¬شود. اولین تفاوت بین متغیرهای سری زمانی¬اند. حال چنانچه فرض شود روند متغیرها سری زمانی دارای روندی پویا هستند، آنگاه از آزمون دیکی فولر پیشرفته جهت آزمون مانایی استفاده خواهد شد. توضیحات مفصل الگوی خودرگرسیون برداری و تصحیح خطا در فصل سوم خواهد آمد، اما برای مقایسه نتایج روش¬های مختلف در این تحقیق مفروضات تحقیق بوسیله مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی یا ARDL همچنین روش ساده خطی نیز تخمین زده خواهد شد. بدلیل توضیحاتی که در فصل سوم آورده شده، خواننده گرامی به مطالعه آن بخش دعوت ¬می شود.

۱-۷- نوع طرح و تحقيق
تحقیق را از نظر هدف می¬توان به تحقیق بنیادی، کاربردی و اقدام پژوهشی طبقه¬بندی کرد. این تحقیق از نظر نوع، کاربردی و از لحاظ روش توصیفی می¬باشد. تحقیق توصیفی، آنچه را که هست توصیف و تفسیر می¬کند. به شرایط یا روابط موجود و … توجه دارد. تحقیق توصیفی شامل جمع-آوری اطلاعات برای آزمون فرضیه یا پاسخ سوالات مربوط به وضعیت فعلی موضوع مطالعه می¬شود.

۱-۸- منابع آماري تحقيق
پژوهش حاضر با استفاده از داده¬های فصلی متغیرهای کلان اقتصادی منتشره توسط بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و مرکز آمار ایران و داده¬های مربوط به شاخص کل قیمتی با استفاده از نرم¬افزارهای اطلاع¬رسانی سازمان بورس و اوراق بهادار انجام خواهد شد.
۱-۹- منابع علمي تحقيق
از آنجائیکه تاکنون تحقیق مشابه داخلی در ارتباط با موضوع مورد بررسی به انجام نرسیده است، لذا منابع این تحقیق مبتنی بر مطالعات انجام شده خارجی به شرحی است که در بخش منابع آمده است.

۱-۱۰- مشكلات و تنگناهاي احتمالي تحقيق
از آنجائیکه تاکنون هیچگونه تحقیق منابع داخلی جهت استفاده برای پژوهش حاضر در دسترس نمی¬باشد، باعث شده تا محقق امکان استفاده از نتایج تحقیقات داخلی را نداشته باشد. همچنین با توجه به نوع اطلاعات مورد استفاده در مدل، در خصوص تنگناهای احتمالی تحقیق از هم اکنون نمی¬توان اظهار نظر صریح کرد، اما امتیاز تحقیق آن است که متغیرها و پارامترهای مورد استفاده¬ی آن مشخص و دارای سابقه جمع¬آوری توسط نهادهایی همچون بانک مرکزی و مرکز آمار ایران است. از سوی دیگر بدلیل نوین بودن مدل مورد استفاده در این پژوهش محدودیت¬های احتمالی بدلیل برنامه¬های نرم افزاری موجود و دردسترس امکان بروز خواهند داشت. لازم به ذکر است که اولویت این تحقیق در استفاده از آمار و داده¬های منتشره بانک مرکزی است و در صورت عدم دسترسی به اطلاعات مورد نظر مدل می¬توان به اطلاعات مرکز آمار ایران استناد نمود.

۱-۱۱- سوابق مربوط به تحقيق
پیشینه تحقیقات داخلی: تاکنون هیچگونه تحقیق مشابه داخلی جهت استفاده برای پژوهش حاضر در دسترس نمی¬باشد.
پیشینه تحقیقات خارجی: تا کنون مطالعات متعددی با هدف تعیین اثرات عوامل اقتصادی بر روی بازده سهام درکشورهای مختلف به انجام رسیده است.برای مثال،(چن وهمكاران،۱۹۸۶، ۳۸۳-۴۰۳) با بسط تئوری آربیتراژ قیمت-گذاری و با بکارگیری برخی از متغیرهای کلان اقتصادی به تبیین بازده سهام در بازارهای سهام آمریکا پرداختند. یافته¬ها حکایت از آن داشت که میزان تولید صنعتی، تغییرات در صرف ریسک، و تغییرات در ساختار شرایط، ارتباط مثبتی با بازده مورد انتظار سهام دارند، این در حالی است که هم نرخ تورم پیش¬بینی شده و هم نرخ تورم پیش¬بینی نشده ارتباط منفی با بازده مورد انتظار سهام دارند
بسط تحلیل آزمون همبستگی میان متغیرهای دارای سری زمانی ایستا رویکرد دیگری را جهت بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام فراهم نموده است. برای مثال، (ناكا، موخارجي،۱۹۹۵ ،۲۲۳-۲۳۷) آزمون همبستگی میان متغیرهای دارای سری زمانی ایستا (هم-انباشتگی) را در قالب مدل تصحیح خطای برداری بکار گرفتند و دریافتند که بازار سهام ژاپن با شش متغیر اقتصاد کلان که عبارت بودند از نرخ تبدیل ارز، عرضه پول، نرخ تورم، میزان تولید صنعتی، نرخ اوراق قرضه بلندمدت دولتی و نرخ بهره کوتاه مدت دارای هم¬انباشتگی می¬باشند. همچنین نتایج همبستگی بلندمدت متغیرهای کلان اقتصادی مطابق با فرضیه آزمون¬پذیر ارتباط تعادلی است. علاوه بر این، (كوه، ماياسامي،۲۰۰۰، ۷۹-۹۶) با استفاده از آزمون همبستگی میان متغیرهای دارای سری زمانی ایستا (هم¬انباشتگی) در قالب مدل تصحیح خطای برداری دریافتند که بازار سهام سنگاپور با پنج متغیر کلان اقتصادی دارای هم¬انباشتگی است.
فصل دوم
ادبيات موضوع
۲-۱- مقدمه
در خلال دهه¬های گذشته، اثرات متقابل بازده سهام و متغیرهای کلان اقتصادی به عنوان موضوع مورد علاقه محافل دانشگاهی و مجامع حرفه¬ای مطرح بوده است. معمولا در چنین محافلی بحث بر سر این است که آیا قیمت سهام بر اساس متغیرهای بنیادین اقتصاد کلان از قبیل تولید ناخالص داخلی، عرضه پول، نرخ تبدیل ارز و سطح عمومی قیمت¬ها (تورم) تعیین می¬شود. بر اساس ادبیات حوزه اقتصاد مالی، سرمایه¬گذاران معمولا اعتقاد دارند که سیاست¬های پولی و رویدادهای کلان اقتصادی دارای تاثیرات عمده¬ای بر روی نوسان¬پذیری قیمت سهام هستند. این مطلب بدان مفهوم است که متغیرهای کلان اقتصادی می¬توانند بر روی تصمیمات سرمایه¬گذای افراد تاثیر بگذارند، به همین خاطر بررسی رابطه میان بازده سهام و متغیرهای کلان اقتصادی از جمله موضوعات مورد توجه محققان بوده است. مطابق با الگوهای ارزشیابی سهام، قیمت جاری سهام برابر است با ارزش فعلی جریانات نقد آتی آن. تغییرات در شرایط کلان اقتصادی بر جریانات نقد آتی مورد انتظار و نرخ بازده مورد درخواست سهام تاثیر می¬گذارد، این امر به نوبه خود بر قیمت جاری سهام اثرگذار است.
از طرف دیگر، بررسی حرکت¬های عمومی اقتصاد و بخش¬های مختلف آن، به منظور ارزیابی عملکرد اقتصاد از لحاظ میزان و جهت حرکت بخش¬های مختلف و برنامه¬¬ریزی¬های اقتصادی، لازم و ضروری است. بدین منظور از معیارهای مختلفی استفاده می¬گردد که از آن جمله می¬توان به شاخص-ها اشاره نمود که در هر بخش و متناسب با متغیرهای کلان اقتصادی، شاخص¬های مرتبط با اهداف و متغیرها خاص آن بخش، طراحی می¬شوند.
در این راستا، به منظور فراهم ساختن زمینه¬های لازم در بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام، در فصل ادبیات موضوع نخست مروری اجمالی خواهیم داشت به عملکرد نظام مالی در فرایند توسعه اقتصادی که طی آن مطالبی چون توسعه بازار مالی پیش نیاز رشد اقتصادی باثبات، تشکیل سرمایه ثابت، پس¬انداز-سرمایه گذاری عامل توسعه بازار مالی، توسعه بازار مالی بیان خواهند شد.
سپس به طرح مطالبي چون تعریف و موارد استفاده از شاخص-های بازار اوراق بهادار، ويژگي¬هاي كلي در طراحی و محاسبه شاخص¬های مطلوب خواهيم پرداخت. همچنین تاثیر متغیرهای خرد اقتصادی از قبیل رفتار و انتظارات سرمایه¬گذاری، اثر پرداخت سود نقدی، سیاست تقسیم سود، سود نقدی سهام و سود هر سهم بر شاخص قیمت سهام بررسی قرار گرفته¬اند. و در پايان تاثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام خواهیم پرداخت. در این بخش مطالبی چون تولید ناخالص داخلی و سرمایه¬گذاری، نرخ ارز، عرضه پول، نرخ تورم بعنوان عوامل کلان اقتصادی مورد بررسی قرار گرفته و روابط میان هر یک از آنها با بازده سهام بیان می¬شود.

۲-۲- نقش نظام مالی در فرایند توسعه اقتصادی
در سيستم جهاني، بازارها را مي‌توان به سه دسته اصلي تقسيم نمود. (۱) بازار عوامل توليد (۲) بازار توليد و (۳) بازار مالي (سرمايه). در بازار عوامل توليد، واحدهاي مصرف‌كننده، نيروي كار و ساير منابع را با قيمت بالاتري به واحدهاي توليد‌كننده مي‌فروشند. در اين بازار فاكتورهاي مورد نياز توليد (زمين، نيروي كار، سرمايه و مهارت‌هاي مديريتي را به ازاي درآمد (حقوق و دستمزد) در اختيار بازار توليد قرار مي‌دهند. در بازار توليد، غذا، خانه، اتومبيل و … توليد مي‌شود. بازار مالي نيز بازاري است كه دارايي‌هاي مالي در آن مورد دادوستد قرار مي‌گيرد. براي دارايي مالي منفعت يا ارزش معمول نقدينه‌اي در آينده وجود دارد.
طبق تعريف، بازار مالي بازاري است كه دارايي‌هاي مالي در آن خريد و فروش مي‌شود. هر چند وجود بازار مالي براي ايجاد و مبادله دارايي مالي نيست، در بيشتر كشورهاي دنيا، ايجاد و مبادله دارايي‌هاي مالي در نوعي بازار مالي صورت مي‌پذيرد. دارايي‌هاي مالي در زمره دارايي نامشهود مي‌باشد كه طبق تعريف عبارتند از دارايي كه منفعت ارزش معمول نقدينه‌اي در آينده به همراه خواهد داشت. وام بانكي اعطايي، اوراق قرضه و سهام عادي نمونه‌اي از دارايي‌هاي مالي به شمار مي‌روند. بازارهاي مالي به طور عمده داراي سه كاركرد اقتصادي مهم به شرح زير مي‌باشند:
• اين بازارها روابط متقابل خريدار و فروشنده را موجب مي‌شوند كه در اثر آن قيمت دارايي مورد مبادله تعيين مي‌گردد. به عبارت ديگر اين روابط بازده مورد انتظار دارايي مالي را تعيين مي‌كند.
• بازارهاي مالي مكانيسمي را براي سرمايه‌گذار فراهم مي‌كند تا دارايي مالي را بفروشد. با توجه به اين ويژگي، اصطلاحا گفته مي‌شود كه بازار مالي نقدينگي را فراهم مي‌كند و اين ويژگي جذابي است كه سرمايه‌گذار را تشويق به مشاركت و سرمايه‌گذاري در بازارهاي مالي و خريد و فروش دارايي مالي مي‌نمايد.
• كاركرد سوم بازار مالي كاهش هزينه معاملات است. به طور كلي هزينه ها مشتمل بر دو قسم است: كه عبارتند از : هزينه جست‌جو و هزينه اطلاعات.
نمودار ۲-۱- ارتباط بين بازار عوامل توليد، بازار توليد و بازار مالي

امروزه بازارهاي مالي را بر اساس ماهيت‌هاي مختلف و انواع ابزارهاي مالي در سيستم اقتصادي كشورها طبقه‌بندي مي‌كنند. يكي از راه‌هاي طبقه‌بندي بازارهاي مالي بر حسب سررسيد ابزارهاي مالي مي‌باشد. بازارهاي مالي را مي‌توان بدين گونه نيز تقسيم نمود : بازارهايي كه با اوراق بهادار تازه منتشرشده سر و كار دارند و آنها را بازار اوليه مي‌نامند. در كشورها بانك‌هاي تجاري در حكم بازارهاي اوليه هستند و بازارهايي كه اوراق بهادار منتشر شده در بازار اوليه در آن مبادله مي‌شود، بازار ثانويه مي‌باشد.
در بازارهاي مالي، خريداران و فروشندگان يكديگر را ملاقات نمي‌كنند و كار داد و ستد بين آنها از طريق واسطه‌گرهاي مالي صورت مي‌گيرد. اين واسطه‌ها عبارتند از: بانك‌هاي تجاري، موسسات وام و پس‌انداز، شركت‌هاي سرمايه‌گذاري، شركت‌هاي كارگزاري، شركت‌هاي بيمه و صندوق‌هاي بازنشستگي.
نمودار ۲-۲- ارتباط بين نهاد های مالي

بازارها را مي‌توان همچنين بر اساس ساختارهاي سازماني آنها نيز طبقه‌بندي نمود كه عبارتند از : بازار حراج، بازار خارج از بورس و بازار از طريق واسطه.
اما در يك تقسيم‌بندي كلي و با توجه به اهميت ابزارها و دارايي‌هاي مالي رايج، بازارهاي مالي را مي‌توان به بازار سرمايه و بازار پول تقسيم‌بندي نمود.
طبق تعريف، بازار سرمايه بازاري است كه در آن دارايي‌هاي مالي با سررسيد بيش از يك سال (مدت¬دار) در آن مبادله مي‌شود. سهام عادي و ممتاز شركت‌ها، پيمان‌هاي آتي و برگه اختيار معامله سهام، حق تقدم سهام، اوراق مشاركت و قرضه شركت‌ها از جمله مهم‌‌ترين دارايي‌ها و ابزارهاي مالي مورد داد و ستد در اين بازارها مي‌باشد. در كشور ما بورس اوراق بهادار به عنوان نماد بازار سرمايه شناخته شده است.
بازارهاي پولي بازارهايي هستند كه در آن دارايي‌هاي مالي با سر رسيد كمتر از يك سال در آن مورد معامله قرار مي‌گيرند. كليه سازمان‌ها، موسسات و شركت‌هاي مالي كه در زمينه خريد و فروش و جابه‌جايي اسناد اعتباري كوتاه مدت فعاليت مي‌كنند، در اين بازارها مي‌باشند. بازارهاي پولي را بازارهاي بدهي نيز مي‌نامند.
بسياري از اندیشمندان اعتقاد دارند كه فرايند توسعه اقتصادي از طريق ارتقاي سطح عملكرد نظام مالي بهبود مي¬يابد. در ديدگاه¬هاي نوين اقتصاد توسعه، عوامل موثر بر تحولات شگرف در نظام مالي كشورهاي توسعه يافته و كمتر توسعه يافته بررسي شده و سازمان¬هاي مالي بين-المللي نيز با تاكيد بر نقش انكارناپذير بازارها و نهادهاي مالي در بهبود اوضاع اقتصادي، به تبيين ساختارها و سازوكارهاي عملياتي آنها پرداخته¬اند. نظام مالي متشكل از مجموعه¬اي از بازارها، نهادها و موسسات واسطه¬گري، ابزارها و محصولات مالي مي¬باشد. ايجاد هم-افزايي در نظام فوق¬الذكر مستلزم طراحي ساختار مالي مناسب خواهد بود و بدون ترديد در چنين فرايندي شناسايي تعاملات، همخواني¬ها و تناقضات احتمالي ساير اجزا و بخش¬هاي اقتصادي، اجتماعي و فرهنگي با تحقق نظام مالي كارآمد اجتناب¬ناپذير است.
در چارچوب ديدگاه¬هاي نوين اقتصاد توسعه و با اعتقاد به نقش فعال بازارهاي مالي و نهادهاي دست¬اندركار در توسعه اقتصادي، بازارهاي مالي در يك جامعه همزمان با پيشرفت اقتصاد شكل مي¬گيرند و دولت¬ها با طراحي نظام جامع بازارهاي مالي كشور و رسالت قانونگذار مي¬توانند نقش تاثيرگذاري ايفا نمايند. به بيان ديگر ساختار منسجمي كه بتواند با جلب اعتماد پس¬اندازكنندگان و سرمايه¬گذاران، تبادل منابع ميان آنان را تسهيل و تسريع نمايد.

۲-۳- توسعه بازار مالی پیش نیاز رشد اقتصادی با ثبات
در سال¬هاي اخير، در مورد رابطه میان توسعه بازار مالی و رشد اقتصادی مطالعات متعددی نشان داده¬اند، توسعه بخش مالی، آثار مثبتی بر روی نرخ رشد مداوم دارد. طبق مطالعات فوق كمبود سرمایه، فرایند توسعه اقتصادی را با مشکل جدی مواجه می¬سازد. سطح نازل تشکیل سرمایه از دلائل بطئی بودن فرایند توسعه در کشورهای در حال توسعه است که به نوبه خود، از یک سو امکان ایجاد اشتغال و به تبع آن رشد درآمد ملی و پس¬انداز داخلی را با مانع روبرو می¬سازد و از سوی دیگر پیشرفت و تحولات آینده اقتصادی را با ابهام اساسی مواجه می¬نماید. در این ارتباط اصولا دو راه حل برای رفع معضل فوق توصیه می¬شود:
• افزایش سطح سرمایه¬گذاری داخلی به کمک سرمایه-گذاري¬های خارجی
• تجهیز و هدایت مناسب وجوه در کشور از طریق بازار سرمایه
همگان بر این باورند که بورس اوراق بهادار در قالب بازاری متشکل و رسمی، پس¬اندازهای کوچک و بزرگ و نقدینگی سرگردان را جذب می¬کند، سپس منابع جمع¬آوری شده را به بخش¬های مختلف اقتصادی تخصیص می¬دهد. تحقيقات انجام شده در اين زمينه نيز حكايت از آن دارند كه كاركردهاى بازار اوراق بهادار مى¬تواند هزينه تجهيز منابع و هزينه دسترسى به اطلاعات را كاهش و فرآيند سرمايه¬گذارى¬هاى مولد را تسهيل نمايد. خاصيت نقدشوندگى دارايى¬هاى مالى در بازار سرمايه و تمايل سرمايه¬گذاران فردى و نهادى به اين بازار، شناخت كاركردها و موانع موجود در مسير توسعه بازار سرمايه را ضرورى مى¬سازد. در شرايط كنونى كه تحقق رشد اقتصادى پايدار در سايه ايجاد اشتغال، ثبات اقتصادى، تخصيص بهينه منابع و توزيع عادلانه ثروت و درآمد ميسر است، بررسى عوامل زنجيره¬اى موثر در تحقق رشد پايدار اقتصادى حائز اهميت بوده و در اين راستا بورس به عنوان يكى از اركان توسعه با دقت و اهميت بيشترى مد نظر قرار مى¬گيرد. از اینرو هدف¬گذارى، سياست¬گذارى و اعمال نظارت دولت به جاى پرداختن دولت به فعاليت¬هاى اقتصادى، اصلاح ساختار، كاستن از حجم فعاليت¬هاى اقتصادى دولت، افزايش سهم هزينه¬هاى زيربنايى و عمرانى به عنوان يك سياست بايد در دستور كار دولت و سياست¬گذاران قرار گيرد.
مطالعات بسیاری نشان می¬دهد که سطح توسعه بازارهای مالی به ویژه بازار سهام و تاثیری که آنها بر تامین مالی شرکت¬ها و انتخاب روش تامین مالی شرکت¬ها دارند، نهایتا تاثیر شگرفی بر توسعه اقتصادی باقی می¬گذارند. به عبارت دیگر، در اقتصادهایی که بازار سرمایه در آنها از سازوکار مناسبی جهت متنوع¬سازی ریسک بهرمند می-باشند و امکان ایجاد ترکیب متنوعی از ساختارهای مالی مناسب برای شرکت¬ها را فراهم نموده¬اند، خلق ثروت با سرعت انجام شده و توسعه بهتر صورت می¬پذیرد.
نکته مهم آن است که پيشرفت پرشتاب و گستردة فناوري‌هاي نوين در عرصه خدمات و محصولات مالی و فرارسيدن نوعي انقلاب جديد ارتباطي، عصر تازة اطلاعاتي را به همراه داشته است به نحویکه منجر به شکل¬گیری بازارهای سرمایه جهانی و تسهیل جریان و جابجایی سرمایه در سرتاسر دنیا شده است. بعبارت دیگر بهبود مستمر در فناوری انتشار به موقع اطلاعات و شکل¬گیری شبکه¬های ارتباط الکترونیک، از جمله عواملی هستند که بر شتاب آهنگ تغییرات در عصر حاضر افزوده¬اند. از جمله دستاوردهای چنین تحولاتی می-توان به ایجاد ارزش افزوده اطلاعات در بازارهای اوراق بهادار، جهانی شدن معاملات و بازارها، ایجاد رقابت مستقیم میان مشارکت¬کنندگان در بازار، شکل¬گیری نهادهای مالی چون سبدهای مشاع و صندوق¬های بازنشستگی بعنوان شیوه¬های مطمئن برای کسب درآمد عامه مردم، ابتکار و نوآوری در طراحِ و ارائه محصولات و خدمات نوین مالی، تسهیل در جابجایی سرمایه¬ها و در نهایت گرایش بیشتر مردم به حضور فعال و مستمر در بازار اشاره نمود.
یکی از ره¬آوردهای پديده نوين فناوري اطلاعات و جهانی شدن بازارها و معاملات، شکل¬گیری بازارهای مالی الکترونیک است که تاثيراتي شگرفی بر اقتصاد افراد، خانوارها، شرکت¬ها، جوامع و حتی دولت¬ها گذاشته است. در اهميت موضوع همين بس كه در دنیای امروز، توسعه و تنوع بازارها و ابزارهاي مالي، به عنوان زيرساخت¬هاي توسعه اقتصادي محسوب شده و بدون استفاده از آنها هيچ اقتصادي به شكوفايي نخواهد رسيد. بنابراین می¬توان بیان نمود که ابداع و نوآوری تکنولوژیک، نیروی لازم برای رشد اقتصادی بلندمدت را فراهم می نماید و این در حالی است که دلیل اصلی و موجود ابداع و نوآوری نشات گرفته از توان بخش مالی جهت تامین منابع مالی مورد نیاز برای کارآفرینی و خلاقیت است.

۲-۴- نقش بازارهاي مالي در تشکیل سرمایه ثابت
از بعد نظری، در يك اقتصاد بسته سطح پس‌انداز و سرمايه‌گذاري همواره مساوي است. درچنين شرايطي ميزان تغيير در پس‌انداز به شكل مستقيم سبب تغيير در سرمايه‌گذاري مي‌شود. اما در يك اقتصاد باز سرمايه‌گذاري را مي‌توان از محل پس‌انداز خارجي نيز تامين مالي نمود و يا به عبارتي از سرمايه‌گذاري خارجي استفاده كرد.
در يك مفهوم كلي پس‌انداز ملي عبارتست از تفاوت توليد كل و مخارج كل، و منظور بخشي از درآمد قابل تصرف ملي است كه مصرف نمي‌شود. پس‌انداز ملي در اصل از دو عنصر مجزا تشكيل مي‌شود: پس‌انداز دولت و پس‌انداز بخش خصوصي.
از جمله شاخص‌هايي كه در زمينه شناخت ميزان بهينه سرمايه‌گذاري و پس‌انداز كاربرد فراوان دارد، نسبت پس‌انداز ناخالص داخلي و ميزان تشكيل سرمايه ثابت به درآمد ناخالص ملي است. اين دو نسبت نشان مي‌دهند كه چند درصد از توليد ناخالص ملي پس‌انداز و سپس سرمايه‌گذاري شده است.
بررسی¬ها نشان می¬دهد که نسبت پس‌انداز به GDP در ايران در مقايسه با ساير كشورهاي در حال توسعه از روند متناسبي برخوردار نبوده و در سال¬هاي مختلف با فراز و نشيب همراه بوده است. از آنجا كه به واسطه نرخ رشد جمعيت بالا، وجود ظرفيت¬هاي خالي و تلاش براي جذب سرمايه خارجي در كشورهاي كم درآمد و درآمد متوسط، ميزان تشكيل سرمايه در مقايسه با كشورهاي توسعه يافته بيشتر است، لذا پايين بودن اين نرخ در ايران و نبود انسجام در نرخ و نحوه شكل‌گيري آن زنگ خطري براي اقتصاد ايران محسوب شده كه بايد دلايل آن مورد بررسي قرار گيرد و از ادامه روند كنوني جلوگيري شود.
علاوه بر نسبت¬هاي فوق، يكي از مهمترين شاخص‌هايي كه در بررسي تشكيل سرمايه و پس‌انداز بكار برده مي‌شود، سرمايه‌گذاري و پس‌انداز سرانه است. طي يك دوره ۲۰ ساله بررسي روند سرمايه‌گذاري و پس‌انداز سرانه در ايران حاكي از آن است كه اين شاخص ها روندي نزولي داشته‌اند و ميزان پس‌انداز و سرمايه‌گذاري همراه با رشد جمعيت افزايش نيافته و بدين ترتيب طبيعي خواهد بود كه امكانات و زمينه‌هاي زندگي بهتر، صنايع پيشرفته تر، بازارهاي توسعه¬يافته¬تر و … فراهم نشده است.

۲-۵- پس انداز- سرمایه¬گذاری عامل توسعه بازارهای مالی
واقعيت جهان امروز حاكي از آن است كه، بسياري از كشورهاي در حال توسعه‌اي كه داراي نرخ رشد اقتصادي بالا بوده و در مسير توسعه قرار گرفته‌اند، در مقايسه با ميانگين جهاني، نرخ پس‌انداز و سرمايه‌گذاري بالاتري را تجربه كرده و امكان بهره¬گيري از فرايند پس‌انداز – سرمايه‌گذاري در مقياس بهينه را فراهم كرده¬اند. بدون شك، يكي از مهمترين عوامل گسترش فرهنگ پس‌انداز و سرمايه‌گذاري در جهان، ايجاد دانش سرمايه‌گذاري، تقويت و آموزش نيروي انساني مجرب و متخصص براي توسعه بازارهاي مالي مي باشد.
شكل‌گيري پس‌انداز در يك جامعه و به تبع آن سرمايه‌گذاري در بخش‌هاي توسعه‌گراي اقتصاد، از مهمترين اجزاء و پارامترهاي توسعه اقتصادي محسوب شده و شواهد تجربي نيز حاكي از وجود رابطه مثبت بين رشد اقتصادي و سطوح پس‌انداز ناخالص ملي و سرانه سرمايه‌گذاري است. پس‌انداز از طريق افزون نمودن ميزان سرمايه‌گذاري، توان توليدات، در اقتصاد را افزايش داده و امكان وارد شدن كشور به بازارهاي جهاني و افزايش ميزان صادرات را فراهم مي‌نمايد.
بررسي‌ها نشان مي‌دهند كه يكي از مهمترين عوامل گسترش فرهنگ پس‌انداز و سرمايه‌گذاري در جهان، ايجاد دانش سرمايه‌گذاري، تقويت و آموزش نيروي انساني مجرب و متخصص براي توسعه بازارهاي مالي بوده و در اين راستا نقش نظام آموزشي در گسترش اين فرهنگ و تربيت نيروي انساني و الويت‌بخشي به تخصص‌ها بسيار حائز اهميت است. در جهان امروز با توسعه فن‌آوري و شكل‌گيري بازارهاي مالي پيشرفته و بدون مرز، شاخه‌هاي مختلفي از علوم مديريت مالي و سرمايه‌گذاري شكل گرفته اند كه نقش بسيار موثر و انكار ناپذيري در ايجاد قدرت رقابتي در جهان پيشرفته به عهده داشته و موفقيت اقتصادي و سياسي يك كشور را تضمين مي‌كنند.
پس‌انداز و سرمايه‌گذاري دو روي يك سكه هستند و در شرايط ايده‌آل انتظار بر آن است، در كشورهاي در حال توسعه كه داراي ظرفيت¬هاي خالي توليدي بوده و زمينه‌هاي متنوعي براي سرمايه‌گذاري در اختيار دارند، نرخ رشد سرمايه‌گذاري و پس‌انداز بالا باشد و سياستگذاري‌هايي هدفمند در اين زمينه در بخش خصوصي و دولتي شكل گرفته باشد.
در اين فرايند نكته مهم اين است كه چه عواملي زمينه-ساز و ايجاد كننده شرايط بهينه براي شكل‌گيري پس‌انداز و سرمايه‌گذاري مناسب هستند. بر اساس مطالعات انجام شده در كشورهاي صنعتي هر عاملي كه بر الگوي درآمد و مصرف افراد در طول دوره زندگي تاثير داشته باشد بر سطح پس‌انداز آنها و در نتيجه بر نرخ پس‌انداز و سرمايه‌گذاري ملي, موثر خواهد بود. نرخ رشد افتصادي، درآمد ملي، فرهنگ پس‌انداز، تورم، نقدينگي، نسبت شهرنشيني، ساختار سني و جمعيت، نرخ بيكاري, ميزان تحصيلات، رشد و توسعه بازار سرمايه، امنيت و ثبات سياسي، قوانين حقوقي مستحكم، تربيت نيروي انساني متخصص براي حضور در بازارهاي مالي و بسياري از عوامل ديگر هستند كه بر نرخ پس‌انداز و تشكيل سرمايه موثر بوده و به نوبه خود امكان بحث و بررسي دارند.
“روستو” مرحله خيز اقتصادي را مرحله‌اي مي‌داند كه در آن نرخ پس‌انداز و سرمايه‌گذاري از حدود ۵ درصد درآمد به بيش از ۱۲درصد افزايش يابد. “روزن اشتان رودن” شرط لازم براي قرارگرفتن اقتصاد در خط رشد و تداوم موفقيت آميز آن را داشتن حداقل سرمايه‌گذاري مي‌داند كه اين امر نياز به سطوح بالاي پس‌انداز دارد. “سامرز” قلت پس‌اندازها را مانعي جدي براي رشد اقتصادي به شمار آورده و مهمترين ريشه‌هاي افزايش بهره وري را پس‌انداز مي‌داند. به گونه اي كه ژاپن با نرخ پس‌اندازي بيش از سه برابر آمريكا نرخ رشدي معادل سه برابر در بهره وري تجربه نموده است ( ۱۹۸۶). در مورد كشورهاي در حال توسعه به ويژه آسياي شرقي نيز نقش پس‌انداز و سرمايه‌گذاري بسيار مهم و كليدي شمرده شده‌اند. “ماسون” جريان تراكم سرمايه را شامل سه مرحله مي‌داند :
۱- افزايش در حجم واقعي پس‌اندازها،
۲- بسيج منابع مالي پس‌انداز از طريق موسسات پولي و مالي
۳- سرمایه گذاري وجوه پس‌انداز شده به منظور تراكم سرمايه مجدد.

۲-۶- توسعه بازار مالي
يكي از مهمترين عوامل تاثيرگذار در شكل‌گيري انواع پس‌اندازها و هدایت آن به سمت سرمایه‌گذاری توسعه بازارهاي مالي است. برخی از مطالعات نشان مي‌دهند كه توسعه بازارهاي مالي در ارتباط با پس‌انداز مانند شمشير دو لبه عمل مي‌كند. از يك طرف برخي از صاحبنظران بر اين عقيده‍اند كه توسعه بازارهاي مالي قابليت دسترسي به ابزارهاي پس‌انداز را افزايش داده و بازده پس‌انداز را مناسب‌تر و همچنين استقراض را براي افراد سهل‌تر مي‌كند، بنابراين موجب كاهش پس‌انداز مي‌شود. اما از سوي ديگر تجارب كشورهاي مختلف و مطالعات متعدد تجربی در این زمینه بيان‌كننده اين واقعيت است كه توسعه بازار مالي (مجموع بازار پول و سرمایه) اثر خالص مثبت بر پس‌انداز، تشکیل سرمایه و رشد اقتصادی داشته است . در زیر بطور نمونه به برخی از موارد موید این موضوع اشاره شده است:
۱- قدرت نقدشوندگی بالا: یکی از ویژگی¬های بارز بازار سرمایه توسعه یافته قدرت نقدشوندگی و نقدینگی بالا است.
۲- کاهش هزینه تامین سرمایه: بازار سرمایه توسعه یافته، هزینه تامین سرمایه داخلی و خارجی را که از منظر سرمایه گذاری از اهمیت بالایی برخودرا می باشد را کاهش می دهد. مطالعات نشان می دهد در کشورهای در حال توسعه ای که از پس انداز داخلی کافی برخوردار نیستند، وجود بازار سرمایه توسعه یافته هزینه سرمایه خارجی را به شدت کاهش می دهد.
۳- همسو¬کننده منافع مالکان و مدیران: با ابتکار و نوآوری در طراحی شیوه های مناسب جبران خدمات مدیران، انگیزه های مضاعفی در راستای انطباق هر چه بیشتر منافع مدیران و بنگاه فراهم می آید. در واقع جبران خدمات از طریق اختیار خرید سهام به مدیران این امکان را می دهد تا ایشان تصمیماتی اتخاذ نمایند که منافع آن فراتر از عمر مدیریتی باشد.
۴- ایجاد ارزش افزوده اطلاعاتی: بازار سرمایه توسعه یافته از طریق تولید اطلاعات در مورد بنگاه ای اقتصادی که از ویژگی های چون قابلیت اتکا، مربوط و به موقع بودن برخوردارند، به رشد اقتصادی کمک می کنند.
۵- متنوع¬سازی و کاهش ریسک: بازار سرمایه توسعه یافته از طریق فراهم نمودن امکان تشکیل سبدی از ابزارهای مالی مختلف، کاهش ریسک سرمایه¬گذاران را فراهم می¬نماید، زیرا از این طریق توان تجمیع سرمایه¬های اندک با قبول مخاطرات کم مهیا می¬شود.
۶- تشکیل سرمایه و هدایت هدفمند سرمایه¬ها: بازار سرمایه توسعه یافته با کمک به تشکیل سرمایه آنها را به صورت هدفمند به هر بنگاه اقتصادی که نیاز به سرمایه و منابع مالی دارد، هدایت می¬نماید.
۷- تقویت ثبات سیاسی- اجتماعی: بازار سرمایه توسعه یافته مالکیت گسترده و متنوع سهام را به دنبال دارد که به نوبه خود امنیت سرمایه گذاری و ثبات سیاسی- اجتماعی از مقوله های تفکیک ناپذیر آن هستند.
موارد فوق بخشی از فهرست بلند بالایی است که می توان به پشتوانه تحقیقات تجربی بعمل آمده در خصوص رابطه بازار سرمایه و توسعه اقتصادی به آنها اشاره کرد. لواین در مطالعات خود فرایند تئوریک توسعه بخش مالی – توسعه اقتصادی را در قالب نمودار زیر بیان می‌کند :
نمودار ۲-۳- فرآیند تئوریک توسعه بخش مالی- توسعه اقتصادی
لواين در اين بررسي نشان مي‌دهد كه اثرات مشخص و مستدلی بين توسعه بخش مالي و رشد اقتصادي وجود دارد. به منظور اين بررسي او در مطالعات خود سه رويكرد را مد نظر قرار داده است:
۱- از طريق محاسبه و سنجش بخش مالي (واسطه‌گري مالي)
۲- از طريق مقايسه گستردگي فعاليت شبكه بانك‌هاي تجاري در مقايسه با بانك مركزي در بخش واسطه‌گري مالي
۳- از طريق بررسي گستردگي راه‌هاي تزريق منابع از بخش مالي به سمت بخش خصوصي در مقايسه با بخش دولتي
بطورکلی با حركت پس‌انداز به سمت سرمايه‌گذاري مناسب، جزء بسيار با اهميت توسعه اقتصادي محسوب شده و ايجاد و بكارگيري آن در كشورهاي در حال توسعه به عنوان راهي روشن به سمت توسعه‌يافتگي شناخته مي‌شود. ماهيت پس‌انداز در كشورهاي توسعه يافته و در حال توسعه، بصورت يكسان ولي در فضايي متفاوت شكل مي‌گيرد. در كشورهاي درحال توسعه، فقر يك واقعيت فراگير مي باشد كه تبعات آن به چند عامل كليدي تبديل گشته و اجازه تشكيل پس‌انداز به شكل منسجم، و به دنبال آن ايجاد شرايط مناسب براي سرمايه‌گذاري را نمي‌دهد. از جمله اين عوامل كليدي مي-توان به عواملي مانند: پايين بودن در آمد سرانه، گستردگي فقر مطلق در جامعه، برخوردار نبودن بخش بزرگي از مردم از كالاهاي اساسي و بر اين اساس توجه صرف به تامين مايحتاج ضروري روزانه براي مسكن و خوراك، بازارهاي ناكاراي مالي و عدم وجود زمينه‌هاي مناسب براي سرمايه‌گذاري قابل اطمينان، سطح دانش و فرهنگ پايين پس‌انداز و سرمايه‌گذاري در خانوارها و در نهايت فقدان نيروي كار مختصص به عنوان يكي از ضروريات شكل‌گيري سرمايه‌گذاري اشاره نمود.
چنين فضايي موجب شده است كه تنها جایگزین¬هاي موجود در كشور براي نگهداري “مازاد درآمد و مصرف”، نگهداري پول نقد، خريد كالاهاي بادوام و نقدشونده مصرفي و نگهداري پول در بانك‌ها تلقي شده و پس‌انداز به جهت سرمايه‌گذاري در كشور فراگير نبوده و اصولا شناخته شده نمي¬باشد.
۲-۷- ارتباط میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام
وجود ارتباط پویا میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام بطور گسترده به بحث و بررسی گذاشته شده است. مبنای چنین مطالعاتی، استفاده از مدل¬هایی است که بیان می¬کنند که قیمت سهام می¬تواند به عنوان تنزیل جریان نقدی مورد انتظار تلقی شود. از اینرو، تعیین قیمت سهام مستلزم وجود نرخ بازده و جریانات نقدی مورد انتظار است (التون و گروبر ، ۱۹۹۱) . متغیرهای اقتصادی دارای اثرات عمده¬ای بر جریانات نقدی آتی و بازده مورد درخواست هستند، به همین خاطر انتظار می¬رود که دارای تاثیر با اهمیتی بر روی قیمت سهام نیز داشته باشند.
فاما و گيبون (۱۹۸۲) ارتباط میان تورم، بازده واقعی و میزان سرمایه¬گذاری سرمايه¬اي را مورد بررسی قرار دادند. نتایج بدست آمده تاییدی بود بر یافته¬های ماندل (۱۹۶۳) و توبين (۱۹۶۵) مبنی بر اینکه بازده واقعی مورد انتظار بروات و نرخ تورم مورد انتظار دارای همبستگی منفی بایکدیگر هستند. به پیشنهاد محققان چنین ارتباطی در مورد بازده سهام به موجب ارتباط مثبت میان بازده واقعی مورد انتظار دارایی¬های مالی و فعالیت¬های واقعی وجود دارد. بر طبق اظهارات فاما (۱۹۹۱) تحقیقات تجربی متقدمان نشان دهنده این مطلب است که تورم مورد انتظار دارای ارتباط منفی با قیمت سهام است و این موضوع بطور تلویحی حکایت از آن دارد که ارتباط اندازه¬گیری شده میان تورم و بازده سهام به نوعی ارتباط نادرست، نامعتبر و فاقد روایی است. گسك و رول (۱۹۸۳) دریافتند که قیمت سهام در آمریکا با نرخ تورم دارای رابطه منفی است در حالیکه با فعالیت¬های واقعی اقتصاد دارای رابطه مثبت است. یافته¬های مورد دوم تاییدی بود بر نتایج تحقیقات فاما (۱۹۸۱) و لي (۱۹۹۲) .
بنابر اظهارات لي (۱۹۹۲) بازده سهام به موجب ارتباط میان عرضه پول و فعالیت¬های واقعی اقتصاد، علائمی مبنی بر تغییرات در تورم مورد انتظار ارسال می¬نماید . دارات (۱۹۹۰) تاثیرات سیاست¬های پولی و مالی بر روی بازده سهام در بازار اوراق بهادار کانادا مورد بررسی قرار داد، نتایج بدست آمده حکایت از آن داشت که کسری بودجه، نرخ بلندمدت اوراق قرضه، نوسانات نرخ بهره و میزان تولید صنعتی از جمله عوامل تعیین¬کننده بازده سهام می¬باشند. در آزمون اعتبار و روایی تئوری آربیتراژ قیمت¬گذاری چن، رول و راس (۱۹۸۶) به این نتیجه رسیدند که متغیرهای کلان اقتصادی بطور اتفاقی با بازده سهام ارتباط پیدا می¬کنند. نجند و رحمان (۱۹۹۱) با بکارگیری مقیاس نوسان¬پذیر اسشورت (۱۹۹۲) به شواهدی مبنی بر وجود ارتباط تصادفی بازده سهام و تورم دست یافتند.
چنانچه افزایشی در نرخ بهره صورت پذیرد، با افزایشی در نرخ بازده مورد درخواست و به تبع آن کاهشی در قیمت سهام مواجه خواهیم شد. افزایش در نرخ بهره منجر به افزایش هزینه فرصت نگهداشت وجه نقد می¬شود، همین امر باعث می¬شود تا با سبک و سنگین کردن نگهداشت دیگر اوراق بهادار متضمن بهره، منجر به کاهش قیمت سهام شود. فرنچ و همکاران (۱۹۸۷) از منظر تئوری اثبات نمودند که بازده سهام بطور منفی به نرخ بهره کوتاه مدت و بلندمدت واکنش نشان می¬دهد. هرچند آلن و جكتيانتي (۱۹۹۷) اظهار داشتند که حساسیت نرخ بهره نسبت به بازده سهام بطور فزاینده¬ای از اواخر دهه ۸۰ و اوایل دهه ۹۰ میلادی به دلیل ابداع قراردادهای ابزار مشتقه پایه نرخ بهره جهت گاهش خطر ریسک (مدیریت ریسک)، کاهش یافته است. علاوه بر این، بالماش و تريولي (۱۹۹۱) دریافتند که قیمت جاری سهام در آمریکا دارای همبستگی مثبتی با قیمت سهام در ماه قبل از آن، عرضه پول، بدهی جاری دولت فدرال ، بدهی جاری معاف از مالیات حکومت مرکزی ، نرخ بیکاری در بلندمدت، عرضه گسترده پول و نرخ بهره بین بانکی است. هرچند، میان قیمت سهام و نرخ اوراق قرضه کوتاه¬مدت خزانه، نرخ اوراق قرضه میان مدت با وقفه خزانه ، بدهی با وقفه بلندمدت¬تر دولت فدرال و پایه پولی جاری ارتباط منفی وجود دارد.
هرگاه ارزش پول داخلی (ملی) در برابر پول رایج کشورهای دیگر (ارز) کاهش یابد، قیمت محصولات صادراتی کاهش می¬یابد و به تبع آن حجم صادرات کشور با فرض اینکه تقاضا برای چنین محصولاتی کشش داشته باشد، افزایش خواهد یافت. ناكا و موخاراجي (۱۹۹۵) ، آچساني و استروه (۲۰۰۲) وجود چنین رابطه مثبتی را در کشورهای ژاپن و اندونزی که اقتصاد آنها متکی بر صادارت است، اثبات کردند. آجايي و موگوئو (۱۹۹۶) نیز نشان دادند که افزایش در قیمت سهام دارای اثرات کوتاه مدت منفی بر ارزش پول داخلی (ملی) است اما در بلندمدت چنین تاثیری مثبت می¬باشد، در حالیکه کاهش ارزش پول ملی دارای اثرات کوتاه مدت و بلندمدت منفی بر روی بازار سهام است.
چن (۱۹۹۱) به بررسی رابطه میان تغییرات فرصت¬های سرمایه¬گذاری مالی و تغییرات در متغیرهای کلان اقتصاد در آمریکا پرداخت، وی خاطر نشان ساخت که بازده اضافی بازار را می¬توان با استفاده از متغیرهای اقتصاد کلانی چون نرخ رشد با وقفه تولید ، ساختار شرایط، نرخ اوراق قرضه کوتاه¬مدت خزانه، تفاوت قراردادی بین نرخ خرید و فروش و بازده سود نقد تقسیمی پیش¬بینی نمود. بازده اضافی بازار با متغیرهای رشد اقتصادی (از قبیل نرخ اوراق قرضه کوتاه¬مدت خزانه، نرخ رشد با وقفه تولید، تفاوت قراردادی بین نرخ خرید و فروش، ساختار شرایط) دارای رابطه منفی است، در حالیکه با عوامل رشد اقتصادی مورد انتظار آتی (از قبیل نسبت سود تقسیمی به قیمت بازار و رشد مورد انتظار آتی تولید ناخالص ملی) رابطه مثبت دارد.
چن، رول و راس (۱۹۸۶) بیان نموده¬اند که متغیرهای اقتصادی از قبیل تفاوت میان نرخ بهره بلندمدت و کوتاه مدت؛ تورم مورد انتظار و پیش¬بینی نشده؛ رشد تولید صنعتی و تفاوت میان اوراق قرضه با درجه رتبه¬بندی بالا و رتبه¬بندی پایین بطور نظامندی بر بازده دارایی¬ها اثر می¬گذارند. رشد تولید صنعتی را می¬توان به عنوان نماینده جانشینی برای جریانات نقد واقعی مد نظر قرار داد، از طرفی تورم به عنوان نرخ رشد جریان نقد اسمی (معادل نرخ تورم مورد انتظار نیست) بر بازده تاثیرگذار است، در حالیکه تفاوت میان نرخ بهره بلندمدت و کوتاه مدت و تفاوت میان اوراق قرضه با درجه رتبه¬بندی بالا و رتبه¬بندی پایین بر گزینه نرخ تنزیل اثرگذار هستند.
مشابه با چن، رول و راس (۱۹۸۶)، هاموآ (۱۹۸۸) در خصوص اطلاق¬پذیر بودن (صادق بودن) روابط مشاهده شده میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام در هنگامیکه تجزیه و تحلیل در بازار ژاپن به اجرا گذاشته می¬شوند، به تحقیق پرداخت. علاوه بر این وی متغیرهای تجارت جهانی را در مشاهدات خود لحاظ نمود. جدا از تولید صنعتی که که به نظر می¬رسد در ارتباط با قیمت¬گذاری دارایی¬ها فاقد اهمیت باشد، یافته¬های هاموآ منطبق با نتایج مطالعات چن، رول و راس بود.
پوون و تيلور (۱۹۹۱) هم راستا با چن، رول و راس (۱۹۸۶) به بررسی بازار انگلستان پرداختند. بر اساس نتایج یافته¬های ایشان به نظر نمی¬رسید متغیرهای اقتصاد کلان بر بازده سهام شرکت¬ها در کشور انگلستان به همان اندازه در ایالات متحده تاثیرگذار باشند، بنابراین به اعتقاد پوون و تيلور (۱۹۹۱) یا عوامل اقتصاد کلان متفاوتی در کشور انگلستان بر بازده سهام تاثیرگذار است یا روش¬شناسی بکار گرفته شده توسط چن، رول و راس (۱۹۸۶) ناکارآمد می¬باشد. ایشان تاکید مجددی بر معناداری رابطه تنها اجزا پیش¬بینی نشده بازده سهام و متغیرهای کلان اقتصادی در این مدل داشته و استدلال نمودند ممکن است یافته¬های چن، رول و راس (۱۹۸۶) نمونه-ای از رگرسیون کاذب باشد. ایشان از الگوی ARIMA به منظور آزمون داده و همچنین پسماندهای الگو را نیز به عنوان نوآوری¬ها مورد استفاده قرار دادند.
به لحاظ نظری، از آنجائیکه به تبع افزایش در نرخ رشد پول، افزایش مورد انتظار در نرخ تورم و کاهش در قیمت سهام به وقوع می¬پیوندد، در نتیجه عرضه پول دارای تاثیر منفی بر قیمت سهام است. هرچند، افزایش در عرضه پول با تحریک اقتصاد و عایدات شرکت¬ها منجر به افزایش آن می¬شود. چنین امری به احتمال منتج به افزایش در جریانات نقد آتی و قیمت سهام خواهد شد. ناكا و موخاراجي (۱۹۹۵) ، ماياسامي و كوه (۲۰۰۰) و شين و نووان (۱۹۹۹) دریافتند که رابطه مثبتی میان عرضه پول و بازده سهام وجود دارد.
در خلال دهه گذشته، محققان دامنه مطالعات خود را به بررسی تعامل میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام دیگر کشورها گسترش دادند. برای مثال، شين و نووان (۱۹۹۹) به بررسی بازار کره پرداخته و دریافتند که بازار سهام کره دارای هم¬انباشتگی با شاخص تولید، نرخ تبدیل ارز، تراز تجاری و عرضه پول است. یافته¬های ایشان نشان از این نداشت که شاخص قیمت سهام، نماگر پیشرو برای متغیرهای کلان اقتصادی است. لاي (۱۹۹۷) با بررسی بورس اوراق بهادار سنگاپور دریافت که شاخص سهام سنگاپور دارای رابطه مثبتی با تقاضا برای پول است اما هیچونه رابطه با بنیادهای اقتصاد کلان ندارد. همچنین نتایج مشابهی توسط فانگ و ليي (۱۹۹۰) در تایوان بدست آمد. گجرد و سايتم (۱۹۹۹) ، آچساني و استروه (۲۰۰۲) به بررسی بازارهای منطقه¬ای کوچکی چون نروژ و اندونزی پرداختند، یافته¬های ایشان حاکی از واکنش منفی بازده سهام به تغییرات نرخ بهره، و واکنش مثبت بازده سهام به قیمت نفت (زیرا نروژ یکی از صادرکنندگان نفت خام است) و فعالیت¬های واقعی اقتصاد بود. هرچند، ارتباط میان قیمت سهام و نرخ تورم مبهم و نامشخص است. مطالعات آچساني و استروه (۲۰۰۲) حکایت از وجود رابطه منفی میان قیمت سهام و نرخ تورم و همچنین قیمت سهام و نرخ بهره داشت. هرچند، وجود رابطه مثبتی میان قیمت سهام و تولید ناخالص داخلی، عرضه پول و نرخ تبدیل ارز شناخته شده است. مضافا اینکه ایشان جهت یافتن هرگونه رابطه با اهمیت میان قیمت سهام و میزان صادرات و نرخ بهره بلندمدت بر نیامدند.
آن دسته از کشورهایی که در زمره صادرکنندگان محصولات و مشتقات نفت خام یا فرآوری شده هستند، از افزایش قیمت نفت بهره¬مند می¬شوند. به همین خاطر، باید رابطه مثبتی میان قیمت نفت خام و قیمت سهام در کشورهای صاردکننده نفت خام وجود داشته باشد. در حالیکه این رابطه به حالت منفی میان قیمت نفت خام و قیمت سهام در کشورهای واردکننده نفت وجود دارد. افزایش در قیمت نفت خام منجر به افزایش قیمت تمام شده تولید و به تبع آن کاهش در جریان وجوه نقد مورد انتظار می¬شود. هرچند، چن و همکاران (۱۹۸۶) نتوانستند هیچگونه رابطه میان شاخص سهام و قیمت نفت خام در ایالات متحده پیدا نمایند.
تاکنون مطالعات بسیاری در خصوص ارتباط میان بازده سهام و متغیرهای کلان در کشورهای توسعه یافته¬ای از قبیل آمریکا، ژاپن و کشورهای اروپایی انجام شده است. بطورکلی اعتقاد بر این است که قیمت سهام بر اساس متغیرهای بنیادین اقتصاد کلان از قبیل تولید ناخالص داخلی، عرضه پول، نرخ تبدیل ارز و نرخ تورم تعیین می-شود. تا کنون مطالعات متعددی با هدف تعیین اثرات عوامل اقتصادی بر روی بازده سهام در کشورهای مختلف به انجام رسیده است. برای مثال، راس (۱۹۷۶)، چن و همکاران (۱۹۸۶) با بسط تئوری آربیتراژ قیمت¬گذاری و با بکارگیری برخی از متغیرهای کلان اقتصادی به تبیین بازده سهام در بازارهای سهام آمریکا پرداختند. یافته-ها حکایت از آن داشت که میزان تولید صنعتی، تغییرات در صرف ریسک، و تغییرات در ساختار زماني نرخ بهره ، ارتباط مثبتی با بازده مورد انتظار سهام دارند، این در حالی است که هم نرخ تورم پیش¬بینی شده و هم نرخ تورم پیش¬بینی نشده ارتباط منفی با بازده مورد انتظار سهام دارند.
بسط تحلیل آزمون همبستگی میان متغیرهای دارای سری زمانی ایستا (هم¬انباشتگی) رویکرد دیگری را جهت بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام فراهم نموده است. برای مثال، ناكا و موخاراجي (۱۹۹۵) آزمون همبستگی میان متغیرهای دارای سری زمانی ایستا (هم-انباشتگی) را در قالب مدل تصحیح خطای برداری بکار گرفتند و دریافتند که بازار سهام ژاپن با شش متغیر اقتصاد کلان که عبارت بودند از نرخ تبدیل ارز، عرضه پول، نرخ تورم، میزان تولید صنعتی، نرخ اوراق قرضه بلندمدت دولتی و نرخ بهره کوتاه مدت دارای هم¬انباشتگی می¬باشند. همچنین نتایج همبستگی بلندمدت متغیرهای کلان اقتصادی مطابق با فرضیه آزمون¬پذیر ارتباط تعادلی است. علاوه بر این، ماياسامي و كوه (۲۰۰۰) با استفاده از آزمون همبستگی میان متغیرهای دارای سری زمانی ایستا (هم¬انباشتگی) در قالب مدل تصحیح خطای برداری دریافتند که بازار سهام سنگاپور با پنج متغیر کلان اقتصادی دارای هم¬انباشتگی است.
شين و نووان (۱۹۹۹) با بکارگیری آزمون¬های علیت گرنجر و هم¬انباشتگی انگل- گرنجر در قالب مدل تصحیح خطای برداری دریافتند که بازار سهام کره با مجموعه¬ای از متغرهای کلان اقتصادی دارای هم¬انباشتگی است. هرچند استفاده از مدل علیت گرنجر بر روی متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص بورس اوراق بهادار حکایت از آن داشت که شاخص سهام کره معرف یک نماگر پیشرو در ارتباط با متغیرهای اقتصادی نیست.
چئووانگ و ان¬جي (۱۹۹۸) تکنیک¬های هم¬انباشتگی جانسن را با داده¬هایی از کانادا، آلمان، ایتالیا، ژاپن و آمریکا آزمون نمودند و نتیجه گرفتند که میان شاخص سهام ملی و برخی از متغیرهای خاص از قبیل قیمت واقعی نفت، مصرف واقعی، عرضه واقعی پول و تولید ناخالص ملی واقعی در این پنج کشور در بلندمدت همگرایی روند حرکتی وجود دارد. علاوه بر این، محققان دریافتند که بازده واقعی شاخص¬های سهام معمولا با انحرافات از رابطه بلندمدت تجربی و با تغییرات در متغیرهای کلان اقتصادی مرتبط می¬باشند.

۲-۸- شاخص¬هاي ارزيابي بازار سهام
واژه شاخص به معنای وسیله تشخیص است و عدد شاخص عددی است که بوسیله آن تغییرات ایجاد شده در یک پدیده را در فاصله دو زمان مختلف (یا دو مکان مختلف) بررسی می-کنیم. بنابراین می¬توان گفت که شاخص عددی است برای اندازه¬گیری و سنجش تغییرات عوامل مختلف در فواصل زمانی یا مکانی که مورد استفاده قرار می¬گیرد.
همچنین شاخص را می¬توان نماگری دانست که بیانگر روند عمومی پارامتر مورد نظر در میان گروهی از متغیرهای مورد بررسی است که تغییرات آن در مقایسه با یک سال پایه (تاریخ مبدا) در نظر گرفته می¬شود. معیار مقایسه تغییر مقدار عدد شاخص در هر زمان نسبت به سال پایه، عدد مبنا است. عدد مبنا بطور معمول ۱۰۰ در نظر گرفته می¬شود. در این صورت از تقسیم میزان شاخص در هر زمان بر عدد مزبور می¬توان رشد پارامتر مورد نظر را در میان گروه متغیرهای مورد بررسی بدست آورد. البته باید توجه داشت که ارزش عددی شاخص، بار اطلاعاتی چندانی ندارد بلکه روند تغییر شاخص در یک دوره زمانی مشخص، می¬تواند بیانگر عملکرد آن در دوره مذکور باشد.
در واقع شاخص، مفهوم چکیده¬ای است که معمولا برای اندازه¬گیری تغییر در یک مجموعه متغیرهای مرتبط در طول زمان یا برای مقایسه سطوح کلی (عمومی) این متغیرها در بین کشورها یا نواحی مختلف بکار می¬رود. در اکثر رشته-های علوم، شاخص¬ها مورد استفاده واقع می¬شوند، اما در علم اقتصاد جایگاه و اهمیت خاصی دارا هستند. شاخص¬ها ابزار سودمندی در اقتصاد می¬باشند، زیرا حرکات یا تغییرات متغیر مورد نظر را به ساده¬ترین و راحت¬ترین شیوه ممکن بیان می¬کنند. بعنوان مثال، شاخص قیمت مصرف کننده، که تغییرات قیمتی مجموعه¬ای از کالاها و خدمات مصرفی را نمایش می¬دهد، یکی از پر کاربردترین شاخص¬های اقتصادی در هر کشور محسوب می¬شود. از دیگر شاخص¬های مهم، می¬توان به شاخص¬های مالی (همانند شاخص داوجونز و نیکی) در بازار سهام اشاره نمود.
به بیان دیگر شاخص بازار سهام یک معیار مفید و خلاصه شده¬ای از انتظارات جاری در مورد آینده سهام می¬باشد که بعنوان میزان الحراره حساسی، آثار پدیده¬های سیاسی، اقتصادی و غیره را منعکس ساخته و تغییرات ساختاری و بلندمدت در اقتصاد را منعکس می¬نماید. بنابراین اگر شاخص¬های بازار سهام به درستی طراحی و فرمول¬بندی شوند، در آن صورت می¬توان از آنها بعنوان معرف و نماگر پیشرو عملکرد اقتصادی کشور نام برد. امروزه اندازه و روند شاخص¬های قیمت سهام یکی از مهم¬ترین عوامل تاثیرگذار بر تصمیمات سرمایه¬گذاران در بازارهای مالی محسوب می¬شود. با توجه به اینکه سرمایه¬گذاران با علائق و سلایق خاصی اقدام به سرمایه¬گذاری در بورس¬های اوراق بهادار می-نمایند، لذا در اکثر بورس¬های پیشرفته علاوه بر شاخص¬های کل، شاخص¬های معینی جهت نمایش رفتار بخش خاصی از بازار طراحی و محاسبه می¬گردند.
در سطح بازارهای مالی محاسبه شاخص موارد استفاده و کاربرد زیادی دارند در واقع شاخص¬ها، بیان کننده بازده کل بازار یا عناصر مشخصی از بازار در یک دوره معین بوده و می¬توان از شاخص¬ها به عنوان مبنایی در جهت مقایسه عملکرد انواع پرتفوهای تشکیل شده در بازار استفاده نمود. علاوه بر این از آنجایی که قیمت سهام با تغییرات انتظارات سهامداران از وضعیت اقتصادی شرکت¬ها در حال نوسان می¬باشد و این نوسان قیمت¬ها روی شاخص بازار تاثیر می¬گذارد، لذا می¬توان شاخص بازار را به عنوان نماگر وضعیت و عملکرد آتی اقتصاد در سطح ملی دانست. به منظور تضمین اینکه یک شاخص سهام، بطور منطقی نشان دهنده رفتار بازار و شرایط آینده اقتصاد باشد، لازم است که در فرمول¬بندی آن معیارهای واقعی مورد استفاده قرار گیرد.
۲-۸-۱- تعریف شاخص
اصطلاح شاخص در ادبیات مالی، فوق العاده زیاد بکار رفته اما ظاهرا به شیوه دقیقی تعریف نشده است. فرهنگ-های لغات معمولا شاخص را بعنوان چیزی که نشان می¬دهد، مشخص می¬کند، نمودار یا نماینده است، وصف می¬کنند. ولی پر واضح است که این اصطلاح در ادبیات مالی حاکی از معنای گسترده¬تری از مقداری است که با تغییرات خود، دگرگونی¬های روی داده در طی زمان یا مکان را نشان می-دهد، البته منظور آن دسته از دگرگونی¬هایی است که دامنه تغییرات آنها بگونه¬ای است که قابلیت اندازه¬گیری مستقیم به خودی خود یا مشاهده مستقیم را در عمل ندارند. در زیر تعریف بعمل آمده از شاخص را جهت آشنایی بیشتر ذکر می¬کنیم:
• شاخص قیمت بعنوان یک کمیت عددی، تغییرات قیمت سهام موجود در بازار مالی را مورد سنجش قرار داده و تحولات و تغییرات بازارهای مالی را اندازه-گیری و منعکس می¬نماید.
به بيان ديگر شاخص جهت و میزان حرکت اوراق بهادار و یا پرتفوی خاصی را نشان می¬دهد و در واقع بازتابی از تمایل کلی بازار اوراق بهادار است. در واقع شاخص سهام چگونگی عملکرد بازار را نشان می¬دهد و از طرف دیگر روند بازار را که نشان از حرکت کلی قیمت بازار سهام است اندازه¬گیری می¬نماید. بنابراین، شاخص معیار اندازه-گیری و قضاوت سرمایه¬گذاران در مورد کل بازار سهام و یا در مورد گروه خاصی از سهام در مقابل عملکرد سهام منفرد است. به همین خاطر بعنوان معیاری سودمند شناخته شده و توسط مشارکت¬کنندگان بازار مورد استفاده قرار می-گیرد.
اساسا، طراحی و محاسبه عدد شاخص کوششی است برای پدید آوردن معیار همگن برای اشیا، ویژگی¬های کیفی و کمیت¬های ناهمگن. یکی از وجوه ناهمگنی فرآورده¬ها، وجود واحدهای قابل سنجش متفاوتی چون وزن، حجم، طول، مساحت، تعداد، مدت استفاده و مواردی از این قبیل است که برای تعیین کمیت آنها بکار می¬رود. اگر این فرآورده¬ها در معرض خرید و فروش منظم و وسیع قرار داشته باشند، همگن¬سازی آنها ضرورت می¬یابد.
به بیان کلی، اعداد شاخص برای مقاصد بسیار متنوعی، از جمله برای نشان دادن تغییرات مواردی از قبیل قیمت سهام شرکت¬ها در بورس، تولیدات صنعتی، بازده تولید، درآمدهای ملی، قیمت¬های عمده فروشی، هزینه زندگی، و بسیاری دیگر تهیه می¬شوند. در تهیه شاخص¬های قیمت، عموما اعداد شاخص بر مبنای زوج¬هایی از مقدار و قیمت مطرح می¬شوند.
در این میان زنجیره¬ای زمانی اعداد شاخص را می¬توان به مثابه روندنمایی از پدیده مورد بررسی در نظر گرفت. اعداد شاخص معیاری برای نشان دادن تغییرات اینگونه واقعیت¬ها است. درباره عدد شاخص به مثابه روندنمای تغییرات قیمت، لازم است به این مساله توجه شود که چگونه باید از ترکیب تغییرات نسبی قیمت سهام شرکت¬های گوناگون یک عدد شاخص بدست آورد که بتوان آن را معیاری از تغییر نسبی سطح عمومی قیمت¬ها دانست.
باید یادآوری شود که ثبات رویه در تهیه شاخص می¬تواند برقابلیت اتکای آن بیافزاید، از این گذشته راه¬های مقایسه و ارزیابی مبانی تئوریک اعداد شاخص که در ادامه بدان اشاره خواهد شد نیز چندان بسته نمی¬باشد. مضافا اینکه در تهیه شاخص¬ها مسائل بسیار حائز اهمیتی چون :
• انتخاب پایه (مبدا مقایسه)
• انتخاب مجموعه نمونه (سبد)
• تعیین اهمیت نسبی (وزن) اجزا تشکیل دهنده سبد
وجود دارند که نیازمند بررسی و پشتوانه نظری کافی درباره هر یک می¬باشد. زیرا مقایسه و سنجش سلسله¬ای از شاخص¬ها هنگامی معنادار است که اجزای تشکیل دهنده سبد از قبیل قیمت¬ها، مقادیر، و سال یا سال¬های مبدا در وضعیتی عادی و قابل مقایسه انتخاب شده و از حالت¬های افراط یا تفریط و بهم خوردگی¬ها و افت و خیزهای تند و زودگذر بدور بوده باشد. موضوع دیگری که مطرح می¬باشد بکارگیری شیوه¬ای جهت خنثی کردن آثار افت و خیزهای شدید قیمتی در اقلام سبد مورد محاسبه شاخص می¬باشد.
در هنگام بررسی¬های علمی، به منظور انجام ارزیابی¬های دقیق و قابل اتکا، نیازمند معیارهای درست و منطقی می-باشیم. بر این اساس نماگرهای اقتصادی در شناسایی رفتارها و سیستم¬های موجود، شناخت روندها و جهت آنها و نیز ترسیم چشم¬اندازهای آتی از اهمیت اساسی برخوردار هستند.
از نظر مفهوم آماری، شاخص¬ها در گروه نماگرها قرار می-گیرند. نماگرها به مفهوم بکارگیری مجموعه¬ای از داده¬ها و فرایندها برای تشخیص تغییرات دوره¬ای و نقاط چرخش رفتار متغیرهای مورد بررسی است. شاخص¬ها از دیدگاه زمانی در سه گروه شاخص¬های تاخیری ، شاخص¬های همزمان و شاخص¬های پیشرو طبقه¬بندی می¬گردند. تفاوت نماگرهای فوق در این است که افت و خیزهای برخی از آنها قبل از افت و خیزهای بقیه بوقوع می¬پیوندد.
شاخص¬های پیشرو بیشتر در متغیرهای قیمتی و مواردی نمود می¬یابند که نسبت به اختلال¬های اتفاقی کوتاه مدت یا نوسان¬های ادواری اقتصاد ملی حساسیت زیادی دارند. شاخص-های همزمان حرکت¬های ادواری کمتری دارند و هموارتر می-باشند. و به همین ترتیب شاخص¬های تاخیری دارای کمترین نوسانات ادواری بوده و بسیار هموار می باشند.
شاخص¬های همزمان و تاخیری بیشتر به منظور تحلیل روندهای درازمدت و شناخت ساختار اقتصاد ملی بکار می-روند. از دیدگاه کاربردی، شاخص¬ها به دو گونه اصلی تقسیم¬بندی می¬شوند.
• شاخص¬های مقداری (حجمی)
• شاخص¬های قیمتی
شاخص قیمتی، میانگین تغییرات نسبی قیمت¬های مجموعه¬ای از پدیده¬های اقتصادی معین بین دو دوره زمانی است، در حالیکه شاخص مقداری، میانگین تغییرات نسبی مقادیر مجموعه¬ای از پدیده¬های اقتصادی معین بین دو دوره زمانی است. نا گفته پیدا است که این مقادیر باید همگن باشند.
۲-۸-۲- شاخص¬های ارزيابي بازار سهام
شاخص¬های قیمت سهام در تمامی بازارهای مالی دنیا، به مثابه یکی از مهمترین معیارهای سنجش عملکرد بورس اوراق بهادار، از اهمیت و توجه زیادی برخوردارند، زیرا اندازه¬گیری حرکت¬های بازار از جنبه¬های مختلفی حائز اهمیت است. شاید مهمترین دلیل این توجه روزافزون، این امر باشد، که شاخص¬های مزبور از تجمیع حرکت¬های قیمتی سهام تمامی شرکت¬ها یا طبقه خاصی از شرکت¬های موجود در بازار بورس، بدست می¬آیند و در نتیجه بررسی جهت و اندازه حرکت¬های قیمتی را در بازار سهام، امکان¬پذیر می¬سازند. در واقع گسترش نظریه¬ها و نوآوری-های مالی در یکی دو دهه اخیر بر پایه نقش محوری توجه به حرکت عمومی بازار، با گرایش روزافزون به محاسبه و بررسی روند حرکتی شاخص¬های قيمتي همراه بوده است.
موارد استفاده از شاخص را می¬توان به دو گروه عام و خاص تقسیم¬بندی نمود که در ادامه به شرح هر یک ار طبقات فوق می¬پردازیم. شاخص¬های بازار اوراق بهادار حداقل دارای هفت مورد استفاده عام و ده مورد استفاده خاص به شرح زیر می¬باشند:

۲-۸-۲-۱- موارد استفاده عام
۱- اعداد شاخص بیانگر اطلاعات عمومی و کلی در مورد ساختار و ترکیب بازار است. در واقع شاخص می¬تواند همانند یک دماسنج، وضعیت کلی اقتصاد و بازار را نشان دهد. معمولا از کاهش شاخص به معنای رکود اقتصادی و افزایش آن به مفهوم رونق اقتصادی تعبیر می¬شود.
۲- شاخص ابزاری برای مقایسه تغییرات یک پدیده در دو زمان متفاوت است. به بیان دیگر به کمک اعداد شاخص می¬توان تغییرات یک پدیده در ادوار مختلف را بررسی نمود.
۳- از بررسی اعداد شاخص، تغییرات احتمالی قیمت¬ها در آینده را می¬توان دنبال کرد. در واقع به کمک اعداد شاخص می¬توان تغییرات احتمالی آتی را بررسی نمود.
۴- شاخص ابزاری برای مقایسه تغییرات گروهی چند پدیده با یکدیگر است. در واقع با استفاده از شاخص قیمت می¬توان صنایع و حتی اقتصادهای مختلف را با یکدیگر مقایسه کرد.
۵- بوسیله شاخص می¬توان فعالیت¬های اقتصادی را بطور محرمانه از نظر رقبا دور نگهداشت.
۶- به مدد شاخص می¬توان از بیان جزئیات امر احتراز نمود و به بیان کلی اطلاعات اکتفا کرد.
۷- از اعداد شاخص می¬توان در تجزیه¬وتحلیل¬های آماری، نظیر شاخص¬های مرکزی و انحرافات (پراکندگی¬ها) و رسم نمودارهای آماری در خصوص فعالیت¬های بازار استفاده نمود.
۲-۸-۲-۲- موارد استفاده خاص
۱- کمی کردن عملکرد اقتصاد و تلخیص بازار
شاخص متشکل از شرکت¬هایی از تمام حوزه¬های اقتصادی است، به بیان دیگر شاخص معمولا حوزه وسیعی از شرکت¬ها در بخش-های مختلف اقتصادی یک کشور را در بر دارد، بنابراین یک روش ساده برای کمی کردن عملکرد اقتصاد و همچنین بازار، استفاده از شاخص می¬باشد که بازتاب مناسبی از وضعیت بازار مالی و شرایط اقتصادی را در اختیار قرار می¬دهد. به همین خاطر و با قبول فرض حساس بودن بازارهای سهام نسبت به شرایط تجاری، نشانگری برای بیان اوضاع و احوال تجاری هستند. بنابراین، در حقیقت عدد شاخص گویای اطلاعات عمومی و کلی در وضعیت بازار است و بعضا از آن بعنوان یک متغیر وابسته برای پیش-بینی سطح فعالیت¬های اقتصادی در آینده استفاده می¬شود.
همچنین از آنجائیکه بررسی یک سبد فرضی از کل سهام یک بازار مالی کار بسیار دشوار و شاید غیرممکنی باشد، در نتیجه نماینده¬ای مانند شاخص بعنوان یک نشانگر جامع از عملکرد کل بازار معرفی شده است. علاوه براین، شاخص¬های تخصصی نیز جهت استخراج اطلاعات خاصی از بازار طراحی شده است. شاخص سهام علاوه بر آشکارسازی روند حرکت بازار، نشانگر خوبی از تغییرات قیمت است و بعنوان یک ابزار در دست سرمایه¬گذاران، امکان قضاوت در مورد کلیه یا گروهی از سهام شرکت¬ها را مورد استفاده قرار می¬دهد.
۲- ابزاری جهت تنظیم خودکار بازار
در یک نظام اقتصادی کارآ، تخصیص بهینه منابع مالی از جمله وظایف بازار سرمایه است. در همین راستا و به منظور جذب و تخصیص بهینه منابع مالی ضرورت دارد تا اطلاعات مفید و هر چند مختصر و قابل اتکا از کل حرکت بازار در اختیار سرمایه¬گذاران قرار گیرد. آزمون¬های تجربی نشان داده است که شاخص کل برآوردی نااریب¬تر نسبت به ضریب سودآوریP/E و همچنین سود حاصل از هر سهم EPS می¬باشد. از طرف دیگر، آربیتراژ¬کنندگان نیز می-توانند به راحتی موارد اختلاف و تفاوت را در بازار تشخیص دهند و بازار را در جهت حصول اطمینان از صحت قیمت¬ها، تصحیح کنند.
۳- نشانه¬ای از انتظارات و پیش¬بینی وضعیت آینده
از آنجائیکه قیمت¬های سهام برابر با ارزش فعلی جریانات نقدی آتی است، اگر بازار انتظار داشته باشد که جریانات نقدی آتی تغییر خواهد کرد (چه افزایشی و چه کاهشی)، شاخص این انتظارات را منعکس خواهد کرد. طبق مدل ارزشیابی سهام گوردون، قیمت سهام در واقع همان ارزش فعلی جریاتان نقدی آتی شرکت است. بنابراین اگر انتظار می¬رود در جریانات نقدی تغییری حاصل شود این تغییر باید در شاخص کل قیمتی خود را نشان دهد.
۴- وسیله¬ای برای بازاریابی در سطح بین¬المللی
سرمایه¬گذاران بین¬المللی می¬توانند شاخص¬های بورس را در کل کشورها با هم مقایسه کنند، بازده بالای یک بورس باعث افزایش آگاهی¬های عمومی و همچنین افزایش سرمایه-گذاری خارجی در آن بورس می¬شود.
۵- مبنایی برای ارزیابی عملکرد مدیران حرفه¬ای سرمایه-گذاری
کاربرد اصلی و عمده شاخص¬ها، محاسبه بازدهی کل بازار، یا عناصر مشخصی از بازار در یک دوره معین، و استفاده از نرخ¬های بازده محاسبه شده به مثابه معیاری برای قضاوت درباره پرتفوهای مختلف می¬باشد. فرض اصلی و اساسی به هنگام ارزیابی عملکرد پرتفوی، این است که سرمایه¬گذاران قادر به کسب بازده قابل مقایسه¬ای با بازده بازار با انتخاب تصادفی تعداد وسیعی سهام یا اوراق قرضه از کل بازار می¬باشند. از اینرو، یک مدیر پرتفوی با عملکرد مناسب، می¬باید بطور مداوم بهتر از بازار عمل نماید. بنابراین یک شاخص جامع سهام یا اوراق قرضه بازار، می¬تواند معیاری برای قضاوت پیرامون عملکرد مدیران سرمایه¬گذاری باشد. همچنین می¬توان انواع ریسک پرتفوی را با ریسک شاخص مبنای مورد نظر مقایسه نمود.
۶- ایجاد و نظارت بر صندوق¬های سرمایه¬گذاری شاخصی
با استفاده از شاخص¬ها، نوآوری¬های مالی عمده¬ای در قالب ایجاد و توسعه صندوق¬های سرمایه¬گذاری مشترک بر مبنای شاخص صورت گرفته است. نظریه¬ها و نوآوری¬های مالی در یکی دو دهه اخیر بر پایه نقش محوری توجه به حرکت¬های عمومی بازار با گرایش روزافزون به محاسبه و بررسی روندهای حرکتی شاخص¬ها هموار بوده است.
به بیان دیگر از شاخص¬ها می¬توان جهت طراحی و ایجاد پرتفوهای شاخصی استفاده نمود. همانگونه که در ادامه بدان اشاره خواهد شد، برای اکثر مدیران سرمایه¬گذاری (مدیران پرتفوی)، معمولا کسب بازدهی فراتر از بازدهی بازار در طولانی مدت و بطور مداوم مشکل می¬باشد. در این صورت یک راه¬کار ساده، سرمایه¬گذاری در پرتفویی است که قابل رقابت با پرتفوی بازار باشد و به نحوی از انحا از آن تبعیت نماید. این ایده منجر به ایجاد صندوق¬های شاخصی شده است که هدف آنها پیگیری عملکرد شاخص¬های مشخصی از بازار، در طول زمان می¬باشد . مفهوم اولیه و اصلی صندوق¬های شاخصی نخست در ارتباط با سهام عادی مطرح گردید، اما پیرو طراحی، بسط و فراگیر شدن شاخص¬های بازار اوراق قرضه و همچنین عملکرد نسبتا ضعیف مدیران پرتفوهای اوراق قرضه در مقایسه با شاخص¬های مربوطه، منجر به شکل¬گیری پدیده مشابهی در حوزه اوراق بهادار با درآمد ثابت ، تحت عنوان صندوق¬های شاخصی اوراق قرضه گردید.
صندوق¬های سرمایه¬گذاری شاخصی به دنبال کسب نتیجه¬ای همانند بازده بازار هستند. این نوع شرکت¬ها به واسطه هزینه بسیار پایینی که دارند مورد استقبال سرمایه-گذاران هستند، زیرا حتی با یک برنامه کامپیوتری نیز می¬توان چنین پرتفوی را اداره نموده و هزینه¬های ارزیابی، مدیریت پرتفوی و …. را به حداقل ممکن رساند. مسلما وجود شاخصی کارآ، تضمینی است در جهت بهبود و صحت عملکرد اینگونه شرکت¬ها و صندوق¬ها. البته لازم به ذکر است که اینگونه شرکت¬ها در حالتی بازدهی مناسبی خواهند داشت که:
۱- کارآیی اطلاعاتی بازار در سطح مناسبی باشد، به نحویکه اطلاعات به صورت پیوسته در اختیار بازار قرار گیرد و معاملات بر مبنای اطلاعات درونی به حداقل ممکن رسیده باشد.
۲- بازار در وضعیت خوشبینانه قرار داشته باشد و حرکت عمومی بازار حالت صعودی به خود بگیرد. در این حالت شاخص¬های بازار نیز حرکت صعودی خود را خواهند داشت و بازدهی مناسبی ایجاد می¬نمایند.

۷- اندازه¬گیری نرخ¬های بازده بازار در مطالعات اقتصادی
قیمت سهام، اغلب بیانگر انتظارات بازار از وضعیت اقتصادی شرکت¬ها است. از اینرو شاخص¬های بازار نمایانگر وضعیت و عملکرد آتی کل اقتصاد می¬باشند. تحلیلگران اوراق بهادار، مدیران پرتفوی و سایر متصدیان اقتصادی، از شاخص¬های بازار، برای بررسی متغیرهایی که حرکت کل قیمت¬های سهام را تحت تاثیر قرار می¬دهند، استفاده می-کنند. برای مثال می¬توان به تحلیل رابطه بین بازده سهام یا اوراق قرضه در ایالات متحده، ژاپن و آلمان اشاره نمود. همچنین با بررسی روند حرکتی بازار بورس، بازده سرمایه¬گذاری، مانند سرمایه¬گذاری در اوراق قرضه، طلا و ارز مقایسه نمود.
۸- پیش¬بینی حرکات آتی بازار توسط تحلیل¬گران تکنیکی
از دیگر گروه¬های علاقمند به شاخص¬ها، تحلیل¬گران تکنیکی هستند. آنها بر این باورند که “روند تغییرات قیمت¬ها در گذشته” می¬تواند برای پیش¬بینی حرکات آتی آنها مورد استفاده قرار گیرد. برای مثال، به منظور پیش¬بینی حرکات قیمتی سهام در آینده، آنها نمودار قیمت و حجم تغییرات شاخص¬های بازار سهام، همانند شاخص داوجونز را ترسیم می¬نمایند. در واقع پایه¬های مباحث فلسفی و منطقی تحلیل تکنیکال استوار بر سه اصل زیر است :
* همه چیز در قیمت¬ها لحاظ شده است.
* قیمت¬ها بر اساس روندها حرکت می¬کنند.
* تاریخ تکرار می¬شود.
۹- معیار نماینده¬ای برای محاسبه ریسک سیستماتیک دارایی¬های ریسک¬دار
نظریه پرتفوی و رفتار بازار سرمایه، نشان داده است که ریسک مرتبط با یک دارایی ریسک¬دار، فقط ریسک سیستماتیک است. این ریسک بیانگر رابطه نرخ بازده دارایی مورد نظر، با بازده پرتفوی بازار می¬باشد. بنابراین ضروری است که وقتی ریسک سیستماتیک یک دارایی ریسک¬دار (مانند سهام) محاسبه می¬شود، بازدهی آن با بازدهی یک شاخص جامع بازار، مرتبط شود.
۱۰- ابزار مالی قابل معامله در بورس¬ها
شاخص کل سهام و یا شاخص¬های فرعی در بازارهای مالی بعنوان یک ابزار معاملاتی شناخته می¬شوند. بعبارت دیگر سرمایه¬گذارانی که ریسک¬گریز می¬باشند و بازدهی معادل بازدهی بازار را مد نظر دارند، از شاخص بورس بعنوان یک گزینه سرمایه¬گذاری استفاده می¬نمایند. بدین منظور در برخی از بورس¬ها، اوراق مشتقه¬ای مرتبط با شاخص¬ها (اختیار معامله شاخص) طراحی شده و به منظور پوشش ریسک کل بازار و ایجاد بازدهی بیشتر از حرکات عمومی قیمت سهام در بازار، مورد معامله قرار می¬گیرند. میزان استقبال از این قراردادها و موفقیت آنها واقعا شگفت-آور بوده است، به نحویکه در کل بورس¬هایی که مبادلات اختیار معامله شاخص صورت می¬گیرد، حجم این نوع قراردادها تقریبا ۳/۱ برابر حجم مبادلات اختیار معاملات سهام بوده است. معمولا دو دلیل عمده برای فراگیر شدن اختیار معاملات شاخص بیان شده است:
۱- روش تسویه حساب نقدی، سرمایه¬گذاران را قادر می¬سازد که بدون هیچگونه اجباری برای دریافت یا تحویل این اوراق بهادار، اقدام به دادوستد اختیار معامله نمایند.
۲- اختیار معامله شاخص در واقع اختیار معامله¬ای روی مجموعه بازار یا مجموعه شرکت¬های عضو شاخص می¬باشد. بعنوان مثال، در بورس اوراق بهادار نیویورک سهام بیش از ۶٫۰۰۰ شرکت مورد دادوستد قرار می¬گیرد، مسلما تعداد کمی از سرمایه¬گذاران وقت کافی برای انتخاب بهترین سهام را از بین این همه فرصت بالقوه در اختیار دارند، لذا سرمایه-گذارانی که ریسک¬گریزتر می¬باشند، ترجیح می¬دهند که بر روی مجموعه¬ای از بازار تجزیه و تحلیل نموده و از اختیار معامله شاخص¬ها برای انجام پیش بینی¬های خود استفاده نمایند.
۲-۸-۳- کاربرد شاخص¬های قیمتی سهام
اکثر شاخص¬های محاسبه شده برای سنجش منفعت سرمایه¬ای برخاسته از تغییرات قیمتی اوراق بهادار طراحی گردیده است. بنابراین هنگام کاربرد و تحلیل نتایج به دست آمده از شاخص¬های مزبور، توجه به ویژگی¬های متعارف و هدف¬های تحلیلی طراحی و محاسبه اینگونه شاخص¬های قیمتی اهمیت اساسی دارد. در این باره مهمترین نکات قابل توجه که کاربران شاخص¬ها باید توجه نمایند عبارتند از:
(۱) هم¬سنجی شاخص کل قیمتی سهام که به کمک یک میانگین حسابی وزنی بدست می¬آید با شاخص¬های قیمتی بدست آمده از یک میانگین هندسی یا حتی شاخص¬های مربوط با پایه زماني متفاوت باید با دقت و توجه لازم همراه باشد. برای مثال، روایی مقایسه بازدهی شاخص¬های شاخته¬شده با روش میانگین حسابی طی یک دوره مفروض در گرو آن است که زمان پایه آنها با شروع دوره زمانی مزبور یکسان باشد. از سوی دیگر، چون میانگین وزنی شاخص از هم¬فزونی قیمت سهام شرکت¬های زیادی بدست می-آید؛ بدین ترتیب کاربرد نتایج بدست آمده برای شرکت-های منفرد عضو سبد سهام ناروا خواهد بود.
(۲) شاخص قیمت سهام علت و ماهیت حرکت¬های قیمتی را آشکار نمی¬نماید. برای مثال شاخص مزبور از نمایان ساختن دستکاری یا ایجاد نوسان¬های ساختگی قیمت¬ها یا جداسازی تغییرات قیمتی ناشی از بازده نقدی سهام یا افزایش سرمایه شرکت¬ها و مانند اینها ناتوان است. از اینرو افزایش یا کاهش شاخص مزبور لزوما به معنای رونق یا رکود بازار سهام نیست.
(۳) شاخص قیمت سهام یک معیار سنجش عملکرد کاملا مناسب به شمار نمی¬رود چرا که این نوع شاخص¬ها بازتاب دهنده صحیحی از دگرگونی‌های مالی شرکت¬ها و صنایع موجود سبد سهام مربوط، یا روند ارزش افزوده و سرمایه¬گذاری¬های ایجاد شده در آنها نیست. از سوی دیگر شاخص¬ها نقاط دید کور عملکرد بازار مانند تاخیر زمانی انتقال سهام، مدت معطل ماندن سفارش¬های خرید و فروش نزد کارگزاران بویژه در بازار ایران و مانند این¬ها را روشن نمی¬سازند.
(۴) شاخص قیمت سهام معیاری برازنده برای نمایش روند ارزش سهام نیست. بعبارت دیگر روند شاخص مزبور بازده واقعی اوراق سهام موجود در سبد مربوط را نشان نمی¬دهد. از اینرو شاخص قیمت سهام را نمی¬توان در همسجی بازده وجوه سرمایه¬گذاری شده در بورس با سرمایه¬گذاری¬های صورت گرفته در سایر انواع دارایی¬های مالی و واقعی بکار برد.
(۵) شاخص¬های قیمت سهام بر مبنای تعدادی فرض¬های ضمنی به شرح زیر طراحی و محاسبه می¬شوند:
• نبود مالیات بر منفعت سرمایه¬ای
• باز بودن محدوده نوسان قیمت¬ها
• یکسان بودن قیمت اسمی تمامی اوراق سهام موجود در سبد شاخصی
• ارزشگذاری تمامی اوراق سبد شاخصی با واحد پول یکسان
• صفر بودن ارزش تمامی حقوق متعلق به اوراق سهام
• بی¬تاثیر بودن عوامل غیرقیمتی در محاسبه شاخص
در صورت نقض هریک از پیش¬فرض¬های بر شمرده زمینه‌های تحلیلی، کاربرد شاخص¬های قیمت سهام متفاوت خواهد بود.

۲-۸-۴- شاخص قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران
متداول‌ترین نقطه شروع برای سرمایه‌گذاران در موقع خرید سهام بررسی روند تغییرات قیمت سهام می‌باشد. این قیمت تحت تأثیر دو عامل قرار دارد : نخست عواملی که بر یک سهم بخصوص تأثیر می‌گذارند و دیگری عواملی که بر کل بازار سهام اثر خواهد گذاشت. در بازار سرمایه عوامل نوع دوم بنام ریسک بازار شناسائی می‌شوند. در این راستا شاخص¬های قیمت سهام و بهتر از آن تغییرات این شاخص¬ها بیان‌کننده درجه ریسک بازار خواهد بود.
همانطوریکه عنوان گردید، یکی از مهمترین معیارهای ارزیابی عملکرد سرمایه¬گذاری در بورس، شاخص¬های بورس و به خصوص شاخص کل تلقی می¬شوند. در حال حاضر بسیاری از سرمایه¬گذاران حقیقی و حقوقی و مسئولان بورس اوراق بهادار تهران به منظور دست¬یابی به تصویر مناسبی از روند بازار و توانایی ارزیابی گذشته و در مواردی پیش-بینی آینده، از شاخص¬های بورس بهره می¬برند.
تجزیه و تحلیل دقیق¬تر روند قیمت در بورس اوراق بهادار محتاج شاخص¬هایی با کارکردهای گوناگون است و بدین سبب امروزه شاخص¬های بسیار متنوعی در بورس¬های معتبر جهانی محاسبه و منتشر می¬شوند. شیوه¬های محاسبه شاخص در راستای کارآیی بیشتر و ارائه تصویری دقیق¬تر از فرایند عملکرد بورس، دستخوش تغییرات چندی شده است.
در ايران محاسبه و انتشار شاخص بهاي سهام كاري نو وجدید بوده و برای نخستين بار روزنامه كيهان انگليسي يك شاخص هفتگي براي ميانگين بهاي اوراق بهادار محاسبه و منتشر نمود. اين شاخص تغييرات بهاي اوراق ده بانك و ده شركت صنعتي را نشان مي¬داد و از آذر ۱۳۵۵ تا اوايل ۱۳۵۷ منتشر گرديد. بورس اوراق بهادار تهران از فروردین ماه ۱۳۶۹ اقدام به محاسبه و انتشار شاخص قیمت خود به نام تپیکس نموده است. در همین راستا و با گذر زمان، شاخص¬های دیگری به جمع نماگرهای بورس تهران پیوسته¬اند.
۲-۸-۴-۱- محاسبه شاخص قیمت سهام در سطح شرکت، صنعت و کل

از فرمول فوق شاخص شرکت¬های پذیرفته¬شده در بورس محاسبه می¬شود، این کار برای یکایک شرکت¬ها انجام می¬شود. فرمول لاسپیرز برای محاسبه شاخص بهای سهام در یک شاخه از صنعت و همچنین شاخص کل قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران بکار می¬رود. لازم به ذکر است که در آغاز بر اساس تغییرات بهای سهام ۵۴ شرکت فعال در ۶ ماهه دوم سال ۱۳۶۸ محاسبه گردیده است.
۲-۸-۴-۲- محاسبه شاخص کل قیمت سهام
از ابتدای سال ۱۳۶۹، معاملات هفتگی سهام بررسی و قیمت سهام معامله شده به عنوان قیمت جاری سهام در نظر گرفته شد (برای سهامی که روی آن معامله¬ای انجام نشده بود همان قیمت پایه مورد نظر بود). سپس از حاصل تقسیم جمع قیمت جاری سهام بر قیمت پایه سهام، می¬توان شاخص هفتگی را محاسبه کرد. در ادامه به بررسی انواع شاخص-های محاسبه شده در بورس اوراق بهادار تهران می-پردازیم.
شاخص کل قیمت سهام: در این بخش با تفسیر بیشتری چگونگی محاسبه شاخص و سپس تعدیل آن در سازمان بورس اوراق بهادار تهران مورد مطالعه قرار می¬گیرد و سپس جنبه¬های کاربردی آن از نقطه نظر سرمایه¬گذاران بالفعل و بالقوه شرکت¬های پذیرفته شده در بورس تهران مورد تجزیه و تحلیل قرار خواهد گرفت تا سرمایه¬گذاران در تصمیمات خود در زمینه خرید یا فروش سهام صرفا بر اساس نقل و قول اقدام ننمایند. بلکه با بکارگیری ابزارهای مدرن و متداول در همه بورس¬های مترقی دائما در جریان تغییرات و نوسانات قیمت قرار گرفته، تصمیمات خود را بگونه¬ای به این تغییرات مرتبط سازند تا امکان دستیابی به سرمایه¬گذاری مطلوب در اوراق بهادار حاصل گردد.
در بورس تهران تا ابتدای سال ۱۳۶۹ یعنی ۲۳ سال پس از شروع فعالیت بورس در ایران هیچگونه شاخصی تهیه نمی-گردید و صرفا با انتشار ماهنامه و یا سالنامه مربوط به تعداد، مبلغ و نوع اوراق بهادار اکتفا می¬شد. با تحولی که در بورس تهران به دنبال احیای مجدد فعالیت آن ایجاد شد، خلاء اطلاعات در قالب شاخص بصورت جدی¬تر ظاهر شد و دست¬اندرکاران سازمان بورس را بر آن داشت تا با بهره¬گیری از تجارب سایر بورس¬های معتبر شاخصی که قادر باشد تحولات بازار سرمایه را نشان دهد طراحی شود. بدنبال این تصمیم امر محاسبه شاخص بورس تهران از آغاز سال ۱۳۶۹ بر اساس میانگین قیمت سهام معامله شده در ۶ ماه دوم سال ۱۳۶۸ عملا شروع گردید که از ابتدای سال ۱۳۷۱ مبنای توزین فرمول از تعداد سهام معامله شده به تعداد سهام منتشره تغییر یافت.
شاخص قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران، شاخصی از نوع میانگین حسابی با وزن¬هایی برابر ارزش بازاری سهام شرکت¬هاست و با نام بین¬المللی تپیکس (TEPIX) شناخته می-شود. فرمول کلی تهیه شاخص در بورس تهران همانند سایر بورس¬های جهان عبارتست از فرمول لاسپیرز که خلاصه آن عبارتست از:

زمان پایه این شاخص ۱/۱/۱۳۶۹ و عدد مبنای آن برابر ۱۰۰ در نظر گرفته شده است، که در مرکز تحقیقات بازار سرمایه سازمان کارگزاران بورس اوراق بهادار تهران تهیه می¬شود. صورت کسر محاسباتی از حاصل ضرب تک¬تک سهام منتشره شرکت¬های پذیرفته‌شده در آخرین قیمت سهام و سپس جمع کل ارزش سهام می‌باشد که ارزش فوق در اصطلاح ارزش جاری بازار نامیده می¬شود. مخرح کسر، کل ارزش پایه سهام منتشره را نشان می‌دهد که از حاصل ضرب تک¬تک تعداد سهام منتشره شرکت¬های عضو در قیمت پایه (۱/۱/۱۳۶۹) بدست می‌آید. این شاخص بیانگر روند عمومی قیمت تمامی شرکت¬های بورسی است و تغییرات سطح قیمت¬ها را نسبت به سال پایه نشان می¬دهد و در صورتی که نماد شرکتی بسته باشد یا برای مدتی معامله نشود، قیمت آخرین معامله آن در شاخص لحاظ می¬شود. عدد شاخص در زمان t با استفاده از رابطه زیر بدست می¬آید.
(۲-۱)……………
= تعداد شرکت¬های پذیرفته‌شده
= پایه
= متغیر منظور شده که بین ۱ تا n می‌باشد
= زمان محاسبه شاخص
= قیمت سهام شرکت رتبه i در زمان t
= قیمت سهام شرکت رتبه i در زمان صفر
= تعداد سهام منتشره شرکت رتبه i در زمان t
= تعداد سهام منتشره شرکت رتبه i در زمان صفر
= ۱۰۰ (عدد پایه)
لازم به ذکر است که در تاریخ مبنا عملاً می‌باشد و از فرمول محاسباتی شاخص بنام لاسپیرز استفاده می‌شود ولی بتدریج با افزایش سرمایه و تغییرات ناشی از تجزیه یا تجمیع سهام تعداد Q (تعداد سهام) تغییر خواهد نمود. نظر به اینکه با افزایش تعداد سهام علی‌القاعده قیمت سهم کاهش خواهد یافت لذا حاصلضرب در صورتیکه قیمت سهم به حد تعادلی برسد تغییر نخواهد کرد.
از نقطه نظر آماری می‌توان نتیجه گرفت بعلت وجود «کوواریانس» منفی شدید بین تعداد سهام و قیمت آن در صورت کسر که چیزی در حدود یک می‌باشد عملاً علیرغم تغییر تعداد سهام فرمول محاسباتی شاخص از لاسپیرز به پاشه تغییر خواهد کرد و کماکان لاسپیرز مبنای محاسبه خواهد بود. در ادامه به بیان مبانی ریاضی فرمول محاسباتی فوق می¬پردازیم که عبارت خواهد بود :
(۲-۲)……………
= ضریب تعدیل یا تعدیلگر، برای آنکه عدد شاخص در زمان پایه (عدد مبنا) برابر ۱۰۰ بدست آید. از سوی دیگر، تعدیل شاخص نسبت به تغییرات بعدی شرکت¬ها و تغییرات سهام آنها نیز در این ضریب دیده می¬شود؛
= تعداد سهام منتشره توسط شرکت iام؛
= قیمت سهام شرکت iام در زمان t؛
= زمان پایه که برابر ۱/۱/۱۳۶۹ است، و
= تعداد سهام موجود در سبد تشکیل¬دهنده شاخص که در پایان آذر ماه ۱۳۸۴ برابر با n شرکت بوده است.
هرگاه برابر ارزش بازاری سهام شرکت iام در زمان پایه در نظر گرفته شود، آنگاه رابطه (۲-۲) را می-توان به صورت زیر نوشت:
(۲-۳)……………
به همین ترتیب هرگاه نیز در ضریب تعدیل جدید در نظر گرفته شود، رابطه (۳-۲) بعبارت زیر تبدیل می¬شود:
(۲-۴)……………
گاهی قیمت سهام در شرکت¬ها بنا به دلایلی غیر از سازوکار عرضه و تقاضای بازار تغییر می¬کند. برای مثال افزایش سرمایه شرکت¬ها خواه ناخواه به تغییر تعداد و قیمت سهام آنها می¬انجامد. در این حالت تفکیک اثر تغییرات قیمتی ناشی از تغییر تعداد سهم بر شاخص سهام، ضروری می¬باشد. بعبارت دیگر در چنین حالتی باید شرط ذیل بر قرار باشد:
(۲-۵)……………
که ارزش تغییرات تعداد سهام شرکت iام و B ارزش پایه سهام پس از تغییر تعداد سهام شرکت¬ها است. بدین ترتیب بر پایه رابطه (۵-۲) ارزش پایه پس از تغییر تعداد سهام برابر:
(۲-۶) ……………
بدست می¬آید که با عبارت هم ارز است. بعبارت دیگر ارزش پایه سهام، به کمک ضریب جدید تعدیل شده است.
۲-۸-۴-۳- نحوه تعدیل پایة شاخص در بورس اوراق بهادار تهران
شاخص قیمت نمایانگر روند عمومی قیمت در میان شرکت‌های مورد بررسی است و باید از تغییرات قیمت و نه پارامترهای دیگر متأثر شود. توجه به فرمول شاخص نشان می‌دهد که در محاسبة آن‌ افزون بر قیمت، میزان سهام منتشره نیز تأثیر گذارند. از این رو شاخص‌ باید در صورت تغییرات سهام منتشره که معمولاً از افزایش سرمایه (از محل آوردة نقدی)، ناشی می‌شود به گونه‌ای تعدیل شوند که تغییرات مزبور مقدار شاخص را متأثر نسازند. این تعدیلات در مخرج کسر رخ می‌دهد و با روش زیر صورت می‌گیرد:
۱ – فرض کنید که قیمت در زمان t و با استفاده از فرمول زیر به میزان PIt محاسبه شده است.
(۲-۷) ……………
( ) عدد پایه در زمان t (تعدیلگر شاخص)
۲ – حال یک یا چند شرکت در زمان ۱+t اقدام به افزایش سرمایه (از محل آوردة نقدی) کرده‌اند. با فرض ثابت ماندن قیمت‌ها و ضریب تعدیلگر شاخص (عدد پایه در زمان t) ( ) میزان شاخص به PIt+1 تغییر می‌کند.
(۲-۸) ……………
۳ – حال مخرج کسر به گونه‌ای تعدیل می‌شود که مقدار شاخص مجدداً برابر PIt گردد.
(۲-۹) ……………
۴ – با جایگذاری میزان FDt+1 در مخرج کسر، مقدار شاخص مجدداً برابر PIt خواهد شد.
(۲-۱۰) ……………
مثال: چگونگی اندازه‌گیری عملکرد
فرض کنید شرکت الف در تاریخ مبنا یک میلیون سهام منتشره دارد که قیمت هر سهم آن ۵٫۰۰۰ ریال باشد، در نتیجه ارزش سهام فوق در تاریخ xxx برابر با ۵ میلیارد ریال خواهد بود. پس از گذشت مدتی فرض می‌شود قیمت سهام فوق به ۰۰۰,۸ ریال افزایش یابد که در نتیجه قیمت روز سهام بالغ بر ۸ میلیارد ریال خواهد شد. بمنظور بیان این تغییرات در ارزش سهام در قالب شاخص نیاز به عدد مبنا داریم که فرض می‌شود عدد ۱۰۰ باشد. عددی که برای اغلب شاخص¬های اقتصادی مورد استفاده قرار می‌گیرد. شاخص تغییرات قیمت سهام این شرکت فرضی بسادگی از طریق فرمول زیر محاسبه می‌شود :
شاخص قیمت برای این سهم عبارتست از :

حال فرض کنید شرکت از طریق آورده نقدی ۵۰ درصد افزایش سرمایه دهد در نتیجه قیمت پس از افزایش سرمایه به ۶٫۰۰۰ ریال کاهش یافته است.
بدیهی است افزایش در ارزش سهام ناشی از افزایش تعداد سهام می‌باشد نه افزایش قیمت بنابراین ضرورت دارد تا ارزش پایه به شکلی تعدیل گردد که اجازه داده نشود شاخص تغییر نماید.

ضریب تعدیل × ارزش پایه قدیم = ارزش پایه جدید

شاخص قیمت سهام قبل از انجام اولین معامله بعد از افزایش سرمایه

همانطور که ملاحظه می‌شود عدد شاخص تغییر نکرد ولی پس از انجام معامله با فرض قیمت هر ۶٫۰۰۰ ریال شاخص قیمت بشرح زیر تغییر خواهد نمود.
شاخص قیمت سهام
افزایش ۴۱/۹ واحد در شاخص معلول افزایش قیمت می‌باشد که نسبت به قیمت تعادلی سهم ایجاد شده است.
= قیمت تعادلی
بمنظور تبدیل محاسبات فوق در فرمول ریاضی می‌توان به صورت زیر عمل نمود :
(۲-۱۱) ……………
: ارزش جاری سهام
: ارزش پایه سهام
: آورده نقدی (حق تقدم)
X: ارزش پایه جدید سهام
(۲-۱۲)……………
۲-۸-۴-۴- تعدیل شاخص قیمت سهام در بورساوراق بهادار تهران
تعدیل ارزش پایه سهام در فرمول محاسباتی شاخص قیمت سهام عیناً همانند روشی است که درباره شرکت فرضی الف بکار برده شد. در موارد زیر ارزش پایه در فرمول شاخص قیمت سهام لازم است که اصلاح گردد.
۱٫ ورود شرکت جدید
۲٫ خروج شرکت
۳٫ افزایش سرمایه ناشی از حق تقدم (ازمحل آورده نقدی یا مطالبات سهامداران)
۴٫ ادغام شرکت¬ها
در مواردی چون افزایش سرمایه از محل اندوخته‌ها، تجزیه سهام، تجمیع سهام و پرداخت سود نقدی نیازی به اصلاح شاخص نیست.
۲-۸-۵- بررسی تاثیر متغیرهای خرد اقتصادی بر شاخص قیمت سهام
۲-۸-۵-۱- رفتار و انتظارات سرمایه¬گذاری
همواره برای سرمایه¬گذاران سود و فواید آتی در سرمایه-گذاری مطرح است، لذا ارزشیابی سهام به انتظارات سرمایه¬گذار از بازده آتی سرمایه¬گذاری متکی است و همچنین هزینه تامین مالی شرکت از منبع حقوق صاحبان سهام به جلب رضایت و برآورد انتظارات سهامداران بستگی دارد. هزینه سرمایه همانند یک بدهی مالی وابسته به یک نرخ مشخص بهره در قراردادهای مالی نیست، بلکه به سطح سود شرکت ارتباط دارد. مدیران شرکت باید حقوق صاحبان را حفظ نمایند و بنابراین هزینه حقوق صاحبان سهام، جلب رضایت و برآورد انتظارات سهامداران است. انتظار سهامدار از سود قابل دریافت سهامش متاثر از سودی است که وی می¬توانست با استفاده از مبلغ سرمایه¬اش در شق دیگری از سرمایه¬گذاری داشته باشد. هدف اصلی مدیران شرکت حداکثر همان حد مطلوب است و این عمل را به نحوی مطمئن که با یک سطح رشد قابل قبولی نیز همراه باشد انجام می¬دهند و این همان دلیلی است که آنان را در مشاغل خود حتی اگر ارزش شرکت را به حداکثر نرسانند تثبیت می¬کند.
قیمت¬های سهام معمولا تجلی کننده انتظارات سهامداران و سرمایه¬گذاران در بازارهای اوراق بهادار است، به طوری که هر تصمیم و واقعه¬ای در مورد شرکت¬ها روی دهد که با انتظارات سرمایه¬گذاران مغایر باشد بر روی قیمت-های سهام نیز اثر می¬گذارد. برای مثال در صورتی که سرمایه¬گذاران انتظار رشد ۵ درصدی در سود یک سهم را داشته باشند و اطلاعاتی دریافت گردد که این رشد بیش از ۵ درصد خواهد شد، همین عامل موجب افزایش قیمت آن سهم می¬گردد و اگر خلاف انتظار یعنی جنبه منفی داشته باشد بر قیمت¬ها اثر منفی می¬گذارد.
عوامل بسیاری در یک شرکت وجود دارد که بر قیمت و ارزش سهام آن اثر می¬گذارد ولی از این میان آنچه که بیش از همه موثر است سود شرکت¬ها است که محور اصلی و تعیین کننده موقعیت یک واحد انتفاعی در آینده و شکل دهنده انتظارات افراد است. البته مساله مهم دیگری که سرمایه-گذاران بدان توجه دارند درجه عدم¬اطمینان در مورد این سودها و سرمایه¬گذاری¬های آنان است.
همچنین اتخاذ سیاست و روش خاص پرداخت سود سهام فی نفسه تاثیر بسیاری بر قیمت سهام یک شرکت دارد. همین مساله مورد بحث محافل دانشگاهی نیز می¬باشد. بطوریکه مطالعات و تحقیقات ارزشمندی توسط مودیلیاني و میلر ، والتر، گوردون ، گراهام و بسیاری دیگر منجر به تدوین نظریاتی در این زمینه شده و جایگاه ویژه¬ای در مباحث مالی شرکت¬ها نیز ایجاد شده است.
۲-۸-۵-۲- اثر پرداخت سود نقدی بر شاخص قیمت سهام
شاخص قیمت سهام مهمترین معیار سنجش عملکرد بورس اوراق بهادار تهران است که نگاه سرمایه¬گذاران را برای تصمیم-گیری درباره خرید، نگهداری و فروش سهام را معطوف خود دارد. از همین رو تغییرات شاخص کل قیمت سهام باید بتواند واقعیت¬های موجود در این بازار را به خوبی نشان دهد. پرداخت سود نقدی، قیمت سهام شرکت¬ها و در نتیجه شاخص کل قیمت سهام را کاهش می¬دهد؛ اما اثر آن در فرایند تعدیل شاخص کل قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران در نظر گرفته نمی¬شود. بنابراین، تمایز اثر پرداخت سود نقدی سهام بعنوان رویدادی تفکیک¬پذیر از سازوکار عرضه و تقاضای بازار در بهسازی ساختار انتظارات، شناخت واقعیت¬های موجود و تعدیل و ارزیابی سرمایه¬گذاران از وضعیت رکودی گریبان¬گیر این بازار نقش اساسی دارد. بعنوان مثال، در شرایط کنونی بازار با برگزاری مجامع عمومی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس، پرداخت سود نقدی سهام شرکت¬ها خود به خود به کاهش قیمت آنها و در نتیجه به کاهش شاخص کل قیمت سهام در بازار می¬انجامد، اما این پدیده به معنای شدت یافتن یا تداوم روند رکودی ماه¬های گذشته نیست. از اینرو و با توجه به عوامل تاثیرگذار بر ساختار انتظارات در این بازار لازم است تا اثرات پرداخت سود نقدی از حرکت¬های قیمتی ناشی از عرضه و تقاضا تفکیک شود.
سیاست تقسیم سود
پرداخت سود سهام به صاحبان سهام عادی یکی از راه¬هایی است که شرکت بوسیله آن می¬تواند بر ثروت سهامداران تاثیر بگذارد. بنابراین هدف از اجرای چنین سیاستی تعیین نقشی است که آن سیاست در به حداکثر رساندن ثروت سهامداران ایفا می¬کند. از آنجائیکه سیاست تقسیم سود تحت تاثیر عوامل متعددی قرار می¬گیرد، پرداخت تمام سود به سهامداران به معنی به حداکثر رساندن ثروت سهامداران نخواهد بود.
در همین حال و بر طبق نظریه مودیلیانی و میلر، بی-ارتباطی میان قیمت سهام و سیاست تقسیم سود مطرح شده است. نکته اساسی این است که در اکثر مواقع ارزش سهام بر مبنای عایدات آنها تخمین زده می¬شود و احتمالا روش ارزیابی اغلب افراد جهت محاسبه ارزش سهام استفاده از نسبت قیمت بر درآمد ( ) است. امروزه درآمد هر سهم توسط عاملی که رشد مورد انتظار آتی است، افزایش یافته است. سرمایه¬گذاران تمایل دارند تا مبلغ بیشتری برای سهام شرکت¬هایی که رشد فزاینده¬ای در سود سهام خود دارند، بپردازند. متعاقبا یک نسبت بالای قیمت بر درآمد نشان می¬دهد که بازار انتظار دارد تا واحد تجاری چشم انداز مناسبی از رشد آتی داشته باشد.
سود نقدی سهام
فعالیت هر شرکت یا بنگاه اقتصادی طی یک دوره مالی با سود یا زیان همراه است. یک بنگاه سودده بسته به ملاحظات سیاستی مربوط به فرصت¬های سرمایه¬گذاری و هزینه تامین سرمایه، درباره تخصیص سود بین مصارفی مانند تامین مالی طرح¬های توسعه، افزایش اندوخته یا پرداخت سود نقدی به سهامداران تصمیم¬گیری می¬کند.
میزان سود نقدی قابل تقسیم بین سهامداران با پیشنهاد هیات مدیره و تصویب مجمع عمومی شرکت تعیین می¬شود. بر این اساس، زمان برگزاری مجمع عمومی نقطه عطف قیمت سهام شرکت¬ها است. بدین معنا که در نخستین دادوستد انجام شده پس از برگزاری مجمع عمومی هر شرکت، قیمت سهام آن در بازار متناسب با سود نقدی اعلام شده کاهش می¬یابد. با وجود این، کاهش قیمت سهام در بازار بسته به انتظارات خریداران و فروشندگان ممکن است بیشتر یا کمتر از کاهش انتظاری آن باشد. در حالت کلی واکنش بازار به پرداخت سود نقدی سهام به یکی از حالت¬های زیر خواهد بود:
۱- قیمت سهام درست به اندازه سود نقدی کاهش می-یابد.
۲- قیمت سهام بیش از سود نقدی کاهش می¬یابد.
۳- قیمت سهام کمتر از سود نقدی کاهش می¬یابد.
۴- قیمت سهام تغییر نمی¬یابد.
۵- قیمت سهام افزایش می¬یابد.
بدیهی است در هر یک از حالت¬های فوق، تغییرات قیمتی سهام شرکت به همان صورت بر شاخص قیمت سهام آن شرکت تاثیر می¬گذارد. با این وجود، هنگام محاسبه شاخص کل قیمت سهام در بازار، اثر نوسان قیمت هر سهم بر شاخص، بستگی به تعداد سهام شرکت مربوطه دارد.
طبق نتایج یک آزمون تجربی در بورس اوراق بهادار تهران و با فرض اینکه قیمت سهام شرکت¬ها، دقیقا به میزان سود نقدی سهام آنها کاهش یافته باشد، شاخص کل قیمت سهام طی پنج ماهه نخست سال ۱۳۷۶معادل ۹۱/۲۴۹ واحد کاهش یافته است، که از این میزان ۵۳/۱۵۸ واحد از کاهش شاخص کل قیمت سهام از پرداخت سود نقدی سهام سرچشمه گرفته است. این در حالی است که طی بررسی بعمل آمده در میان حالت¬های پنجگانه فوق، ۷/۵۹ درصد کاهش قیمت سهام از میزان سود نقدی سهام بیشتر بوده است. بدین ترتیب خالص اثر پرداخت سود نقدی بر شاخص کل از عدد ۵۳/۱۵۸ نیز فراتر می¬رود. بعبارت دیگر، حداقل ۴/۶۳ درصد از کاهش شاخص کل قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران طی پنج ماه نخست سال از پرداخت سود نقدی نشات گرفته است. همچنین طبق بررسی¬های بعمل آمده در خصوص اثر پرداخت سود نقدی در میان ۱۸ صنعت تعریف شده در بورس اوراق بهادار تهران، حاکی از آن است که صنایع وسائل نقلیه موتوری، واسطه¬گرهای مالی، محصولات شیمیایی و محصولات غذایی به ترتیب شاخص کل قیمتی سهام را به میزان ۹۸/۴۲، ۵۵/۲۷، ۹۲/۱۹ و ۱۷/۱۳ واحد کاهش داده-اند.
بطورکلی می¬توان عنوان نمود که سهامداران عادی اهمیت زیادی برای نحوه تقسیم سود سهام شرکت¬ها قائل هستند. اگر شرکتی سود سهام کافی پرداخت نکند، سهام آن شرکت برای سرمایه¬گذارانی که خواهان درآمد جاری از محل سرمایه¬گذاری می¬باشند، جذاب نخواهد بود و اگر شرکت سود تقسیمی بالایی داشته باشد، ممکن است وجوه کافی برای تامین مالی طرح توسعه نداشته باشد. نسبت سود سهام پرداختی بیانگر آن است که چه درصدی از عایدات شرکت در قالب سود پرداختی میان سهامداران تقسیم و چه درصدی برای تامین نیازهای مالی آینده در شرکت باقی می¬ماند. همچنین نسبت بازده سود سهام پرداختی میزان عایدات جاری سرمایه¬گذاری را مشخص می¬کند که بعنوان بازگشت سرمایه درصدی از سرمایه¬گذاری تلقی می¬شود. سهامداران در موقع خرید علاقه دارند از میزان سود هر سهم که بعنوان یک منبع درآمد برای آنها محسوب می¬شود، آگاهی داشته باشند.
سود هر سهم
اطلاعات مربوط به سود هر سهم بطور وسیعی در ارزیابی عملیات اجرایی شرکت¬ها مورد استفاده قرار می¬گیرد. اغلب اوقات سود هر سهم بعنوان تنها مقیاسی تلقی می¬شود که بهترین نحوه عملکرد یک شرکت در آن تبلور یافته است. مبلغ سود هر سهم، تغییر در سود هر سهم نسبت به دوره قبل و روند سود هر سهم، تماما مقیاس¬های بااهمیتی در مورد موفقیت یا شکست یک شرکت محسوب می¬شوند. همچنین نسبت پوشش سود سهام درجه اعتماد سرمایه¬گذار را از توانایی پرداخت سود به سهامداران مشخص می¬سازد. زیرا این نسبت بیانگر حصه¬ای از سود است که به سهامداران پرداخت می¬شود و مابقی جهت رشد آتی و افزایش توان سودآوری در شرکت باقی می¬ماند.

۲-۹- بورس اوراق بهادار تهران
بورس اوراق بهادار تهران در سال ۱۳۴۶ تأسيس شد. دوران فعاليت بورس اوراق بهادار را مي‌توان به چهار دوره تقسيم کرد: دوره نخست (۱۳۵۷-۱۳۴۶)، دوره دوم (۱۳۶۷-۱۳۵۸)، دوره سوم (۱۳۸۳-۱۳۶۸) و دوره چهارم (از ۱۳۸۴ تاکنون)
دوره نخست (۱۳۵۷- ۱۳۴۶)
بورس اوراق بهادار از پانزدهم بهمن سال ۱۳۴۶ فعاليت خود را با انجام چند معامله بر روي سهام بانك توسعه صنعتي و معدني آغاز كرد. در پي آن شركت نفت پارس، اوراق قرضه دولتي، اسناد خزانه، اوراق قرضه سازمان گسترش مالكيت صنعتي و اوراق قرضه عباس‌آباد به بورس تهران راه يافتند. در اين دوره گسترش فعاليت بورس اوراق بهادار بيشتر مرهون قوانين و مقررات دولتي بود که از جمله مي‌توان موارد زير را برشمرد:
۱- تصويب قانون گسترش مالکيت سهام واحدهاي توليدي که به‌موجب آن مؤسسات خصوصي و دولتي موظف شدند به‌ترتيب ۴۹% و ۹۴%سهام خود را به شهروندان عرضه نمايند.
۲- تصويب قانون معافيت‌هاي مالياتي براي شرکت‌هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار در سال ۱۳۵۴
طي ۱۱ سال فعاليت بورس تا پيش از انقلاب اسلامي در ايران، تعداد شركت‌ها و بانك‌ها و شركت‌هاي بيمه پذيرفته شده از ۶ بنگاه اقتصادي با ۶/۲ ميليارد ريال سرمايه در سال ۱۳۴۶ به ۱۰۵ بنگاه با بيش از ۲۳۰ ميليارد ريال در سال ۱۳۵۷ افزايش يافت. همچنين ارزش مبادلات در بورس از ۱۵ ميليون ريال در سال ۱۳۴۶به بيش از ۳۴ ميليارد ريال طي سال۱۳۵۷ افزايش يافت.
دوره دوم (۱۳۶۷- ۱۳۵۸)
در سال‌هاي پس از انقلاب اسلامي و تا پيش از نخستين برنامه پنج ساله توسعه اقتصادي، دگرگوني‌هاي چشمگيري در اقتصاد ملي پديد آمد كه بورس اوراق بهادار تهران را نيز در برگرفت. نخستين رويداد، تصويب لايحه قانون اداره امور بانك‌ها توسط شوراي انقلاب بود كه به موجب آن بانك‌هاي تجاري و تخصصي كشور در چارچوب ۹ بانك شامل ۶ بانك تجاري و۳ بانك تخصصي ادغام و ملي شدند. چندي بعد و در پي آن شركت‌هاي بيمه نيز در يكديگر ادغام شده و به مالكيت دولتي درآمدند و همچنين تصويب قانون حفاظت و توسعه صنايع ايران باعث شد تعداد زيادي از بنگاه‌هاي اقتصادي پذيرفته شده در بورس از آن خارج شوند، به‌گونه‌اي كه تعداد آنها از ۱۰۵ شركت در سال ۱۳۵۷ به ۵۶ شركت در پايان سال ۱۳۶۷ كاهش يافت.
حجم معاملات سهام در اين دوره از ۲/۳۴ ميليارد ريال در سال ۱۳۵۷ به ۹/۹ ميليارد ريال در سال ۱۳۶۷ کاهش يافت و ميانگين نسبت حجم معاملات سهام به GDP به کمترين ميزان در دوران فعاليت بورس رسيد که از مهمترين دلايل آن شرايط جنگي و روشن نبودن خطوط کلي اقتصاد کشور بود. بدين ترتيب در طي اين سال‌ها، بورس اوراق بهادار تهران دوران فترت خود را آغاز كرد كه تا پايان سال ۱۳۶۷ ادامه يافت.
دوره سوم (۱۳۸۳- ۱۳۶۸)
با پايان يافتن جنگ، در چارچوب برنامه پنج ساله اول توسعه اقتصادي، اجتماعي و فرهنگي جمهوري اسلامي ايران تجديد فعاليت بورس اوراق بهادار تهران به‌عنوان زمينه‌اي براي اجراي سياست‌هاي خصوصي‌سازي مورد توجه قرار گرفت.
بر اين اساس، سياست‌گذاران در نظر دارند بورس اوراق بهادار با انتقال پاره‌اي از وظايف تصدي‌هاي دولتي به بخش خصوصي، جذب نقدينگي و گردآوري منابع پس‌اندازي پراكنده و هدايت آن به سوي مصارف سرمايه‌گذاري، در تجهيز منابع توسعه اقتصادي و انگيزش مؤثر بخش خصوصي براي مشاركت فعالانه در فعاليت‌هاي اقتصادي، نقش مهم و اساسي داشته باشد. در هر حال، گرايش سياست‌گذاري‌هاي كلان اقتصادي به استفاده از ساز و كار بورس، افزايش چشمگير شمار شركت‌هاي پذيرفته شده و افزايش حجم فعاليت بورس تهران را در بر داشت، به‌گونه‌اي که حجم معاملات از ۹/۹ ميليارد ريال سال ۱۳۶۷ به ۱۰۴٫۲۰۲ ميليارد ريال در پايان سال ۱۳۸۳ رسيد و تعداد بنگاه‌هاي اقتصادي پذيرفته شده در بورس تهران از ۵۶ شركت به ۴۲۲ شركت افزايش يافت.
در اين دوره دولت مجموعه‌اي از قوانين و مقررات در راستاي گسترش بازار بورس اوراق بهادار وضع نمود که تأثير بسزايي در افزايش حجم معاملات داشت، از جمله:
۱- تبصره ۳۵ قانون بودجه سال ۱۳۷۸ کل کشور که در آن به وظيفه دولت نسبت به تعيين تکليف همه شرکت‌هاي بخش دولتي از راه ادغام، واگذاري و فروش سهام به بخش‌هاي خصوصي و تعاوني اشاره شد.
۲- ماده ۹۴ قانون برنامه سوم توسعه (۱۳۸۳-۱۳۷۹) که بر اساس آن شوراي بورس موظف شد تا کارهاي لازم را براي ايجاد شبکه رايانه‌اي بازار سرمايه ايران به‌منظور انجام گرفتن دادوستد الکترونيک اوراق بهادار در سطوح ملي و پوشش دادن خدمات اطلاع‌رساني در سطح ملي و بين‌المللي انجام دهد. همچنين بر اساس ماده ۹۵ برنامه سوم توسعه، شوراي بورس مجاز شد تا دست به راه‌اندازي بورس‌هاي منطقه‌اي در سطح کشور بزند و راهکارهاي لازم را براي قابل معامله شدن ديگر ابزارهاي مالي در بورس اوراق بهادار فراهم نمايد.
از سال ۱۳۶۹ محاسبه شاخص بهاي سهام در بورس اوراق بهادار تهران آغاز شد که مقدار آن از ۴۷۲ واحد در سال ۱۳۷۰ به ۱۲٫۱۱۳ واحد در سال ۱۳۸۳ رسيد.
دوره چهارم (از سال ۱۳۸۴ تاکنون)
در سال ۱۳۸۴، نماگرهاي مختلف فعاليت بورس اوراق بهادار در ادامه روند حرکتي نيمه دوم سال ۱۳۸۳، همچنان تحت تأثير رويدادهاي مختلف داخلي و خارجي و افزايش بي‌رويه شاخص‌ها در سال‌هاي قبل، از روندي کاهشي برخوردار بودند و اين روند، به جز دوره کوتاهي در آذرماه تا پايان سال قابل ملاحظه بود. به‌‌ هرحال از آذرماه سال ۱۳۸۴، سياست‌ها و تلاش دولت و سازمان بورس باعث کند شدن سرعت روند کاهشي معيارهاي فعاليت بورس شد. درحالي‌که شاخص کل در پايان سال ۱۳۸۴ به ۹٫۴۵۹ واحد رسيده بود، طي سال ۱۳۸۵ از مرز ۱۰٫۰۰۰ واحد عبور کرد و در نهايت در پايان سال مذکور ۹٫۸۲۱ واحد را تجربه کرد. همچنين کاهش چشمگير معاملات سهام در سال ۱۳۸۴، با توجه به اقدامات مؤثر فوق‌الذکر در سال ۱۳۸۵ به تعادل نسبي رسيد، به نحوي که ارزش معاملات سهام و حق تقدم در سال ۱۳۸۴ در حدود ۵۶٫۵۲۹ ميليارد ريال و در سال ۱۳۸۵ معادل ۵۵٫۶۴۵ ميليارد ريال ارزيابي شد.
تعداد شرکت‌هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار از ۴۲۲ شرکت در پايان سال ۱۳۸۳ به ۴۳۵ شرکت در پايان سال ۱۳۸۵ افزايش يافت.
از جمله رويدادهاي اساسي اين دوره عبارتند از:
تصويب قانون بازار اوراق بهادار جمهوري اسلامي ايران ۱/۹/۱۳۸۴
تشکيل شوراي عالي بورس و اوراق بهادار
تشکيل سازمان بورس و اوراق بهادار
تشکيل بورس اوراق بهادار تهران(شرکت سهامی عام)
تشکيل شرکت سپرده‌گذاري مرکزي اوراق بهادار و تسويه وجوه
بورس اوراق بهادار تهران (شرکت سهامی عام) به موجب قانون بازار اوراق بهادار جمهوری اسلامی ایران، مصوب آذرماه ۱۳۸۴ تأسیس شده است.
۲-۹-۱- نگاه بنيادين به شاخص كل بورس اوراق بهادار تهران
نمودار ۲-۴

پس از دوره فطرت بورس اوراق بهادار تهران از اوايل دهه هفتاد شاخص بورس تهران به دليل رشد شركت¬هايي مانند توسعه صنايع بهشهر شاهد جهش ناگهاني شاخص كل مي-باشيم به نحويكه شاخص در تاريخ ۰۴/۰۷/۱۳۷۵ به عدد باور نكردني ۲۱۵۷ دست يافت. سپس شاخص بورس دچار سقوط قابل توجه ۳۱ درصدي شد و در تاريخ ۲۸/۰۵/۱۳۷۷ به عدد ۱۴۷۲ رسيد. پس از سقوط قابل توجه، ۸۴۴ روز معاملاتي طول كشيد تا شاخص بورس در تاريخ ۱۵/۱۲/۱۳۷۸ به عدد ۲۱۵۸ دست يابد.
بايد گفت نرخ بالاي تورم در سال¬هاي ۱۳۷۰ تا ۱۳۷۵ كه گاهي تا ۴۵ درصد هم مي¬رسيد در كوتاه مدت منجر به افزايش قيمت محصولات و رشد ظاهري اقتصاد شد و موجب كسترش فعاليت¬هاي اقتصادي و صنعتي گرديد كه تاثير خود را در بورس به صورت افزايش شديد شاخص نشان داد. جالب اينجاست كه افزايش نرخ تورم در بلندمدت به نفع شركت¬ها نبوده و در هزينه اوليه آنها تاثير گذاشته و هزينه نيروي انساني آنها را افزايش مي¬دهد. همزمان نرخ ارز افزايش پيدا كرده و هزينه منابع خارجي افزايش پيدا مي-كند. اين اتفاقات دقيقا پس از رشد ناگهاني شاخص روي داد و بورس را تا دو سال و نيم دچار ركود نمود. در كنار اينگونه مسائل كلان اقتصادي، شاهد برگزاري انتخابات رياست جمهوري در سال ۱۳۷۶، ۱۳۸۰ و ۱۳۸۴ بوديم كه سقوط¬هاي بورس را مي¬توان تا حدودي به آنها نسبت داد.
به تجربه در سایر کشورها ثابت شده است که انتخابات ریاست جمهوری در تعیین سیاست¬های کلی اقتصادی و به دنبال آن در سایر بازارها تاثیرگذار است. بازار سرمایه به دلیل وجود شاخص یا به عبارت دیگر دماسنج اقتصادی، تاثیرات را بهتر نشان می¬دهد. به دلیل کوتاه بودن عمر بازار سرمایه در ایران بررسی این مقوله و تاثیر آن بر بازار سرمایه دارای سابقه زیادی نیست. براي مثال شاخص کل از ابتدای سال ۱۳۷۶ روند کاهشی خود را آغاز کرد. در واقع شاخص کل ۳ ماه قبل از زمان انتخاب روند کاهشي خود را آغاز کرد. بنابر این می¬توان نتیجه گرفت که تاثیرات ناشی از انتخابات ریاست جمهوری کمی قبل از زمان برگزاری آن شروع می¬شود.
بررسی های انجام شده حاکی از آن است که کاهش شاخص کل در سال ۱۳۷۶، در ماه¬های قبل از برگزاری انتخابات با شیبی ملایم شروع شد و بعد از برگزاری انتخابات ریاست جمهوری شیب کاهش شاخص و در نتیجه سرعت آن افزایش پیدا کرد. کاهش¬های شاخص تا اواسط آذر ۱۳۷۶ تداوم داشت. به طورکلی شاخص کل بعد از انتخابات به مدت ۶ ماه به طور پیوسته با همان سرعت در حال کاهش بود. بعد از مدت مذکور، شاخص کل اوراق بهادار تهران با کمی افزایش (افزایش زیاد محسوس نبود در حدود ۴۰ واحد ) دوباره به روند کاهشی خود ادامه داد و بالاخره کاهش شاخص در سطح ۱۴۷۰ در اوایل شهریور ۱۳۷۷ بعد از هیجده ماه کاهش مداوم پایان یافت. در بررسی¬های انجام شده در سال ۱۳۸۴ نیز این مطلب تایید می¬شود. در سال ۱۳۸۴ شاخص کل از اواخر فروردین کاهش خود را آغاز کرد. در واقع روند کاهشی شاخص کل بعد از یک افزایش موقتی که در فروردین ۱۳۸۴ روی داد، تداوم یافت.
عامل مهم ديگري كه بر سقوط شاخص موثر بود كاهش شدش قيمت¬هاي جهاني نفت بود كه درآمد سرانه كشور را به شدت كاهش داده و اقتصاد را با بحران جدي روبرو ساخت. در هر صورت شاخص بورس با توجه به ورود شركت¬هايي از صنايع جديد مانند ساختمان، بانكداري، ليزينگ، نفت، گاز و پتروشيمي و متحول شدن صنايع خودرو و سيمان به دليل نياز روزافزون جامعه¬ نفسي تازه كرد و رشد مجدد خود را آغاز نمود. اين بار با توجه به رشد اقتصادي قابل توجه مخصوصا به دليل افزايش درآمد حاصل از فروش نفت و نيز افزايش تقاضا براي محصولات به دليل رشد سرسام¬آور جمعيت كشور شاخص دوباره روند شتابان در پيش گرفت و عدد شاخص از ۱۴۷۲ در تاريخ ۲۸/۰۵/۱۳۷۷ به عدد ۱۳۸۸۲ در تاريخ ۱۴/۰۵/۱۳۸۳ رسيد. يعني در حدود ۶ سال شاخص نزديك به ۵/۹ بابر رشد كرد.
مطلبي كه به جرات مي¬توان گفت اين است كه رشد يا سقوط شاخص با توجه به اتفاقات كلان اقتصادي كشور و جهاني هيچگاه غيرمعقول نبوده و همواره دماسنجي بوده براي صنايعي كه در عدد شاخص تاثيرگذار بوده¬اند. رشد و نزول شاخص در ميان مدت و بلندمدت نه تحت تاثير شايعات و جوسازي بوده است، نه تحت تاثير توطئه و سفته¬بازي. به بيان ديگر اين رشد اقتصادي كشور و شرايط سرمايه-گذاري بوده است كه سرمايه¬گذار را به سمت سرمايه¬گذاري در بورس سوق داده است و به هيمن ترتيب شرايط نامساعد اقتصادي و رشد كم اقتصاد موجب فرار سرمايه¬گذاران از بورس و هجوم به سمت دلال¬بازي در زمينه املاك و محصولاتي مانند خودرو شده است.
با افزايش شديد قيمت نفت و مواد خام در جهان، بسياري از شركت¬هاي بورسي و زيرمجموعه¬هاي آنها در خارج از بورس در يكي دو سال اخير با رشد قابل توجهي روبرو شدند. اما اين روند متوقف شده و قيمت¬ها تا حدودي تعديل شده¬اند. افزايش نرخ برابري يورو در مقابل ريال در بسياري از شركت¬هايي كه مواد اوليه از اروپا وارد مي-كردند تاثير به سزايي گذاشته و موجب كاهش سودآوري آنها شده است. اين اتفاق موجب شد تا شركت¬ها علاقه بيشتري به پوشش ريسك منابع ارزي خود نشان دهند تا از نوسانات نرخ ارز در امان باشند. انبوه¬سازي¬ها در زمينه مسكن و طرح¬هاي عمراني موجب افزايش تقاضا براي سيمان شد و اين شركت¬ها در صدد برآمدند تا قيمت محصولات خود را به قيمت بازار كه حدود دو برابر بود برسانند، اما با توجه به يارانه¬اي كه در زمينه انرژي مي¬گرفتند، دولت با اين تصميم آنها بارها مخالفت نمود و در اين بين مي¬توان گفت يارانه هزينه شده در زمينه انرژي نصيب دلالاني مي¬شود كه در داخل و خارج از كشور سيمان را به دو برابر قيمت خريداري شده عرضه مي¬كنند. اين مطلب و نيز راه¬اندازي طرح¬هاي جديد توليد سيمان منجر به ركود در اين صنعت در سال¬هاي اخير شود. به همين ترتيب در زمينه صنعت خودرو عليرغم رشد فزاينده تقاضا و به تبع آن افزايش توليد و سودآوري شركت¬هاي خودرويي در سال¬هاي قبل بازار خودرو در سال ۱۳۸۵و ۱۳۸۶ سیری یکنواخت را طی کرد و قیمت خودروها نسبت به گذشته تغییر چندانی نداشت. اين اتفاق باعث شد كه به دليل رشد بي¬رويه محصولات فلزي و فولادي و پتروشيمي كه بخش عمده مواد اوليه خودروسازان كشور را تشكيل مي¬دهند و از طرف مقابل ثابت ماندن بهاي فروش محصولات به دليل محيط رقابتي موجود، اكثر شركت¬هاي خودروسازي با كاهش سود عملياتي مواجه شوند، و به همين منظور و به جهت جبران زيان وارد شده اقدام به فروش اموال غيرمنقول و دارايي-هاي خود نمايند. برنامه از رده خارج کردن خودروهای فرسوده نيز بعد از چند سال به کندی پیش رفته و با وجود ثبت نام ۲۵۰ هزار خودروی فرسوده تعداد محدودی خودروی نو جایگزین آنها شده است.
در سال¬هاي اخير افزايش قيمت نفت منجربه افزايش توليد و رونق شركت¬هاي پتروشيميايي شود كه تاثير بسزايي در رشد شاخص بورس دارند. رشد تقاضا براي مسكن نيز منجر به سودآوري شركت¬هاي ساختماني و به تبع آن تاثير مثبت بر شاخص¬هاي اقتصادي كشور و شاخص بورس شد.
بورس اوراق بهادار در سال ۸۵ و همزمان با سالگرد ۴۰ سالگي خود با موارد متعددي مواجه شد كه كه اين همزماني با اجراي بخش¬هايي از مفاد قانون جديد بازار و آماده شدن براي پياده¬سازي بند«ج» اصل ۴۴ قانون اساسي مصادف و متقارن شد. ۳۹ سال پيش و در روز ۱۵ بهمن ۱۳۴۶ شايد كمتر سهامدار و مدير و كارشناس و كارگزاري فكر مي‌كرد كه بورس اوراق بهادار به عنوان نقطه ثقل عظيم‌ترين تحول اقتصادي كشور معرفي شود و با ابلاغ بند«ج» اصل ۴۴ قانون اساسي در تاريخ ۱۲ تير ماه ۱۳۸۵ اصلي‌ترين محل براي كشف قيمت سهام شركت‌ها و بنگاه‌هاي دولتي شناسايي شود تا بر اساس مكانيزم مهم “عرضه و تقاضا” به گذار از كاهش تصدي‌گري دولت و انتقال مالكيت دولتي به بخش خصوصي كشور كمك و نقش بسزاي در اجراي آن داشته باشد. به طوري كه با عرضه سهام اولين شركت مشمول اصل ۴۴ يعني شركت ملي مس ايران كه اتفاقا با روز ۴۰ سالگي بوس در ۱۵ بهمن ۸۵ همزمان شد. همه موافقان و مخالفان در داخل و خارج به تالار شيشه‌ايي حافظ چشم دوختند تا تكليف اولين (ملي مس) و سپس دومين و بزرگترين شركت بورس (فولاد مباركه) و در واقع اصل ۴۴ را بازار سهام و سرمايه‌گذاران حقيقي و حقوقي كشوري مشخص كنند كه بورس آن از ۷۰ ميليون جمعيت صاحب ۳ ميليون (۵ درصد) سهامدار است.
با اين شرايط بود كه اهميت پياده¬سازي اين قانون مهم كه از آن به عنوان انقلاب اقتصادي تاريخ ايران نام مي‌برند موجب شد بسياري از كارشناسان و مديران به نحوه چگونگي اين اصل در بورس حساسيت نشان بدهند.
فصل سوم
روش¬شناسي تحقيق

۳-۱- مقدمه
اعتبار و ارزش قواعد در هر شاخه از علم به روش شناخت آن باز می¬گردد. مفهوم تحقیق در ادبیات روش¬شناسی به صورت یک عمل منظم به منظور حصول پاسخ برای پرسشهای مطرح شده در موضوع تحقیق، تعریف شده است. به این ترتیب” درروش تحقیق مجموعه¬ای ازقواعد؛ ابزاروراههای معتبرونظام یافته برای بررسی واقعیتها؛کشف مجهولات ودستیابی به راه حل مشکلات بیان می¬شود”.
پژوهش حاضر می¬کوشد با استفاده از داده¬های آماری چهار متغیر اقتصادی مطرح شده در فصل پیشین به روابط فیمابین آنها بپردازد، محقق به این منظور، الگوی پویا و قوی خود رگرسیون برداری را انتخاب نموده¬است. در طراحی الگوها برای آزمون فرضیه ها بویژه برای متغیرهای دارای زنجیره (سری) زمانی، لازم است به نکاتی در خصوص مدل¬های از پیش ساخته¬شده و آزمون شده¬ای که با توجه به موضوع فرضیه¬های تحقیق وجود دارد؛ توجه شود. غالباً در تحقیقات دانشجویی بدلیل تنگناهای موجود از اقدام به طراحی و ساخت یک مدل جدیدامتناع می¬شود. بنابراین استفاده از مدل¬های شناخته¬شده و توسعه آن با توجه به شرایط و محدودیت¬های هر سیستم اقتصادی یا مالی به عنوان بهترین گزینه¬های پیش روی دانشجویان تلقی می-گردد با این حال نباید از باز شناساندن الگوی مورد استفاده درتحقیق به دیگران غفلت نمود. چراکه هر الگویی علاوه بر امتیازات، ضعف¬هایی نیز دارد که حتماً باید در استنتاج نهایی ازآزمون لحاظ گردد. با توجه به این گفتار، در این فصل ، تلاش می¬شود بنحوی شفاف به الگوهای خودرگرسیونی برداری(VAR ) پرداخته شده و کلیه جوانب(مثبت و منفی) آنها بیان گردد. به این دلیل ابتدا به شکل¬گیری این گونه مدل¬ها اشاره¬ای
می¬شود و نرم افزار و شیوه استفاده از آن برای آزمون این مدل توضیح داده خواهد شد. ضمن آنکه باردیگر در خلال این توضیحات به فرضیه¬های تحقیق اشاره¬ای خواهد گردید. در فصل دوم این پژوهش به توصیف و معرفی ادبیات تحقیق پرداخته شد؛ در این فصل¬؛ فرضیه ها تحقیق، جامعه آماری، روش آزمون فرضیه¬ها و مباحث اندازه¬گیری متغیرهای تحقیق و روش آزمون فرضیه¬های تحقیق معرفی خواهد شد. البته لازم به ذکر است که به علت ویژگی¬های خاص مدل VAR ممکن است برخی از متغیرهای مورد تحقیق در این پژوهش قابل استفاده در مدل نباشند در این صورت، الگوهای ساده رگرسیون خطی موجود در تبیین و آزمون فرضیه ها مورد استفاده قرار خواهد گرفت. محقق به عنوان گام دوم تحقیق، با انجام آزمون ساده برای کلیه متغیرها و در نهایت استفاده از آزمون علیت گرنجر، به مقایسه¬ای دوگانه بین نتایج الگوی خود رگرسیون برداری و روشهای ساده¬ی خطی اقدام خواهد کرد. اما در گام سوم ؛ فرضیه ها این تحقیق با استفاده از مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی (ARDL) نیز مورد آزمون قرار خواهد گرفت. به این ترتیب تحقیق با استفاده از سه روش متفاوت لقذلن به آزمون فرضیه ها خود می کند نکته قوت پژوهش فراهم کردن بستر مقایسه تطبیقی نتایج مدلهای سه گانه خواهد بود.

۳-۲- پرسش و فرضیه¬های تحقیق
این تحقیق با هدف آزمون فرضیه زیر شکل گرفته است:
“متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام شرکت¬های پذیرفته شده در بورس دارای تاثیر معناداری می باشند.”
فرضیه¬های فرعی:
• حجم پول(حجم نقدینگی) بر شاخص قیمتی سهام شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اثر معنادار مثبت دارد.
• تورم برشاخص قیمتی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اثر معنادار مثبت دارد.
• تغییرات نرخ ارز (برابری دلار در برابر ریال) بر شاخص قیمتی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار اثر معنادار مثبت دارد.
• رشد تولید ناخالص داخلی بر شاخص قیمتی شرکت-های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار اثر معنادار مثبتی دارد.
به این ترتیب متغیرهای اصلی مورد آزمون در خود فرضیه معرفی شده¬اند و فرضیه اصلی با تایید فرضیه¬های فرعی خودبخود اثبات می¬گردد.

۳-۳- جامعه آماری
جامعه آماری این تحقیق دربرگیرنده¬ی دوره ای ۱۶ساله از سال ۱۳۶۹ لغایت ۱۳۸۴ با استفاده از داده های فصلی اقتصاد کلان برای متغیرهای تولید ناخالص داخلی-نرخ ارز- حجم نقدینگی- نرخ تورم و شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار تهران است.

۳-۴- روش گردآوری داده ها
داده های مربوط به بورس اوراق بهادار با استفاده از اطلاعات طبقه بندی شده موجود در آرشیو سازمان بورس و اوراق بهادار که حاوی اطلاعات روزانه بازار می باشد، استخراج شده اند، این مهم بر اساس مطالعات کتابخانه¬ای و استفاده از داده های طبقه بندی شده در بسته های نرم افزاری سازمان مزبور محقق شده است.
منبع کلیه اطلاعات متغیرهای اقتصاد کلان مورد استفاده در این تحقیق داده¬های آماری بانک مرکزی خواهد بود. استناد داده ها به اطلاعات منتشره در نشریه نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی و بایگانی داده¬های اقتصاد کلان در نشریات سالانه تحت عنوان ترازنامه اقتصادی و فصلنامه هایی تحت عنوان چکیده تحولات اقتصاد ایران؛ موجود در کتابخانه بانک مرکزی جمهوری اسلامی می باشد.

۳-۵- محدودیت تحقیق
بدلیل آنکه اطلاعات منتشره از بازدهی بورس اوراق بهادار که بوسیله شاخص بازده نقدی –قیمت محاسبه می شود از سال ۱۳۷۹ در اختیار محققان است و در بازه مورد نظر محقق در این پژوهش از سال ۶۹ تا ۱۳۸۴ را در بر می-گیرد، لذا نیازمند یک شاخص جایگزین برای محاسبه بازدهی بورس هستیم که با توجه به همبستگی بالای تغییرات شاخص بازده نقدی و قیمت با شاخص کل قیمتی، بهترین گزینه شاخص کل قیمت خواهد بود. همچنین به منظور برخورداری از طول دوره مناسب جهت تصریح بهتر آزمون¬های آماری اطلاعات به صورت فصلی جمع آوری شده و بکار گرفته خواهد شد.

۳-۶- متغیرهای تحقیق
با عنایت به فرضیه های که مورد آزمون قرار خواهد گرفت، متغیرهای زیر به عنوان ارکان این آزمون و تحقیق معرفی می گردند، تعریف عمومی و کلی این متغیرها در فصل دوم انجام یافته و در اینجا به شکلی مختصر به ذکر نام و تعریفی کوتاه از آنها بسنده می شود:

۱- شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار
بازدهی بورس اوراق بهادار در واقع بیانگر رشد یا افت شاخص کل قیمتی در ابتدا و انتهای هر بازه (فصل) خواهد بود. متداول‌ترین نقطه شروع برای سرمایه‌گذاران در موقع خرید سهام بررسی روند تغییرات قیمت سهام می‌باشد. این قیمت تحت تأثیر دو عامل قرار دارد: نخست عواملی که بر یک سهم به خصوص تأثیرمی‌گذارندودیگری عواملی که برکل بازار سهام اثر خواهند گذاشت. در این راستا شاخص-های قیمت سهام وبهترازآن تغییرات این شاخص¬ها بیان‌کننده این تاثیرها خواهد بود.
نمودار ۳-۱- شاخص کل قيمت سهام در پايان دوره SI

مشاهده می شود که روند قیمت سهام در ایران در طی دوره مورد مطالعه ۱۳۸۴-۱۳۷۹ روندی صعودی داشته است. که در این میان از سال ۱۳۸۳ به دلیل حبابی شدن قیمت سهام، نا اطمینانی های سیاسی ناشی از تحریم اقتصادی به دلیل مسائل هسته ای و بی توجهی به بازار سرمایه در سطح کلان جامعه این شاخص روندی نزولی به خود گرفته است.
۲- تورم
نرخ تورم، متوسط موزون تغییر قیمت سبدی از اقلام کالا و خدمات است که در سال پایه، بیشترین میزان متوسط هزینه مصرفی را برای خانوارها داشته است. در حال حاضر وظیفه محاسبه و اعلام نرخ تورم بر عهده اداره آمارهای اقتصادی بانک مرکزی است این اداره در هر سال پایه اقدام به بازنگری در سبد محاسبه نرخ تورم می نماید.

نمودار ۳-۲- نرخ تورم INF
۳- حجم نقدینگی
تعریف عرضه پول: (M) از دیدگاه فدرال رزرو امریکا:
M1 : اسکناس و مسکوک + سپرده های دیداری + حواله های برداشت قابل انتقال + حساب خدمات انتقالی خودکار + حساب حواله مشترک اتحادیه اعتبار و چکهای مسافرتی.
M2 : عبارت است از M1 بعلاوه حسابهای پس انداز و مدت دار،موافقت نامه¬های بازخرید نزد بانکهای تجاری که به مشهورند و سپرده بازار پول و مانده صندوقهای مشترک بازار پول غیرنهادی.
M3 : عبارت از M2 بعلاوه سایر اسناد جانشین ذخیره ارزش- که خاصیت نقدینگی کمتری دارند.- در سیستم بانکی انگلستان(M4) نیز علاوه بر تعاریف فوق به عنوان پول شناخته می شود که شامل اسکناس و مسکوک و سپرده بانکی بانکهای داخلی انگلستان باضافه سپرده ایجاد شده توسط بخش خصوصی است و تقریباً تعریفی اختصاصی برای اقتصاد انگلیس بحساب می آید.از حیث سیاستی عرضه پول متاثر از نرخ تنزیل مجدد – نرخ ذخیره قانونی و عملیات بازار باز بانک مرکزی می باشد. در تحقیق حاضر ما مفهوم M2 (پول و شبه پول)را از دید بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران بررسی خواهیم کرد.
روند حجم نقدینگی در ایران در دهه های اخیر همواره صعودی بوده است. صعودی بودن حجم نقدینگی از یک سو به دلیل حجم مبادلات و از سوی دیگر نیاز تولیدکنندگان به نقدینگی برای تامین مواد اولیه و تجهیزات سرمایه ای، پرداخت دستمزد و سایر عوامل بوده است. افزایش نقدینگی برای شرکت های سرمایه ای در بازار بورس جهت خرید و فروش سهام نیز موضوع مهمی است.
اما اینکه بنگاه ها تا چه اندازه از تامین مالی برخوردار بوده اند، مستلزم اطلاعات از منابع مالی و نقدینگی آنها می باشد. اطلاعات بنگاهی مستلزم پژوهشی جداگانه در این عرصه است.
نمودار ۳-۳- حجم نقدينگي
۴- تولید ناخالص داخلی
متغيري که عملکرد کلي اقتصاد معمولا با آن معرفي مي‌شود، توليد ناخالص داخلي است. طبق تعريف “توليد ناخالص داخلي” ارزش کل توليدات کالاها و خدمات نهايي است که در يک بازه زماني معين مثلا در طول يک سال در يک کشور توليد مي‌شود و با واحد پول جاري آن کشور اندازه گيري مي‌شود. تولید ناخالص داخلی به چندین شکل و در چندین بیان قابل محاسبه است روشهای محاسبه عبارتند از روش مخارج- روش تولید- و روش درآمدی. بیانهای قیمتی متفاوت عبارتند از تولید ناخالص داخلی به قیمت عوامل تولید – تولید ناخالص داخلی به قیمت بازار همچنین نظر به اهمیت حذف تورم از حسابهای ملی دو دسته بیان تولید ناخالص داخلی خواهیم داشت: به قیمت اسمی(جاری) و به قیمت ثابت ( حقیقی – نسبت به یک سال پایه که مبنای سنجش تورم در اقتصاد است) بنابه رویه انتشار داده های آماری اقتصاد ایران در سالهای اخیر، سال پایه ۱۳۷۶ در نظر گرفته شده و در این تحقیق داده های آماری تولید ناخالص داخلی به قیمت سال ۱۳۷۶ مورد استفاده خواهد بود.
روند تولید ناخالص داخلی در ایران در دهه اخیر همواره صعودی بوده است. اگر چه نوسان در نرخ رشد تولید ناخالص داخلی دیده می شود اما این نوسانات صرفاًنرخ رشد اقتصادی را کاهش داده است.در مجموع نرخ رشد اقتصادی در ایران تا حدود زیادی متاثر از نوسانات درآمد های نفتی، روند سرمایه گذاری بخش خصوصی، هزینه های تولید، نرخ تورم، دوره های رونق و رکود تجاری می باشد.به شکل شهودی انتظار می رود که رونق در تولید نا خالص داخلی ناشی از رونق فعالیت ها و سود آوری کسب و کار بنگاه ها باشد. بنابر این در دوره های رشد اقتصادی، فعالیت بنگاه ها از رشد برخوردار خواهد بود و انظار می رود بنگاه ها چه در تولید و چه در ارائه خدمات سهمی فزاینده از بازار داشته باشند.
نمودار ۳-۴- GDP (1376=100) GDP
۵- نرخ ارز
بر اساس عرفی چندین و چند ساله بانک مرکزی کشورها ارز قدرتمندی را برای تعاملات با دنیای خارج بر می گزیند این ارز پایه معمولاً دلار انتخاب می شود و کلیه امور مربوط به صادرات و واردات کشور بویژه صادرات نفتی با آن محک زده می شود هر چند در سال ۸۵ و ۸۶ بدلیل ضعف دلار آمریکایی، بانک مرکزی اقدام به بازنگری در این ارز پایه نمود. بنابراین مراد از نرخ ارز تغییرات برابری ریال ایران در مقابل دلار امریکاست که سیاستهای ارزی متنوعی را در خصوص برخورد بانک مرکزی با نوسانات این ارز شاهد بوده ایم.

نمودار ۳-۵- نرخ ارز اسمي در بازار آزاد(ريال-دلار) EF
۳-۷- تصریح مدل
اگر متغیر وابسته یک مدل، متغیر توضیحی مدل دیگری باشد، می¬توان بین دو مدل ارتباطی مشاهده کرد و آنها را در قالب یک دستگاه معادلات مورد بررسی قرار داد. به این ترتیب یک سیستم معادلات همزمان ساختاری شکل خواهد گرفت که متغیر وابسته که می¬تواند در درون مدل شناسایی شود (یعنی متغیر درونزا) در مدل دیگر، به عنوان متغیر مستقل به توضیح عنصر دیگری بپردازد. واقعیت این است که در اقتصاد، درونزا بودن مدل¬ها بسیار حائز اهمیت است، زیرا باعث می¬شود با کمترین دخالت بیرونی (در تعیین متغیرهای برونزا) یک سیستم اقتصادی شکل گرفته و به حرکت خود ادامه دهد. معادلات همزمان با دو مساله مهم روبرو هستند، اول تورش همزمانی ( یعنی روش حداقل مربعات برای تخمین این الگو ناکارآمد است.) و دیگر مسئله تشخیص است که آیا می¬توان با استفاده از فرم خلاصه شده، پارامترهای فرم ساختاری را محاسبه کرد یا خیر؟
الف- ویژگی الگو های برداری خود رگرسیونی (VAR)
بررسی رفتار متغیرها در یک زنجیره زمانی، مستلزم توجه به وابستگی¬ها و ارتباطات متقابل بین آنها در قالب یک سیستم معادلات همزمان است. در چنین الگوهایی برخی از پارامترها درونزا تعیین می¬شوند و برخی با مقادیر از پیش تعیین¬شده (برونزا) در مدل قرار داده می¬شوند. بنابراین همیشه باید در پی آن بود که آیا این معادلات قابل شناسایی هستند یا خیر. در طبقه¬بندی پارامترها به درونزا و برونزا نیز همواره یک بی¬نظمی وجود دارد، یعنی دسته¬بندی اینکه کدام متغیر در مدل درونزا و کدام برونزا تعیین شود، در اختیار محقق است. “این موضوع منجر به انتقاد سیمز در سال ۱۹۸۰ شد. اساس نظر وی بر این است که اگر بین یک دسته از پارامترها همزمانی وجود دارد نباید تمایزی بین آنها در تعیین به روش درونزا و برونزا قائل شد، بلکه باید آنها را به یک چشم نگریست، به همین دلیل وی مدل¬های خود بازگشتی(رگرسیونی) برداری را معرفی کرد. در این مدل متغیر برونزایی وجود ندارد و کلیه متغیرها درونزا هستند” در واقع مانند یک زنجیره، متغیر در زمان t توسط متغیرهای وقفه¬های پیشین خود، مورد شناسایی قرار می¬گیرد:
(۳-۱)
لازمه تخمین الگوی خود رگرسیون برداری اطمینان از مانایی متغیرهای الگو و برخورداری از توزیع نرمال پسماندهای الگو است. بنابراین نخستین کار تعیین مانایی با استفاده از روش ریشه واحد است که توسط آزمون دیکی فولر تعمیم یافته، قابل انجام است.
ارتباط نزدیکی بین هم‌انباشتگی و مدل‌های تصحیح خطا و خودرگرسیون برداری وجود دارد. ایدة اصلی در تجزیه و تحلیل هم‌انباشتگی آن است که اگر چه بسیاری از سری‌های زمانی اقتصادی نامانا بوده و یک روند تصادفی افزایشی یا کاهشی دارند، اما ممکن است در بلندمدت یک ترکیب خطی از این متغیرها همواره ساکن و بدون روند تصادفی باشد.
اگر یک نظریة اقتصادی صحیح باشد ما انتظار داریم ترکیب خطی این متغیرها در بلندمدت ساکن و بدون روند تصادفی باشد. در غیر اینصورت اعتبار نظریه مورد سؤال خواهد بود.
بنا به قضیة گرنجر متناظر با هر رابطة بلندمدت اقتصادی می‌باید یک رابطة کوتاه‌مدت به صورت مکانیسم تصحیح خطا (ECM) برای حصول به تعادل بلندمدت وجود داشته باشد.
ب- پردازش تابع خودرگرسیون برداری
مدلهای خودرگرسیون برداری تقریباً دارای سابقه طولانی (حداقل از سال۱۹۵۷ تا کنون)، به عنوان ابزار تحلیل سریهای زمانی هستند.
در ابتدا مدلهای خطی هم در عمل و هم در تئوری به راحتی بکار گرفته می¬شدند. به همان ترتیب محاسبات این مدلها نیز ساده بود؛ اما با پیشرفت تکنولوژی و ابداع رایانه های پرقدرت با توانایی محاسبات گسترده و پیچیده راه برای اجرای مدلهایی نظیر VAR هموار گردید. تا اینکه در سال ۱۹۸۰ سیمز رسماً به معرفی مدل VAR بجای مدلهای معادلات شبیه سازی اقدام نمود. به این ترتیب VARبه شکل عمومی به جامعه اقتصاددانان معرفی و پیشنهاد شد.
ویژگی ساختاری مدل VAR در توجه به پویایی روابط بین متغیرها باعث استقبال از آن گردید. در این گونه مدل¬ها تبیین روابط بر اساس قیاس بوده و با مشاهدات ثبت شده از متغیرها به شکل درونزا رفتار می¬شود.(مقدار تخمینی از روابط درون مدل تعیین می شود.)
تحلیل و مدلسازی توامان سری¬ها این قدرت را فراهم می-آورد که پویایی روابط به صورت فرازمانی بین متغیرها درک شود و دقت پیش¬بینی¬ها برای سری¬های مجزا بوسیله استفاده از اطلاعات اضافی که به این وسیله ( یعنی مدل VARسریهای دارای ارتباط و پیش¬بینی¬های مرتبط آنها) در دسترس قرار می¬گیرد، افزایش یابد. به عبارت دیگر محققان در تخمین آتی یک سری زمانی، به فاکتورهای موثر یا همراه در روند آن نیز که بوسیله مدل VAR مشخص شده اند اتکا خواهند داشت و از این طریق دقت پیش بینی انفرادی هر سری بیشتر خواهد شد.

تبیین الگوی پیشنهادی برای آزمون در این تحقیق (پیش از تعیین مانایی و برازش نهایی) و با مرتبه n به صورت زیر می باشد:

دو پرسش مهم برای آزمون مدل مطرح است، اول آنکه چگونه می‌توان وجود یا عدم یک رابطة بلندمدت را آزمون کرد، دوم آنکه با فرض وجود رابطة تعادلی بلندمدت یا رگرسیون هم‌انباشته کننده چگونه می‌توان پارامترهای آن را برآورد نمود؟ به منظور پاسخ به پرسش های مطروحه آزمونهای زیر به ترتیب باید صورت گیرد.
۳-۷-۱- آزمون مانایی متغیرهای الگو
غالباً متغیرهای کلان اقتصادی دارای سری¬های زمانی نامانایی هستند. به منظور احتراز استفاده از سری¬های زمانی نامانا در مدل¬های سری زمانی از سه روش می¬توان متغیرهای موجود در مدل را آزمون کرد:
الف : روش ترسیمی
ب: روش همبسته¬نگار(تابع خود همبستگی را در مقابل تعداد مشخصی وقفه ترسیم می¬کنند.)
ج: روش آزمون ریشه واحد
در این تحقیق از روش ریشه واحد استفاده خواهد شد. بررسی ریشه واحد در نرم افزارهای آماری توسط سه آزمون صورت می¬گیرد:
• دیکی فولر(DF)
• دیکی فولر تعمیم یافته (ADF)
• آزمون فیلیپس پرون(PP)
در آزمون دیکی فولر روال کار بر این است که متغیر دارای سری زمانی را با یک وقفه خودرگرس می¬کنند:
(۳-۷)……………
سپس می¬توان نتیجه گرفت که سری y یک سری مانا است اگر ضریب وقفه آن در رگرسیون بالا باشد. در صورتی که باشد می¬توان گفت سری نامانا است. (مدل گام تصادفی با مقصد نامعلوم ) در این صورت در طی فرایند آغاز شده (سری زمانی) در برخی نقاط واریانس متغیر وابسته به طور مداوم همراه با زمان افزایش یافته و به سوی بی¬نهایت حرکت می¬کند. در آزمون دیکی فولر افزوده شده معادله رگرسور به صورت تفاضلی تدوین می¬شود:
(۳-۸)……………
در این رگرسیون شرط مانایی کوچکتر از صفر بودن سیگما ( ) است. همچنین با رعایت وجود وقفه کمتر باید تا جایی به مدل وقفه داد که مشکل خود همبستگی آن حل شود. در نرم¬افزارهای سنجی معمولاً ناحیه بحرانی آزمون ریشه واحد در سه سطح اطمینان مختلف صورت می¬گیرد ۹۹ درصد، ۹۵ درصد و ۹۰ درصد.
از طرفی فروض صفر و یک در آزمون مانایی به صورت زیر تبیین می¬شود:
فرض صفر دلالت بر نامانایی و رد فرض صفر دلیلی بر مانایی شمرده می¬شود. نحوه دستیابی به نتیجه در آزمون دیکی فولر افزوده شده مقایسه با مقدار بحرانی است. در صورتی که آماره آزمون دیکی فولر از مقدار ناحیه بحرانی بزرگتر باشد، آنگاه فرض صفر رد می¬شود.
۳-۷-۲- رهیافت گریز از نامانایی
تفاضل¬گیری از راهکارهای ساده برای احتراز از نامانایی است. به منظور اجتناب از نامانایی مدل و خلاصی از کاذب بودن رگرسیون می¬توان از هم انباشتگی (همجمعی) استفاده نمود. زیرا قاعده بر آن است که از طریق تفاضل¬گیری می-توان یک سری زمانی را مانا کرد. که این مهم بنابر روش همجمعی یا هم انباشتگی محقق می شود. (هر چند کار خاصی برای حفظ اطلاعات بلندمدت در سطح متغیرها نمی¬توان انجام داد. در صورت تفاضل¬گیری از متغیرها به قصد مانا شدن آنها دیگر توان پیش بینی الگو قابل اتکا نخواهد بود برای حل این معضل که البته در دستور کار این تحقیق نمی باشد مدلهای تصحیح خطا توصیه می شود.) به این ترتیب یک سری را هم¬انباشته؛ از درجه n می¬گویند به شرطی که بتوان با n بار تفاضل¬گیری آنرا مانا کرد. .مثلا ًI(0) یعنی هم¬انباشته از درجه صفر، I(1) یعنی هم-انباشته از درجه یک.
مفهوم هم¬انباشتگی به ارتباط تعادلی بلندمدت بین دو یا چند متغیر باز می¬گردد.
آزمون¬های تایید وجود هم¬انباشتگی
الف: انگل- گرنجر: درصورتیکه آزمون دیکی فولر بروی پسماندهای مدل انجام گیرد و مانایی آن تایید شود این دلیلی بر وجود هم¬انباشتگی در مدل است.
ب: آزمون هم انباشتگی دوربین واتسون: به منظور این آزمون ابتدا مدل اصلی را تخمین زده و سپس با استناد به جدول زیر و با فرض صفر مبنی بر نبود هم¬انباشتگی و فرض یک مبنی بر وجود هم¬انباشتگی، در صورتیکه DW بدست آمده از ناحیه بحرانی جدول کمتر باشد، فرضیه هم انباشتگی را رد می¬کنیم:
مقدار ناحیه بحرانی سطح خطا
۵۱۱/۰ یک درصد
۳۸۶/۰ ۵درصد
۳۲۲/۰ ۱۰درصد

ج: آزمون هم انباشتگی یوهانسن (تعیین رگرسیون هم‌انباشته کننده):
از دسته آزمون¬هایی است که برای موارد چند متغیره بکار می¬رود و با استفاده از روش حداکثر درستنمایی پردازش و آماده¬سازی یک چارچوب را برای آزمون هم-انباشتگی مدل¬های تصحیح خطای بردارهای خود رگرسیونی (VAR) انجام می¬دهد. تحقیق حاضر بروی توانایی این آزمون در اجرای مدل تمرکز دارد.
در این قسمت ۲ پرسش مهم مطرح است، اول آنکه چگونه می‌توان وجود یا عدم یک رابطة بلندمدت را آزمون کرد، دوم آنکه با فرض وجود رابطة تعادلی بلندمدت یا رگرسیون هم‌انباشته کننده چگونه می‌توان پارامترهای آن را برآورد نمود؟
در صورت وجود یک رابطة تعادلی بلندمدت میان X1 و X2 یعنی با فرض ، رگرسیون ساده حداقل مربعات X1t روی X2t یک تخمین سازگار از به دست می‌دهد:
(۳-۹)……………
در این صورت را تخمین سازگار از درجة نیز می‌نامند:
(۳-۱۰)……………
آزمون هم‌انباشتگی: (پاسخ به پرسش اول)
ممکن است برداری مانند وجود داشته باشد که حتی تخمین سازگاری به دست دهد، اما در صورت عدم تأیید وجود هم‌انباشتگی، معادلة رگرسیون مزبور بی‌معنا خواهد بود. آزمون وجود هم‌انباشتگی از روی بررسی مانایی پسماندهای معادلة رگرسیون صورت می‌گیرد در صورتی که این پسماندها مانا باشند هم‌انباشتگی پذیرفته می‌شود. این مهم توسط آزمون هم انباشتگی یوهانسن صورت می گیرد. توضیح در خصوص این آزمون به فصل ۴ موکول می شود.
د:ECM یا مدلهای تصحیح خطا:
در مدل‌های تصحیح خطا، نگرانی کمتری در خصوص رفتار ساختاری یا نظریه‌های سنتی اقتصادی و نحوة شکل‌گیری انتظارات وجود دارد. این مدل‌ها روش تعدیل متغیر کنترل را نسبت به انحراف، خطا یا عدم تعادل در متغیر وضعیت مشخص می‌کند.
اگر متغیر وضعیت (Xt) در نظر گرفته شود، تحت تأثیر متغیر کنترل Yt و شوک‌های برون‌زا قرار دارد. سطح مطلوب متغیر وضعیت را با نشان داده و خطای آن از مقدار وضعیت را et می‌نامیم:
متغیر کنترل در وضعیت مطلوب: است.
تعبیری که در بالا ذکر شد به شکل ابتدایی توسط فیلیپس برای نشان دادن منحنی بیکاری به کار گرفته شد. اما در خصوص ارتباط ECM با هم‌انباشتگی، قضیة نمایش گرنجر مورد استفاده قرار می‌گیرد. زیرا ECM چگونگی تعدیل متغیرهای دستگاه را در کوتاه‌مدت نسبت به عدم تعادل برای حصول به رابطة تعادلی بلندمدت نشان می‌دهد. در واقع اگر مکانیسمی وجود نداشته باشد که متغیرها نسبت به عدم تعادل (انحراف از رابطة تعادلی بلندمدت) تعدیل شوند هیچ رابطه‌ای در بلندمدت میان متغیرها برقرار نمی‌شود از این رو هم‌انباشتگی مستلزم تصحیح خطا می‌باشد.
به عبارت دیگر رابطة تعادلی بلندمدت بین تعدادی از متغیرها، مستلزم وجود یک E<M است و این موضوع ارتباطی با نظریه‌های اقتصادی ندارد.
در تحلیل هم‌انباشتگی باید ۳ مرحله طی شود:
۱- با استفاده از آزمون ریشه واحد اطمینان حاصل می‌کنیم که متغیرهای مدل حداکثر I(1) هم‌انباشته از درجه اول می‌باشند.
۲- سپس وجود ارتباط بلندمدت بین متغیرها را آزمون می‌کنیم (اعمال آزمون‌های هم‌انباشتگی) در صورت تأیید وجود رابطة بلندمدت، آنگاه رگرسیون هم‌انباشته کننده را برآورد می‌کنیم.
در مرحلة آخر پسماندهای رگرسیون هم‌انباشته کننده را محاسبه و پارامترهای کوتاه‌مدت را با تخمین ECM به دست می‌آوریم. در صورتی که مدل خود رگرسیون برداری نتواند حایز شرایط وجود تنها یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرها گردد باید از طریق الگوی تصحیح خطا مدل را تخمین زده و ضرایب بدست آمده را از این الگو به مدل خود رگرسیون برداری تعمیم داد.
۳-۷-۳- امتیازات و نکات مورد توجه در مدل¬های (VAR)
همانگونه که ذکر شد این مدل در انتقاد از یک روش محاسباتی شکل گرفته است. بنابراین ابتدا باید آن را یک راهکار برای احتراز از درگیر شدن محقق با موضوع تشخیص متغیر درونزا و برونزا دانست. بنابراین تسهیل کردن کار، نخستین امتیاز این روش است. در این الگو می-توان با بکارگیری روش حداقل مربعات معمولی، برآورد ضرایب را انجام داد که روشی اصطلاحاً BLUE است. و تخمین با کارایی بیشتری صورت می¬گیرد. مورد دیگر آن است که پیش¬بینی منتج از مدل (VAR) بر اساس نتایج تجربی کارآتر و بهتر از پیش¬بینی منتج از دستگاه معادلات همزمان است.
اما انتقاداتی که به مدل¬های VAR می¬شود، به بنیان غیراقتصادی و مشکلاتی که در کاربرد ممکن است با آن مواجه شویم، باز می¬گردد. بر این اساس می¬توان مدل (VAR) را یک مدل پراگماتیستی برای تخمین و پیش¬بینی-های اقتصادی عنوان کرد. مواردی که باید در تخمین این مدل مورد توجه قرار داد عبارت است از:
تعیین وقفه بهینه برای پارامترها: عدم دستیابی به یک وقفه ایده¬آل برای مدل اعتبار آن¬را کاهش می¬دهد.
مانایی متغیرها: فرض بر مانایی متغیرهاست در غیر این صورت با تبدیل داده¬ها مثلاً تفاضل¬گیری اعتبار مدل در پیش بینی کاهش می¬یابد.
در مجموع، این مدل یکی از کاربردی¬ترین مدل¬های سنجی در تبیین روابط بین متغیرهای کلان و یا دارای سری زمانی است. استقبال از این گونه مدل¬ها به گونه¬ای بوده که هر روز محققان اقتصادی در صدد بهبود و تقویت این روش برآمده¬اند.
۳-۸-۴- کاربرد مدل¬های خود رگرسیون برداری (VAR) در بررسی¬های اقتصادی و مالی
گسترش مدل¬های VAR به پیدایش مدل¬های زیر شاخه¬ای منجر شده که در این قسمت به معرفی برخی از آنها پرداخته خواهد شد. مدل¬های مختلط VAR در اقتصاد کلان بویژه در مطالعه روی انتقال شوک¬های اقتصادی کشورها به یکدیگر در حال فراگیرشدن هستند. به عنوان مثال بررسی آثار سیاست پولی در یکی از کشورهای عضو اتحادیه اروپا بر سایر اعضا . و بررسی میانگین انحرافات واکنش¬های کشورهای توسعه یافته یا در حال توسعه به ناآرامی¬های داخلی و خارجی .
در دهه ۱۹۹۰ میلادی برای آزمون¬هایی که پسماندهایی با توزیع غیرنرمال داشتند، مدل دیگری طراحی شد که به مدل ساختاری خودرگرسیون برداری (SVAR) معروف گردیده است. به تازگی نیز مدل¬هایی با ساختار VAR برای تخمین مدل-های پویای اقتصادسنجی دارای نمونه بزرگ در ادبیات اقتصادی معرفی شده¬اند که با همان چارچوب مدل¬های خود رگرسیونی برداری عمل می¬کنند .ویژگی مشترک همه مطالعات انجام شده با این روش این است که اعتقاد دارند مجموعه-های اطلاعاتی بسیار بزرگ از متغیرهای اقتصادی قابلیت بیان و خلاصه شدن بوسیله عوامل عددی کوچک را دارند که می¬توانند در قالب یک سیستم خودرگرسیون برداری تقویت شده (افزوده شده) بکار گرفته شوند. به نوعی می¬توان گفت توابع یکنواختی برای انبوه داده¬های اطلاعاتی از متغیرهای اقتصادی قابل شکل¬گیری است و بیان برداری آن منعکس کننده همان نتایج خواهد بود. ضمن آنکه این مدل¬سازی ما را قادر می¬سازد تعریف دقیق¬تری از پویایی شناسی اقتصادی در مدل¬های سنجی کلان ارائه نماییم.
فرایند تحلیل مدل VAR(p)
نمایه¬ی تحلیل
فلوچارت بالا تبیین کننده کل عملیاتی است که می توان با مدل خودرگرسیون برداری متصور شد در نمودار بالاتجزیه و تحلیل واریانس با مبحث پیش بینی رابطه داشته و استحکام نتایج بدست آمده را با شبیه سازی برای ادوار بعد نشان می دهد البته موضوع پیش بینی در دستور کار این تحقیق قرار ندارد. به طور خلاصه فرایندی که در تخمین مدلهای خودرگرسیون¬برداری طی می شود به صورت زیر است:
۱) شناخت مدل
• مدل غیر مقید
۲) تصریح مدل
• انتخاب مرتبه بهینه وقفه- آزمون هم انباشتگی
۳) کنترل مدل
• تستهای خود همبستگی پسماندها
• تست غیر نرمال بودن
۴) تحلیل علیت گرنجر
۵) تحلیل گرافیکی تابع عکس العمل تحریک(آنی)
۶) تحلیل واریانس خطای برآورد
در توضیح بند یک و دو این سلسله مراحل باید گفت، برای مثال در مدلی که دارای ۴متغیر است با احتساب جمله ثابت و روند و ۴ مقدار وقفه¬ای برای هریک از متغیرها، تا سطح ۱۸ پارامتر در هر معادله را شاهد خواهیم بود. تخمین انجام شده با مدل VAR دارای آماره آزمون F با هدف آزمون این جمله است که :
“ضرایب مختلف متغیرهای با وقفه همزمان صفر هستند”.
آماره ها با اطمینان ۹۵تا۹۰درصد اطمینان مورد آزمون و پذیرش قرار خواهند گرفت.
در مرحله دوم این فرایند باید به نکته ای بسیار مهم توجه گردد در صورتی که آزمون هم انباشتگی به تایید وجود تنها یک رابطه تعادلی بلندمدت در بین این متغیرها منجر شود، می توان از طریق اجرای الگوی خودرگرسیون برداری به نتایج قابل قبولی دست یافت در غیر این صورت یعنی وجود بیش از یک رابطه تعادلی بلندمدت انتظار این است که روابط بین متغیرها از حالت خطی فراتر باشد به این دلیل با استفاده از مدل تصحیح خطا به اصلاح روابط می پردازیم و الگوی خودرگرسیون برداری را بر اساس نتایج بدست آمده از مدل تصحیح خطا تنظیم و برازش می کنیم.
آماره¬های مهم در تصریح مدل
معیار انتخاب مدل استاندارد، از بین مجموعه ممکن از رتبه ها( ) اقدام به انتخاب کمترین رتبه VAR می کند. ساختار عمومی اغلب معیارها به شکل زیر است:
(۴-۱)……………
در مدل فوق: برقرار است.
معیارهای اطلاعات متضمن دو عامل است: اول : جمله‌ای که تابعی از مجموع مربعات پسماندها (RSS) است،
و دوم :جبران کاهش درجه آزادی با افزودن پارامترهای اضافی.
سه معیار معروف اطلاعات عبارت‌اند از: معیار آکایک (۱۹۷۴) (AIC)، معیار شوارتز (۱۹۷۸) (SBIC) و معیار هنان – کوئین Hannan – Quinn (HQIC) به شرح زیر:
(۴-۲) ……………
(۴-۳) ……………
(۴-۴) ……………
واریانس پسماندهاو معادل با جمع مربعات پسماندها تقسیم بر عدد درجه آزادی (T-K) است از سوی دیگر K=p+q+1 تعداد پارامترهای تخمین زده شده و T نیز اندازه نمونه است.
از کدام معیار اطلاعاتی باید استفاده کرد؟
SBIC بسیار باثبات است اما کارایی لازم را ندارد، AIC با ثبات نیست اما از کارایی بالاتری برخوردار است. هر یک از مدل‌ها ضعف‌ها و قوت‌های خاص خود را دارند و هیچ یک نسبت به دیگری برتری مطلق ندارد. در کل برای تصریح مدل خودرگرسیون برداری باید به کوچکترین معیار اطلاعاتی(در بین نتایج آمده در وقفه های مختلف) توجه نموده و بر آن اساس وقفه بهینه را در مدل تعیین کرد. در نرم افزار EVIEWS معیار اطلاعاتی دیگری به نام رتبه لایکلی¬هود معرفی شده که علاوه بر در نظر گرفتن معیارهای آکایک و شوارتز از معادله زیر در قالب توزیع کای ۲ و با فرض m=تعداد پارامترهای مدل به تعیین رتبه می پردازد.:
(۴-۵) ……………

۳-۸- گام دوم تحقیق: سنجش ارتباط میان متغیرهای اقتصادی و شاخص قیمتی بورس از طریق آزمون علیت گرنجر
این پژوهش برآن است به شکلی ساده نیز ارتباط بین متغیرهای اقتصادی پیش گفته شده را در چارچوب دستگاه رگرسیونی ساده و به روش خطی تخمین زند. به این منظور متغیرSIR تغییرات شاخص قیمتی بورس به عنوان متغیر وابسته فرض شده و ارتباط آن با مولفه های دیگر(تغييرات تولید ناخالص داخلی ، تورم، حجم نقدینگی و نرخ ارز GDPR-INF-M2R-EFR ) با انجام آزمون علیت گرنجر سنجیده خواهد شد. لازم به ذکر است که نتایج الگوی خود رگرسیون برداری نیز از پشتیبانی روش گرنجر برای تعیین علیت برخوردار هستند.

(۳-۱۱)…………… (SIR) = c + b1GDPR + b2 INF +b3M2R + b4EFR+ e

در فصل چهارم با استفاده از داده های ۴ مولفه¬ی اقتصاد کلان و شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار ایران نسبت به آزمون مدل وفرضیه ها این تحقیق اقدام خواهد گردید. نرم افزار مورد استفاده EVIEWS 5 خواهد بود که کلیه آزمونهای یاد شده با استفاده از این بسته نرم افزاری قابل آزمون است. تلاش می¬شود با استفاده از داده¬های فصلی مربوط به پارامترهای مدل آزمونها صورت بپذیرد. در صورتی¬که متغیرهای مورد نظر این پژوهش شرایط ابتدایی سنجش از طریق الگوی خود رگرسیونی برداری را حائز نگردند بوسیله رگرسیون خطی ساده ارتباط بین متغیرها مورد آزمون قرار خواهد گرفت.

۳-۹- گام سوم تحقیق: سنجش ارتباط میان متغیرهای اقتصادی و شاخص قیمتی بورس از طریق آزمون ARDL
گام سوم تحقیق استفاده از مدل وقفه توزیعی خود بازگشتی یا همان ARDL برای آزمون مجدد روی متغیرهای این تحقیق است.
رهیافت مدل مزبور توسط پروفسور هاشم پسران توسعه یافته است. اصلی¬ترین امتیاز این رهیافت توضیح این واقعیت است که می¬توان بدون ملاحظه متغیرهایی که I(0) و I(1) هستند را در مدل بکار گرفت. توضیح اینکه، I(0)و I(1) مرتبه¬های انباشتگی هستند. در حالت کلی اگر دو سری زمانی، انباشته از مرتبه¬های متفاوتی باشند مثلاً درجه هم¬انباشتگی یکی از آنها یک و دیگری دو باشد، آنگاه ترکیب خطی آنها انباشتگی از درجه ۲را ایجاد می¬کند با این حال اگر دو سری را با درجه انباشتگی متفاوت ترکیب کنیم، و درجه انباشتگی آنها صفر شود، آنگاه به این دو سری هم انباشته می¬گویند: (I(0)) به همین دلیل برای آزمون وجود رابطه تعادلی در بلندمدت بین دو یا چند متغیر از تحلیل هم¬انباشتگی استفاده می¬شود. دیگر مزیت مدل این است که تعداد وقفه¬های کافی برای تسخیر فرایند تولید داده¬ها را در چارچوب مدلی عمومی – ویژه، بیان می¬کند. بعلاوه یک مدل تصحیح خطا (ECM) می¬تواند از ARDL به شکل یک تبدیل خطی ساده اشتقاق یابد.
برای روشن شدن مدل مزبور به تغییرات معادله رگرسیونی دو متغیره زیر باید دقت کرد:

معادله ۲ مدل ARDL با رعایت تصحیح خطا از معادله یک است. لانداها در معادله بالا روابط بلندمدت را نشان می-دهند.
فرض صفر این است که کلیه لاندا ها برابر و مساوی صفر باشند به این ترتیب : یعنی ارتباط بلند مدتی بین پارامترها مشاهده نمی¬شود بنابراین نمی توان به تاثیر بلند مدت پارامترها بر متغیر مورد آزمون اعتقادی داشت. در صورت رد فرض صفر وجود رابطه بلند مدت بین متغیرها تایید می شود. انجام آزمون وقفه توزیعی خودبازگشتی توسط نرم افزار میکروفیت امکان پذیر است. توضیح و تکمیل بیشتر این مبحث، به فصل ۴ واگذار می-شود.

فصل چهارم
برآورد و تجزیه و تحلیل الگو

 
۴-۱- مقدمه
همانگونه که پیشتر عنوان گردید، مهمترین معیار ارزیابی عملکرد سرمایه¬گذاری در بورس، از سوی خبرگان مالی شاخص¬های بورس و به خصوص شاخص کل قیمت معرفی شده-اند. در واقع این شاخص بازتابی از تحولات اقتصادی و سیاسی کشور تلقی می¬شود برای آزمون تاثیرپذیری و اثربخشی این شاخص بر تعدادی از مولفه¬های اقتصادی پیش-گفته، در این فصل نتایج اجرای الگوهای پیشنهادی برای بررسی و آزمون فرضیه ها تحقیق بیان می¬گردد.
در مجموع باید گفت، هدف از اجرای الگوها پاسخ به این پرسش است آیا متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام شرکت¬های پذیرفته شده در بورس دارای تاثیر معناداری می-باشند؟
در نتیجه، به نحوه دسته¬بندی داده¬ها و روش برخورد و فرایند آزمون مدل خودرگرسیون¬برداری همچنین روش ساده رگرسیونی با استفاده از آزمون علیت گرنجر، پرداخته خواهد شد. در پایان پس از بهره¬گیری از مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی به جمع بندی نتایج اجرای این سه مدل اقدام می¬شود.

۴-۲- طبقه بندی اطلاعات مورد استفاده در آزمون فرضیه ها
داده¬های جمع¬آوری شده به صورت فصلی است تا در بازه زمانی تحقیق بهترین نتیجه حاصل شود، چراکه محدودیت¬های جمع آوری داده¬های اقتصادی ایران بسیار است و استفاده از داده¬های فصلی در این تحقیق یکی از نقاط قوت آن می-باشد که محقق زمان زیادی را جهت جمع¬آوری آنها (با شرط یکدستی منابع- مورد تایید بانک مرکزی) صرف نمود. جدول (۴-۲)
پس از جمع¬آوری اطلاعات، به ساخت داده¬های مورد نیاز این تحقیق مبادرت شد. به منظور کسب نتیجه بهتر می¬باید کلیه آمار با یک معیار اندازه گیری شوند و یا همگی انها بر حسب درصد بیان شوند بدلیل آنکه دستیابی به معیار واحد در اندازه¬گیری مولفه¬های اقتصادی دشوار و شاید ناممکن است بنابراین معیار بیان همه پارامترهای مدل، درصد تغییرات خواهد بود. پس از انتقال داده¬ها به نرم¬افزار آماری، فرایند آماری صورت گرفته مطابق آنچه در قسمت¬های بعد توضیح داده شده، خواهد بود.

جدول ۴-۱- نمادها و توضیحات متغیرهای این تحقیق
توضیح نماد مورد استفاده

GDPR (1376=100) GDP
نرخ تغییراتGDP GDPR
حجم نقدینگی M2
نرخ رشد حجم نقدینگی M2R
نرخ تورم INF
شاخص کل قیمت سهام در پایان دوره SI
نرخ تغییرات شاخص کل قیمت SIR
نرخ ارز اسمی در بازار آزاد (ریال-دلار) EF
نرخ تغییرات ارز EFR

جدول۴-۲- داده¬های اصلی مورد نیاز برای پردازش مدل و آزمون فرضیه¬ها
سال فصل GDP (1376=100) نرخ تغییراتGDP حجم نقدینگی نرخ رشد حجم نقدینگی نرخ تورم شاخص کل قیمت سهام در پایان دوره نرخ تغییرات شاخص کل قیمت نرخ ارز اسمی در بازار آزاد (ریال-دلار) نرخ تغییرات ارز
نماد مورد استفاده GDP GDPR M2 M2R INF SI SIR EF EFR
۱۳۶۹ ۱ ۰/۵۲۳۹۲ ۴/۱۹۲۹۰ ۶/۴ ۸/۱۳۲ ۲۰/۱۱۸۶
۲ ۷/۵۳۶۳۹ ۴/۲ ۴/۲۰۳۳۶ ۲/۱۷ ۳/۵ ۰/۱۳۸ ۹/۳ ۶۱/۹۱۲ ۰۶/۲۳-
۳ ۵/۵۴۲۶۶ ۲/۱ ۷/۲۱۰۲۵ ۰/۱۸ ۵/۱۱ ۰/۱۴۰ ۴/۱ ۷۳/۹۲۷ ۶۶/۱
۴ ۶/۵۸۲۴۰ ۳/۷ ۵/۲۲۹۶۹ ۵/۲۲ ۰/۱۴ ۰/۱۴۲ ۴/۱ ۰۰/۱۰۳۵ ۵۶/۱۱
۱۳۷۰ ۱ ۸/۵۶۰۸۲ ۷/۳- ۹/۲۳۴۳۹ ۵/۲۱ ۷/۱۳ ۹/۳۰۴ ۸/۱۱۴ ۳۰/۱۲۱۵ ۴۲/۱۷
۲ ۱/۵۹۸۵۶ ۷/۶ ۳/۲۴۹۹۶ ۹/۲۲ ۰/۲۰ ۴/۴۱۶ ۶/۳۶ ۷۰/۱۲۳۷ ۸۴/۱
۳ ۴/۶۴۴۱۱ ۶/۷ ۹/۲۶۱۲۵ ۳/۲۴ ۷/۲۲ ۴/۴۴۰ ۸/۵ ۱۰/۱۱۴۹ ۱۶/۷-
۴ ۲/۶۴۶۸۶ ۴/۰ ۴/۲۸۶۲۸ ۶/۲۴ ۰/۲۶ ۱/۴۷۲ ۲/۷ ۴۰/۱۲۴۲ ۱۲/۸
۱۳۷۱ ۱ ۸/۶۸۶۶۶ ۲/۶ ۷/۲۹۱۵۸ ۴/۲۴ ۴/۲۸ ۲/۴۸۵ ۸/۲ ۱۰/۱۳۰۰ ۶۴/۴
۲ ۲/۶۴۵۷۷ ۰/۶- ۸/۳۱۱۱۷ ۵/۲۴ ۹/۲۵ ۳/۴۴۹ ۴/۷- ۱۰/۱۴۳۶ ۴۶/۱۰
۳ ۶/۶۱۹۴۷ ۱/۴- ۵/۳۲۴۶۸ ۳/۲۴ ۹/۲۲ ۱/۴۴۵ ۹/۰- ۷۰/۱۴۸۱ ۱۸/۳
۴ ۹/۵۹۶۳۰ ۷/۳- ۰/۳۵۸۶۶ ۳/۲۵ ۶/۲۰۲ ۱/۴۳۵ ۲/۲- ۹۰/۱۴۳۰ ۴۳/۳-
۱۳۷۲ ۱ ۷/۶۷۹۲۹ ۹/۱۳ ۳/۳۶۸۷۵ ۵/۲۶ ۵/۱۹ ۸/۴۱۳ ۹/۴- ۷۰/۱۳۲۰ ۷۰/۷-
۲ ۹/۶۵۹۲۸ ۹/۲- ۱/۳۹۸۷۵ ۱/۲۸ ۶/۲۰ ۸/۳۹۰ ۶/۵- ۵۰/۱۴۲۱ ۶۳/۷
۳ ۲/۶۳۶۵۵ ۴/۳- ۳/۴۲۲۴۷ ۱/۳۰ ۰/۲۴ ۶/۳۵۸ ۳/۱- ۴۰/۱۴۶۷ ۲۳/۳
۴ ۷/۶۱۰۸۷ ۰/۴- ۰/۴۸۱۳۵ ۲/۳۴ ۸/۲۶ ۵/۴۰۳ ۶/۴ ۵۰/۱۴۴۳ ۶۳/۱
۱۳۷۳ ۱ ۲/۶۲۸۲۸ ۸/۲ ۹/۴۷۷۴۷ ۵/۲۹ ۸/۲۸ ۳/۴۲۸ ۱/۶ ۸۰/۱۳۸۸ ۷۹/۳-
۲ ۸/۶۷۱۷۸ ۹/۶ ۶/۵۲۱۴۸ ۸/۳۰ ۶/۳۲ ۳/۴۵۰ ۱/۵ ۴۰/۱۴۷۲ ۰۲/۶
۳ ۲/۶۵۴۰۹ ۶/۲- ۰/۵۵۹۴۰ ۴/۳۲ ۴/۳۶ ۸/۵۶۲ ۰/۲۵ ۰۰/۱۵۵۲ ۴۱/۵
۴ ۲/۶۴۴۶۰ ۵/۱- ۹/۶۱۸۴۳ ۵/۲۸ ۳/۴۱ ۴/۶۹۴ ۴/۲۳ ۵۰/۱۵۸۸ ۳۵/۲
۱۳۷۴ ۱ ۲/۶۲۴۰۳ ۲/۳- ۹/۶۴۵۳۹ ۲/۳۵ ۹/۶۷ ۹/۸۹۷ ۳/۲۹ ۴۰/۱۵۷۳ ۹۵/۰-
۲ ۴/۶۵۹۲۱ ۶/۵ ۲/۷۰۲۳۲ ۷/۳۴ ۸/۵۱ ۴/۱۰۱۳ ۹/۱۲ ۸۰/۱۶۲۵ ۳۳/۳
۳ ۳/۶۸۶۸۶ ۲/۴ ۱/۷۳۵۳۰ ۴/۳۱ ۴/۴۹ ۴/۱۲۳۲ ۶/۲۱ ۸۰/۱۸۱۲ ۵۰/۱۱
۴ ۳/۷۰۵۲۳ ۷/۲ ۲/۸۵۰۷۲ ۶/۳۷ ۹/۴۲ ۴/۱۵۴۹ ۷/۲۵ ۳۰/۲۲۴۱ ۶۴/۲۳
۱۳۷۵ ۱ ۴/۶۹۱۶۸ ۹/۱- ۷/۸۵۳۴۷ ۲/۳۲ ۸/۲۸ ۴/۲۰۰۰ ۱/۲۹ ۴۰/۲۴۷۷ ۵۳/۱۰
۲ ۹/۷۰۷۱۸ ۲/۲ ۲/۹۲۳۵۴ ۵/۳۱ ۳/۲۵ ۴/۲۱۳۴ ۷/۶ ۷۰/۲۴۹۱ ۵۸/۰
۳ ۳/۷۰۹۱۴ ۳/۰ ۹/۹۸۰۴۲ ۳۳۳ ۲۱۸ ۴/۱۹۹۱ ۷/۶- ۳۰/۲۷۹۲ ۰۶/۱۲
۴ ۹/۷۳۰۰۴ ۹/۲ ۶/۱۱۶۵۵۲ ۰/۳۷ ۱/۱۸ ۸/۱۹۳۶ ۷/۲- ۲۰/۳۴۸۵ ۸۱/۲۴
۱۳۷۶ ۱ ۸/۷۱۱۵۸ ۵/۲- ۴/۱۱۵۱۰۷ ۹/۳۴ ۱/۱۷ ۵/۱۸۵۹ ۰/۴- ۳۰/۴۳۲۲ ۰۲/۲۴
۲ ۷/۷۲۰۴۷ ۲/۱ ۶/۱۲۰۴۷۰ ۴/۳۰ ۰/۱۸ ۰/۱۶۴۶ ۵/۱۱- ۱۰/۳۷۹۴ ۲۲/۱۲-
۳ ۳/۷۳۲۱۶ ۶/۱ ۲/۱۲۴۰۴۲ ۵/۲۶ ۶/۱۵ ۰/۱۶۲۶ ۲/۱- ۸۰/۳۸۴۸ ۴۴/۱
۴ ۹/۷۵۳۴۵ ۹/۲ ۳/۱۳۴۲۸۶ ۲/۱۵ ۴/۱۸ ۱/۱۶۵۳ ۷/۱ ۵۰/۴۰۸۰ ۰۲/۶
۱۳۷۷ ۱ ۰/۷۳۴۲۸ ۵/۲- ۴/۱۳۴۵۴۸ ۹/۱۶ ۵/۱۸ ۸/۱۶۰۱ ۱/۳- ۲۰/۴۰۱۱ ۷۰/۱-
۲ ۴/۷۴۶۴۱ ۷/۱ ۷/۱۴۳۷۳۷ ۳/۱۹ ۰/۱۹ ۶/۱۵۲۷ ۶/۴- ۳۰/۴۳۱۷ ۶۳/۷
۳ ۱/۷۴۶۵۰ ۰/۰ ۸/۱۵۰۲۶۶ ۱/۲۱ ۶/۲۱ ۲/۱۵۳۵ ۵/۰ ۱۰/۴۷۷۵ ۶۰/۱۰
۴ ۲/۷۷۴۲۰ ۷/۳ ۶/۱۷۰۷۳۹ ۱/۲۷ ۶/۱۸ ۰/۱۵۳۸ ۲/۰ ۹۰/۴۷۰۹ ۳۷/۱-
۱۳۷۸ ۱ ۲/۷۶۸۸۵ ۷/۰- ۲/۱۶۶۲۶۷ ۶/۲۳ ۷/۲۱ ۹/۱۷۱۸ ۸/۱۱ ۰۰/۴۵۳۷ ۶۷/۳-
۲ ۴/۷۴۳۱۰ ۳/۳- ۹/۱۷۶۵۴۲ ۸/۲۲ ۳/۲۰ ۴/۱۷۶۶ ۸/۲ ۶۰/۴۸۰۰ ۸۱/۵
۳ ۲/۷۷۳۲۱ ۱/۴ ۰/۱۸۳۷۲۶ ۳/۲۲ ۶/۱۹ ۳/۱۹۷۶ ۹/۱۱ ۵۰/۴۸۵۷ ۱۹/۱
۴ ۶/۷۶۴۲۴ ۲/۱- ۲/۱۹۲۶۸۹ ۹/۱۲ ۰/۱۹ ۲/۲۲۰۶ ۶/۱۱ ۸۰/۴۹۴۹ ۹۰/۱
۱۳۷۹ ۱ ۸/۷۸۰۱۷ ۱/۲ ۶/۱۹۸۴۵۹ ۴/۱۹ ۹/۱۲ ۴/۲۴۲۴ ۹/۹ ۴۰/۵۳۰۹ ۲۶/۷
۲ ۵/۷۹۰۰۶ ۳/۱ ۳/۲۱۲۰۷۳ ۱/۲۰ ۴/۱۳ ۰/۲۵۵۷ ۵/۵ ۶۰/۵۹۱۶ ۴۴/۱۱
۳ ۹/۸۰۴۲۱ ۸/۱ ۹/۲۲۵۵۰۰ ۷/۲۲ ۰/۱۳ ۲/۲۸۵۰ ۵/۱۱ ۹۰/۶۹۱۵ ۸۹/۱۶
۴ ۶/۸۲۶۲۲ ۷/۲ ۷/۲۴۹۱۱۰ ۳/۲۹ ۲/۱۱ ۳/۲۹۷۸ ۵/۴ ۶۰/۷۸۰۲ ۸۲/۱۲
۱۳۸۰ ۱ ۰/۷۲۹۶۹ ۷/۱۱- ۰/۲۶۲۷۸۹ ۴/۳۲ ۳/۱۱ ۷/۳۳۸۷ ۷/۱۳ ۸۰/۷۹۳۳ ۶۸/۱
۲ ۰/۹۷۲۹۴ ۳/۳۳ ۷/۲۸۰۴۵۱ ۲/۳۲ ۸/۱۱ ۷/۳۳۴۷ ۲/۱- ۶۰/۹۱۸۷ ۸۰/۱۵
۳ ۰/۸۵۶۳۴ ۰/۱۲- ۱/۲۹۷۲۱۰ ۸/۳۱ ۹/۱۰ ۷/۳۵۳۸ ۷/۵ ۳۰/۸۹۵۰ ۵۸/۲-
۴ ۰/۷۴۶۶۷ ۸/۱۲- ۳/۳۲۰۹۵۷ ۸/۲۸ ۷/۱۱ ۸/۳۷۵۸ ۲/۶ ۱۰/۸۴۵۲ ۵۷/۵-
۱۳۸۱ ۱ ۰/۸۰۷۵۹ ۲/۸ ۹/۳۳۹۳۲۵ ۱/۲۹ ۰/۱۴ ۱/۴۲۹۴ ۲/۱۴ ۸۰/۸۰۳۰ ۹۸/۴-
۲ ۰/۱۰۳۹۲۹ ۷/۲۸ ۲/۳۶۵۱۸۶ ۲/۳۰ ۵/۱۵ ۷/۴۷۵۶ ۸/۱۰ ۰۰/۸۳۵۷ ۰۶/۴
۳ ۰/۸۷۷۲۷ ۶/۱۵- ۵/۳۸۲۱۰۱ ۶/۲۸ ۰/۱۶ ۰/۵۰۹۷ ۲/۷ ۰۰/۸۳۴۵ ۱۴/۰-
۴ ۰/۸۳۰۲۵ ۴/۵- ۰/۴۱۷۵۲۴ ۱/۳۰ ۵/۱۷ ۸/۵۰۶۲ ۷/۰- ۲۰/۸۰۳۲ ۷۵/۳-
۱۳۸۲ ۱ ۰/۸۸۸۹۳ ۱/۷ ۷/۴۲۷۰۸۷ ۹/۲۵ ۸/۱۶ ۱/۶۷۰۳ ۴/۳۲ ۲۷/۸۰۱۳ ۲۴/۰-
۲ ۰/۱۱۰۱۸۲ ۹/۲۳ ۰/۴۶۳۸۲۹ ۰/۲۷ ۰/۱۶ ۰/۸۹۹۳ ۲/۳۴ ۳۹/۸۰۰۰ ۱۶/۰-
۳ ۰/۹۶۶۵۶ ۳/۱۲- ۸/۴۸۶۳۴۷ ۳/۲۷ ۷/۱۵ ۵/۱۰۵۵۵ ۴/۱۷ ۶۶/۸۰۱۷ ۲۲/۰-
۴ ۰/۸۹۰۴۱ ۹/۷- ۴/۵۲۶۵۹۶ ۱/۲۶ ۲/۱۴ ۴/۱۱۳۷۹ ۸/۷ ۱۹/۸۰۰۳ ۱۸/۰-
۱۳۸۳ ۱ ۰/۹۳۴۵۸ ۰/۵ ۴/۵۲۲۱۲۴ ۲/۲۲ ۰/۱۶ ۵/۱۲۰۶۳ ۰/۶ ۳۳/۷۹۹۴ ۱۱/۰-
۲ ۰/۱۱۶۳۰۱ ۴/۲۴ ۷/۶۰۲۲۲۴ ۸/۲۹ ۹/۱۴ ۴/۱۳۵۹۶ ۷/۱۲ ۸۸/۸۰۰۳ ۱۲/۰
۳ ۰/۱۰۳۰۲۵ ۴/۱۱- ۲/۶۲۵۸۲۹ ۷/۲۸ ۸/۱۵ ۸/۱۳۵۷۱ ۲/۰- ۰۴/۸۰۲۰ ۲۰/۰
۴ ۰/۹۱۵۵۰ ۱/۱۱- ۵/۶۸۵۶۹۷ ۲/۳۰ ۰/۱۶ ۰/۱۲۱۱۳ ۷/۱۰- ۶۹/۸۰۵۷ ۴۷/۰
۱۳۸۴ ۱ ۰/۹۸۲۸۴ ۴/۷ ۹/۷۰۴۴۲۹ ۹/۳۴ ۹/۱۵ ۹/۱۲۴۲۳ ۶/۲ ۶۳/۸۱۸۵ ۵۹/۱
۲ ۰/۱۲۲۱۱۳ ۲/۲۴ ۲/۷۸۴۷۹۰ ۳/۳۰ ۱/۱۱ ۵/۱۰۴۱۱ ۲/۱۶- ۳۲/۸۳۲۵ ۷۱/۱
۳ ۰/۱۰۶۶۰۳ ۷/۱۲- ۷/۸۳۲۱۲۳ ۰/۳۳ ۰/۱۱ ۲/۱۰۳۰۴ ۰/۱- ۸۲/۸۳۸۱ ۶۸/۰
۴ ۰/۹۴۹۷۹ ۹/۱۰- ۴/۹۲۱۰۱۹ ۳/۳۴ ۵/۱۰ ۴/۹۴۵۹ ۲/۸- ۵۶/۸۳۹۲ ۱۳/۰
منبع : آمار مختلف از انتشارات اداره حساب¬های اقتصادی بانک مرکزی و محاسبات محقق

.

نمودار ۴-۱- روند تغییرات همزمان متغیرهای مدل

۴-۳- تحلیل ضریب همبستگی بین شاخص بازار بورس و متغیر های کلان
همانطور که در جدول (۴-۳) ملاحظه می شود ضریب همبستگی ساده بین شاخص قیمتی سهام با تولید ناخالص داخلی، نرخ تورم، نرخ ارز، حجم نقدینگی به ترتیب ۸۶/۰، ۳۳/۰-، ۷۸/۰، ۹۳/۰ می باشد.این ضریب نشان می دهد که تولید ناخالص داخلی تاثیر مثبتی بر شاخص بازار سهام دارد. این موضوع پذیرفتنی است چون تولید ناخالص داخلی رونق فعالیت های اقتصادی و سود آوری شرکت ها را در یک اقتصاد نشان می دهد. طبیعی است که بناه های موجود در بازار بورس هم در دوره رونق اقتصادی وضعیت مساعدی را از نظر کارایی فعالیت های اقتصادی، تخصیص منابع، جذب عوامل تولید، گسترش ظرفیت تولیدی و طرح های توسعه جذب فناوری نوین خواهد داشت.
جدول ۴-۳-ضرایب همبستگی مقادیر اصلی متغیرهای مدل
EF GDP INF M2 SI
EF 00/1 86/0 49/0- 85/0 78/0
GDP 86/0 00/1 34/0- 89/0 86/0
INF 49/0- 34/0- 00/1 39/0- 33/0-
M2 85/0 89/0 39/0- 00/1 93/0
SI 78/0 87/0 33/0- 93/0 00/1
از سوی دیگر تورم تاثیر منفی بر شاخص قیمت سهام دارد. تورم از یک سو موجب بی ثباتی فعالیت های اقتصادی می شود و از سوی دیگر بر افزایش شاخص قیمت سهام نیز تاثیر دارد. اما مجموع آثار آن به دلیل بی ثباتی و نا اطمینانی در بازار های مختلف و تغییر در ترکیب دارایی ها (رونق بازار مسکن، طلا و ارز) خواهد بود.در تحلیل ساده برآورد ها نشان می دهد که ارتباط منفی میان این دو متغیر وجود دارد.
ارتباط میان شاخص قیمت سهام و نرخ ارز در دوره ۸۴-۱۳۷۹ مثبت است. بازار بورس ایران از نظر دامنه فعالیت صرفاً یک بازار داخلی است تا بین المللی و تقاضا ی سایر کشورها در بازار ایران به نحوی نبوده ااست که نرخ ارز از این ناحیه تغییر نماید. اما چون روند هر دو متغیر صعودی بوده است، ارتباط آنها مثبت است.
حجم نقدینگی نیز ارتباط مثبتی با شاخص اوراق بهدار داشته است این ضریب ۹۳/۰ می باشد. افزایش حجمنقدینگی هم از نظر اثر گذاری بر تورم، هم تامین مالی بنگاه ها و هم رونق تولید موجب ارتباط مثبت این شاخص با شاخص اوراق بهادار می شود.
در کل می توان بیان داشت: در بین متغیرها با مقادیر اصلی، نرخ ارز دارای ارتباط بالا و مثبت با کلیه متغیرها بجز نرخ تورم است. در واقع همبستگی نرخ تورم با کلیه متغیرها بجز خودش منفی است و بیشترین ارتباط منفی را با نرخ ارز داشته است. تولید ناخالص داخلی بالاترین همبستگی را با نقدینگی و سپس شاخص قیمتی بورس داشته است. به نظر می رسد استناد به روابط متغیرها با مقادیر اصلی آنها برای این تحقیق گمراه¬کننده است. زیرا به ظاهر در واقعیت تغییرات متغیرها از همبستگی مستحکمی بر خوردار نیستند:
در جدول (۴-۴) ضریب همبستگی تغییرات متغیر ها درج شده است.
طبق آمار فوق ضریب همبستگی تغییرات در تولید ناخالص داخلی، تورم، نرخ ارز، حجم نقدینگی با شاخص قیمت سهام به ترتیب عبارتند از: ۰۲/۰، ۲۱/۰، ۱۹/۰، ۰۶/۰- می باشد.
ارتباط میان تغییرات تولید ناخالص داخلی با شاخص قیمت سهام فقط ۰۲/۰ است.این ارتباط اندک است و دلیل آن کوچک بودن بازار بورس نسبت به تولید ناخالص داخلی می باشد. علاوه بر این بخش عمده ای از تولید ناخالص داخلی ایران ناشی از تزریق درآمد های نفتی به اقتصاد است که ارتباط اندکی با فعالیت بازار سهام دارد. رقابت پذیری در اقتصاد، سهم دولت، بخش خصوصی و ارتباط بازار سهام در تولیدات در سطح کلاناز جمله عوامل تاثیر گذار بر این موضوع است.

جدول ۴-۴- ضرایب همبستگی بین تغییرات متغیرهای مدل
EFR GDPR INF M2R SIR
EFR 00/1 08/0 15/0 19/0 19/0
GDPR 09/0 00/1 02/0- 008/0- 02/0
INF 15/0 02/0- 00/1 33/0 21/0
M2R 19/0 008/0- 33/0 00/1 06/0-
SIR 185/0 02/0 21/0 06/0- 00/1

در این حالت بیشترین ارتباط میان نرخ تورم و نرخ ارز با روند شاخص سهام مشاهده می شود و حجم نقدینگی اثر کمتری دارد.
در واقع نرخ تورم و نرخ ارز شاخص قیمتی بازار سهام را به شکل مثبت تحت تاثیر قرار می دهند.
برخی معتقدند که قیمت ها در سطح کلان از قیمت کالا ها و خدمات در سطح بنگاه ها تشکیل می شوند و در عین حال سطح قیمت های کلان قیمت بازار های کوچک را در یک تعامل دو طرفه تحت تاثیر قرار می دهند. این موضوع بسیار اساسی است.
ارتباط تغییرات حجم نقدینگی با تغییر در شاخص قیمتی سهام ۰۶/۰- است. اگر نقدینگی به بخش های تولیدی وارد نشود از طریق گردش در مبدلات پولی و مالی منجر به افزایش قیمت ها و هزینه های تولیدی و بی ثباتی فعالیت های کلان اقتصادی می شود.
در بین تغییرات متغیرهای مدل بهترین نتایج دریافتی از ارتباط بالای نقدینگی و تورم حکایت دارد سپس به ارتباط تورم و نرخ ارز می توان اشاره کرد و در مرحله بعد تورم و شاخص قیمت سهام. در بسیاری از تحقیقات انجام شده با هدف شناخت و بررسی تاثیر یک متغیر بر متغیر دیگر از تغییرات این متغیرها به عنوان ابزار آزمون استفاده شده است.
در صورتیکه بخواهیم به تحلیل ایستای بین متغیرها بپردازیم می توان از نتایج ضرایب همبستگی بدست آمده در جدول ۴-۴ استفاده کرده و بر اساس بررسی معناداری ضریب همبستگی بوسیله آماره تی روابط را بصورت متقابل مورد آزمون قرار دهیم.
جدول (۴-۵)مقایسه ضریب همبستگی میان شخص قیمت و مقادیر اصلی متغیر های و تغییرات شاخص قیمتی و تغییرات متغیر ها کلان اقتصادی

SIR SI
۱۹/۰ EFR 78/0 EF
۰۲/۰ GDPR 86/0 GDP
۲۱/۰ INF 33/0- INF
۰۶/۰- M2R 93/0 M2
جدول ۴-۶- نرخ تغییرات متغیرها
EFR GDPR INF M2R SIR
میانگین ۴۸/۳ ۳۹/۱ ۵۰/۲۰ ۳۰/۲۷ ۱۲/۸
میانه ۶۸/۱ ۲۰/۱ ۰۵/۱۸ ۵۰/۲۸ ۱۰/۵
حداکثر ۸/۲۴ ۳۰/۳۳ ۹۰/۶۷ ۶۰/۳۷ ۸۰/۱۱۴
حداقل ۰۶/۲۳- ۶۰/۱۵- ۶۰/۴ ۹۰/۱۲ ۲۰/۱۶-
انحراف معیار ۲۸/۸ ۸۱/۹ ۰۱/۱۱ ۶۰/۵ ۸۲/۱۷
چولگی ۲۵/۰ ۱۳/۱ ۰۶/۲ ۴۲/۰- ۵۸/۳
کشیدگی ۵۰/۴ ۹۲/۴ ۱۹/۸ ۶۰/۲ ۵۵/۲۱

آماره Jarque-Bera 57/6 10/23 86/116 26/2 59/1037
احتمال نرمال نبودن توزیع ۰۴/۰ ۰۰/۰ ۰۰/۰ ۳۲/۰ ۰۰/۰

Observations 63 64 64 63 63
بالاترین میانگین تغییرات به حجم نقدینگی و سپس به تورم در ایران اشاره دارد در جایگاه بعدی شاخص قیمت سهام قرار دارد. بیشترین تغییرات فصلی نیز متعلق به شاخص قیمت سهام است بعلاوه بیشترین افت فصلی نیز متعلق به همین شاخص است. نکته جالب این است که تنها حجم نقدینگی از توزیعی نرمال برخوردار نیست.
۴-۴- اجرای الگو
۴-۴-۱- بررسی مانایی متغیرهای اصلی مدل
برای اجتناب از برآورد رگرسیون کاذب باید مانا بودن متغیر های مدل مورد آزمون قرار گیرد.پیش از ورود به بحث بررسی مانایی متغیرهای مدل باید اذعان داشت که مدل مورد بررسی در این تحقیق با هیچ پیش شرطی محدود نمی شود بنابراین هدف بررسی روابط آزاد بین متغیرهای کلان نامبرده بدون استفاده از معادلات تحدیدی است.
با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (آزمون ریشه واحد) در وهله اول اقدام به بررسی رفتار متغیرهای مورد آزمون می نماییم نتایج آزمون در جدول (۴-۶) و اصل جداول نرم افزار به پیوست قابل مشاهده است:
جدول ۴-۷- نتایج آزمون ریشه واحد- دیکی فولر افزوده شده-
متغیر توضیحات نتیجه معناداری ریشه واحد(تست مک کینون)
نرخ تغییرات تولید ناخالص داخلی در سطح اولیه بدون نیاز به تفاضل¬گیری با احتمال ۹۹ درصد معنادار است همچنین پس از یکبار تفاضل گیری نیز معنادار است برای بخشیدن درجه یکسان هم انباشتگی به مدل در مراحل آزمون مدل از . ,D(GDPR), GDPR استفاده خواهد شد
نرخ تورم پس از تفاضل¬گیری مرتبه اول با احتمال ۹۰درصد معنادار است. D(INF)
نرخ تغییرات
¬حجم نقدینگی پس از تفاضل¬گیری مرتبه اول با احتمال ۹۵درصد معنادار است. D(M2R)
نرخ تغییرات-شاخص¬کل قیمتی-سهام پس ازتفاضل¬گیری مرتبه¬اول با احتمال ۹۵ درصد معنادار است. D(SIR)
نرخ تغییرات ارز بدون روند و با یکبار تفاضل¬گیری بدون عرض از مبداء مانایی معنادار استD(EFR)

۴-۴-۲- آزمونهای هم انباشتگی یوهانسن:
آزمون هم انباشتگی یوهانسن بکارگیری روش حداکثر درستنمایی برای تخمین روابط تعادلی بلندمدت است. به عبارت دیگر با توجه به محدودیتهای بکارگیری روش حداقل مربعات در تخمین رابطه بلندمدت از روش حداکثر درستنمایی استفاده می شود. اگر بیش از یک رابطه تعادلی بلند مدت (r>1) وجود داشته باشد روش حداقل مربعات از تبیین آن عاجز است و تخمینهای سازگاری از بردارهای هم انباشته کننده ارائه نمی کند. در این آزمون فرض می شود داده ها از سیستم خودرگرسیون بردرای تولید شده که دارای n معادله است و کلیه عناصر آن درونزا فرض می شوند.طول وقفه ها یا p به گونه ای انتخاب می شود که از عدم خود همبستگی پیاپی و واریانس ناهمسانی اطمینان حاصل کنیم توزیع جمله اخلال نیز نرمال فرض می شود(بدلیل استفاده از روش حداکثر درستنمایی) در آزمون یوهانسن ابتدا مقادیر ویژه ای ناشی از حل دستگاه معادلات بدست آمده و سپس نرمال شدن دستگاه را برای دستیابی به معادلات بلندمدت شاهد هستیم. تعداد روابط بلند مدت توسط آزمونهای ریشه ویژه و حداکثر مقادیر آن مشخص می گردد.
روش استنتاج از جدول آزمون یوهانسن به شرح زیر است:- ابتدا کلیه متغیرها باید از یک درجه هم انباشته باشند به این ترتیب تولید ناخالص داخلی را نیز با یک درجه تفاضل بیان می کنیم- فرض صفر در مدل یوهانسن آن است که تنها یک رابطه تعادلی بلند مدت منحصر به فرد وجود دارد. در صورت تایید فرض صفر به راحتی می توان مدل خودرگرسیون برداری را با اطمینان از سازگاری ضرایب مدل آزمون کرد در غیر این صورت (یعنی دستیابی به رتبه های بالاتر یا تعداد معادلات بلند مدت بیش از یک باید از روش تصحیح خطا استفاده کرد و سپس ضرایب تخمینی به این روش را به مدل VAR تبدیل کرد. در این صورت اتکا به روش انگل گرنجر برای مقایسه نتایج صحیح نمی باشد. زیرا وقتی تعداد روابط بلندمدت بیش از یک باشد در واقع باید از روش غیر خطی برای تخمین الگو استفاده نمود.

بررسی وجود روابط جبری بلندمدت بین داده ها (استفاده از پارامترها بعد از تفاضل گیری)
جدول ۴-۸- روابط جبری بلندمدت بین داده ها
Sample: 1369:2 1384:4
Included observations: 57
Test assumption: No deterministic trend in the data
Series: D(SIR) D(GDPR) D(EFR) D(M2R) D(INF)
Lags interval: 1 to 4
Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized
Eigenvalue Ratio Critical Value Critical Value No. of CE(s)

۰٫۷۰۱۶۷۳ ۱۵۷٫۲۰۵۵ ۵۹٫۴۶ ۶۶٫۵۲ None **
۰٫۴۸۳۹۳۱ ۸۸٫۲۶۰۱۹ ۳۹٫۸۹ ۴۵٫۵۸ At most 1 **
۰٫۳۱۳۹۸۵ ۵۰٫۵۵۳۹ ۲۴٫۳۱ ۲۹٫۷۵ At most 2 **
۰٫۲۷۰۵۹۹ ۲۹٫۰۷۳۱ ۱۲٫۵۳ ۱۶٫۳۱ At most 3 **
۰٫۱۷۶۷۷۲ ۱۱٫۰۸۷۷۷ ۳٫۸۴ ۶٫۵۱ At most 4 **
*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level
L.R. test indicates 5 cointegrating equation(s) at 5% significance level

در آزمون بالا فرض اینکه هم انباشتگی تحت شرایط عدم وجود عرض از مبداء و روند وجود دارد معنادار شده، اما تعداد روابط بلند مدت بیش از یک است.
روش یافتن صحیح، وقفه¬ها استفاده از آزمون ترتیبی است به این شکل که پی در پی تا جایی که بهترین نتایج (با توجه به آماره های مدل)بدست آید وقفه به مدل داده می شود. در پایان وقفه¬ای که بهترین نتیجه را بر اساس آزمون های خود همبستگی و واریانس ناهمسانی بدست دهد به عنوان وقفه مناسب برگزیده می شود البته این عمل با توجه به معیارهای اطلاعاتی (آکایک- شوارتز- حداکثر درستنمایی) انجام می شود. رتبه¬های انتخابی توسط آزمون LR (رتبه لایکلی¬هود)در حالتهای متفاوت برای متغیرهای مدل موید وقفه بهینه مرتبه های متفاوتی بدست آمده که در جدول (پیوست الف-۲) قابل ملاحظه است. لازم به ذکر است در منوی آزمون یوهانسن در نرم افزار Eviews گزینه ای وجود دارد که کلیه آزمونهای یوهانسن را به همراه پیشنهاد وقفه بهینه ارائه می‌کند این گزینه تلخیص نامیده شده است. بنابراین علاوه بر نتایج جدول ۴-۷ فروض دیگر بررسی وجود هم انباشتگی مشاهده می شود در پایان رنک یا رتبه مدل بیان می گردد. که عبارت از تعداد معادلات هم انباشته معنادار در مدل است.
این جدول مبین آن است که رتبه مدل از حیث دارا بودن معادلات هم انباشته کننده چند است در واقع تحت فروض مختلفِ: بدون ساختار(دارای عرض از مبداء و روند و بدون آنها)- با ساختار خطی(دارای عرض از مبداء و روند و بدون آنها) – با ساختار غیر خطی، وجود معادلات هم انباشته کننده در مدل بررسی می شود. نتیجه جدول آن بوده است که در حالت معادلات خطی با دارابودن عرض از مبداء و بدون روند رتبه مدل از حیث دارا بودن معادلات هم انباشته کننده ۵ است. در سایر موارد به استثنای حالت خطی با روند و با عرض از مبداء نیز رتبه ۵ بوده است. پس از آزمونهای هم انباشتگی و واریانس ناهمسانی دستیابی به نتایج جدول فوق پس از دو دوره وقفه دهی به مدل نیز عاید می¬شود. بنابراین وقفه بهینه مدل را ۲ انتخاب کرده و رتبه مدل را ۵ در نظر میگیریم. پس از اطمینان از وجود معادلات هم انباشته کننده به سراغ اجرای مدل خودرگرسیون برداری از طریق تصحیح خطا می رویم.
۴-۴-۳- آزمون مدل از طریق تصحیح خطا
مقدار آماره اف برای وضعیت دارابودن عرض از مبداء و بدون روند و درجه هم انباشتگی یک(یعنی همه متغیرها بعد از یکبار تفاضل گیری مانا شده اند) از روی جدول تعیین وجود رابطه تعادلی بلند مدت برابر : ۳۶/۳برای ۵ پارامتر است. این مقدار در حالت بدون عرض از مبداء و روند برابر ۹/۲ خواهد بود . همانگونه که قابل مشاهده است مدل برای تغییرات ارز – تغییرات شاخص سهام – تغییرات تولید ناخالص داخلی و نقدینگی معنادار شده و تنها برای نرخ تورم نمی توان شاهد یک معادله ی به خوبی برازش شده بود.
جدول ۴-۹- خلاصه نتایج اجرای مدل
Vector Error Correction Estimates
CointEq4 CointEq3 CointEq2 CointEq1 Cointegrating Eq:
۰۰/۰ ۰۰/۰ ۰۰/۰ ۰۰/۱ D(SIR(-1))
۰۰/۰ ۰۰/۰ ۰۰/۱ ۰۰/۰ D(EFR(-1))
۰۰/۰ ۰۰/۱ ۰۰/۰ ۰۰/۰ D(GDPR(-1))
۰۰/۱ ۰۰/۰ ۰۰/۰ ۰۰/۰ D(M2R(-1))
۰۷/۰- ۰۲/۰ ۰۰/۲ ۳۶/۰- D(INF(-1))
۱۷/۰ ۰۸/۰ ۱۲/۰ ۲۸/۰
۴۲/۰- ۳۱/۰ ۲۱/۰ ۳۰/۱-
۰۰۳/۰- ۰۲/۰ ۰۱/۰- ۰۲/۰ DUM
۰۸/۰- ۲/۰- ۴۱/۰ ۵۹/۰- C
D(INF,2) D(M2R,2) D(GDPR,2) D(EFR,2) D(SIR,2) Error Correction:
۰۹/۰ ۰۳/۰- ۱۶۴/۰ ۰۲۶/۰- ۸۸/۱-۰ CointEq1
۷۶/۰ ۴۰/۰- ۱۵/۱ ۱۷/۰- ۱۳/۸-
۰۶/۰- ۲۹۱/۰ ۶۲/۰- ۳۳/۲- ۰۳۸/۰ CointEq2
۲۴/۰- ۷۶/۱ ۹۴/۱- ۴/۷- ۰۷/۰
۰۶/۰ ۰۰۵۲/۰- ۹۹۴/۳- ۰۱۹/۰ ۱۲۱/۰- CointEq3
۲۹/۰ ۰۴/۰- ۹۶/۱۶- ۰۸/۰ ۳۲/۰-
۱۲/۰- ۰۱/۱- ۳۷/۰ ۵۰/۰- ۶۶/۰- CointEq4
۲۶/۰- ۵۵/۳- ۶۶/۰ ۹۱/۰- ۷۴/۰
۰۵/۰- ۰۱/۰- ۰۶/۰- ۰۲/۰ ۴۶/۰ D(SIR(-1),2)
۶۵/۰- ۱۱/۰- ۵۸/۰- ۲۳/۰ ۷۱/۲
۰۲/۰- ۰۱۳/۰- ۰۳/۰ ۰۴/۰- ۱۳/۰ D(SIR(-2),2)
۳۸/۰- ۴۴/۰- ۴۷/۰ ۷۶/۰- ۳۶/۱
۰۳۷/۰ ۱۶/۰- ۴۷/۰ ۸۴/۰ ۰۴/۰ D(EFR(-1),2)
۲۰/۰ ۴۰/۱- ۰۷/۲ ۷۳/۳ ۱۱/۰
۰۲/۰- ۰۵/۰- ۱۶/۰ ۳۱/۰ ۰۴/۰ D(EFR(-2),2)
۱۵/۰- ۶۷/۰- ۱۹/۱ ۳۱/۲ ۱۷/۰
۰۵/۰- ۰۰۷/۰ ۹۲/۱ ۰۰۰۷/۰- ۱۶۷/۰ D(GDPR(-1),2)
۴۱/۰- ۰۸/۰ ۶۱/۱۱ ۰۰۴/۰- ۶۲/۰
۰۶/۰- ۰۱۲/۰ ۸۶/۰ ۰۰۷/۰- ۰۰۱/۰ D(GDPR(-2),2)
۷۹/۰- ۲۷/۰ ۳۴/۹ ۰۷۹/۰- ۰۷/۰
۰۸/۰- ۲۲/۰- ۱۵/۰- ۸۰/۰ ۳۴/۰ D(M2R(-1),2)
۲۳/۰- ۹۹/۰- ۳۵/۰- ۸۶/۱ ۴۷/۰
۰۲/۰ ۱۸/۰- ۰۱/۰- ۴۹/۰ ۰۶/۰- D(M2R(-2),2)
۰۹/۰ ۱۹/۱- ۰۳/۰- ۷۰/۱ ۱۴/۰-
۷۶/۰- ۰۵۲/۰ ۰۱۵/۰ ۲۰/۰- ۷۳/۰- D(INF(-1),2)
۱۲/۵- ۵۵/۰ ۰۸/۰ ۱۲/۱- ۴۴/۲-
۳۲/۰- ۰۴/۰- ۰۴/۰- ۳۶/۰- ۲۳/۰- D(INF(-2),2)
۱۶/۲- ۴۱/۰- ۲۰/۰- ۰۰/۲- ۷۶/۰-
۲۲/۰- ۲۲/۰- ۳۴/۰- ۹۲۱/۰ ۳۳/۸- C
۱۲/۰- ۱۹۲/۰- ۱۵/۰- ۴۲/۰ ۳۰/۲-
۰۰۳/۰ ۰۰۵/۰ ۰۵/۰ ۰۲۴/۰- ۱۸/۰ DUM
۰۷/۰ ۱۸/۰ ۹۳/۰ ۳۹/۰- ۹۴/۱
۴۹/۰ ۶۵/۰ ۹۴/۰ ۷۹/۰ ۸۸/۰ R-squared
۳۱/۰ ۵۳/۰ ۹۲/۰ ۷۲/۰ ۸۴/۰ Adj. R-squared
۷۱/۲ ۴۲/۵ ۳۸/۴۳ ۱۲/۱۱ ۰۱/۲۱ F-statistic
به این ترتیب گام اول تخمین به پایان می رسد .
برای بدست آوردن ضرایب مدل خودرگرسیون برداری مدل برآورد شده فوق مجدداً از نرم افزار کمک گرفته و معادلات (پیوست ب-۲) را استخراج کرده و سپس مدل خود رگرسیون برداری از مدل تصحیح خطای برآورد شده بیان می گردد.
کليات الگويي با ساختار زير در قالب مدل هاي تصحيح خطا تاييد شده است.
۴-۴-۴- استنتاج ضرايب مدل خودرگرسيون برداري از مدل تصحيح خطاي برآورد شده
با توجه به الگوي درجه دوم
VAR Model – Substituted Coefficients:
D(SIR,2) =-1.88(D(SIR(-1))-0.36D(INF(-1))+ 0.018DUM – 0.59 ) + 0.037 ( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41 ) – 0.121 ( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.19 ) – 0.66 ( D(M2R(-1)) – 0.07D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.077 ) + 0.46D(SIR(-1),2) + 0.133D(SIR(-2),2) + 0.042D(EFR(-1),2) + 0.037D(EFR(-2),2) + 0.16D(GDPR(-1),2)+ 0.0098D(GDPR(-2),2) + 0.33D(M2R(-1),2) – 0.065D(M2R(-2),2) – 0.72D(INF(-1),2) – 0.22D(INF(-2),2) – 8.33 + 0.18DUM

D(EFR,2)=-0.026(D(SIR(-1))- 0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) – 2.33( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41 ) + 0.018( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.19 ) – 0.5( D(M2R(-1)) – 0.07D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.07) + 0.023D(SIR(-1),2) – 0.045D(SIR(-2),2) + 0.84D(EFR(-1),2) + 0.31D(EFR(-2),2) – 0.0007D(GDPR(-1),2)-0.007D(GDPR(-2),2)+ 0.802D(M2R(-1),2) + 0.49D(M2R(-2),2) – 0.202D(INF(-1),2) – 0.364D(INF(-2),2) + 0.923 – 0.022DUM

D(GDPR,2)=0.16(D(SIR(-1))- 0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) – 0.62( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41) – 3.9( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.19 ) + 0.37( D(M2R(-1)) – 0.07D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.078 ) – 0.061D(SIR(-1),2) + 0.028D(SIR(-2),2) + 0.475D(EFR(-1),2) + 0.165D(EFR(-2),2) + 1.92D(GDPR(-1),2) + 0.85D(GDPR(-2),2) – 0.153D(M2R(-1),2) – 0.010D(M2R(-2),2) + 0.015D(INF(-1),2) – 0.037D(INF(-2),2) – 0.34 + 0.054DUM

D(M2R,2)=-0.029(D(SIR(-1))- 0.36D(INF(-1)) + 0.01DUM – 0.59 ) + 0.28( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41 ) – 0.005( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.196 ) – 1.009( D(M2R(-1)) – 0.0709D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.07 ) – 0.0059D(SIR(-1),2) – 0.01D(SIR(-2),2) – 0.164D(EFR(-1),2) – 0.048D(EFR(-2),2) + 0.007D(GDPR(-1),2) + 0.012D(GDPR(-2),2) – 0.22D(M2R(-1),2) – 0.17D(M2R(-2),2) + 0.051D(INF(-1),2) – 0.03D(INF(-2),2) – 0.22 + 0.005DUM

D(INF,2) =0.087(D(SIR(-1))-0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) – 0.061( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.411 ) + 0.055( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.196 ) – 0.116( D(M2R(-1)) – 0.0709D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.077 ) – 0.054D(SIR(-1),2) – 0.018D(SIR(-2),2) + 0.036D(EFR(-1),2) – 0.016D(EFR(-2),2) – 0.054D(GDPR(-1),2)-0.058D(GDPR(-2),2) – 0.082D(M2R(-1),2) + 0.023D(M2R(-2),2) – 0.758D(INF(-1),2) – 0.32D(INF(-2),2) – 0.225 + 0.003DUM

۴-۴-۵- آزمون¬های بعد از تخمین
۴-۴-۵-۱- آزمون نرمال بودن
جدول ۴-۱۰- آزمون نرمال بودن
VEC Residual Normality Tests Component 1 2 3 4 5 Joint
df 1 1 1 1 1 5
چولگی Skewness -0.178 -0.45 0.31 -0.242738 -0.49
Chi-sq 0.31 1.96 0.96 0.58 2.33 6.15
Prob. 0.58 0.16 0.33 0.45 0.13 0.29
کشیدگی Kurtosis 1.41 2.18 2.98 1.69 5.21
Chi-sq 6.25 1.64 0.00 4.21 12.05 24.15
Prob. 0.0124 0.20 0.97 0.04 0.00 0.00
رمالی Jarque-Bera 6.56 3.60 0.96 4.79 14.39 30.30
Prob. 0.04 0.16 0.62 0.09 0.00 0.0008
۴-۴-۵-۲-آزمون خود همبستگی
بوسیله مشاهده نمودار ریشه های معکوس خود رگرسیونی می توان دریافت آیا بین پسماندهای مدل وابستگی وجود دارد یا خیر این مسئله در نمودار زیر بیان شده و مبین آن است که وابستگی خاصی بین پسماندها وجود ندارد.
نمودار ۴ -۲- ريشه معکوس خود رگرسيون

۴-۴-۵-۳- عکس العمل آنی با استفاده از مدل تصحیح خطا
تابع عکس العمل تحریک(آنی)
این تابع نشانگر تاثیرپذیری و واکنش یک متغیر درونزا به نسبت به تغییرات )تحریک( یکی از جملات اخلال در طول زمان است. با ترسیم گرافهای نرم افزار به خوبی واکنش دو به دوی متغیرها در قبلا تغییرات آنی یکدیگر قابل مشاهده خواهد بود. همنوایی در پاسخ¬ها محقق را به تایید نتایج جبری الگو رهنمون می شود.
در یکی از نخستین تجربه¬های کاربرد مدل VAR توسط توماس فوم بای و جوزف هریشبرگ این فرضیه آزمون گردید که آیا اقتصاد تگزاس از تغییرات قیمت نفت تبعیت می کند یا خیر ؟ بدین منظور این دو محقق سه متغیرِ درصد تغییر در قیمت واقعی نفت – درصد تغییر در اشتغال بخشهای غیر کشاورزی تگزاس و درصد تغییرات در اشتغال بخشهای غیر کشاورزی در سایر ایالتهای امریکار ا را به صورت فصلی از فصل اول سال ۱۹۷۴ تا فصل اول ۱۹۸۸ مورد بررسی قرار دادند.
ضمن استفاده از جمله ثابت و دو وقفه برای کلیه متغیرها و تفسیر موضوع از روی بی معنا شدن آماره اف برای ضرایب وقفه های مدل آنها به این نتیجه رسیدند که از وابستگی اقتصاد تگزاس به نفت کاسته شده و دیگر شوکهای قیمت نفت نمی تواند تاثیر مخربی بر اشتغال در این ایالت داشته باشد. در کنار این نحوه استنتاج ساده از مدل در تحقیق حاضر کوشیده خواهد شد تقارن بیشتری با الگوهای هم انباشته کننده ایجاد شده و مدل بکارگرفته شده در این تحقیق حائز کلیه ضوابط خودرگرسیون برداری هم انباشته کننده گردد.

نمودار ۴-۳- عکس العمل آنی با استفاده از مدل تصحیح خطا

نمودار ۴-۴- تجزيه واريانس
۴-۵- نتیجه گیری
براي نمونه به الگوي عوامل اثر گذار بر شاخص سهام مي پردازيم که فرم خلاصه به صورت زير است:

D(SIR,2) = – 27/8 – 88/1 D(SIR(-1)) +72/0D(INF(-1)) + 037/0D(EFR(-1)) – ۱۲۱/۰D(GDPR(-1)) – ۶۶/۰ D(M2R(-1)) +46/0D(SIR(-1),2) + 133/0D(SIR(-2),2) + 042/0D(EFR(-1),2)+037/0D(EFR(-2),2)+16/0D(GDPR(-1),2)+0098/0D(GDPR(-2),2)+ 33/0D(M2R(-1),2) – ۰۶۵/۰D(M2R(-2),2) – ۷۲/۰D(INF(-1),2) – ۲۲/۰D(INF(-2),2) + 146/0DUM ……………((۴-۶

قسمتي از معادله که هايلايت شده است مربوط معادلات خطا است و به رابطه تفاضل مرتبه دوم شاخص با وقفه اول تفاضل مرتبه اول متغيرهاي مدل مي پردازد بدون استثنا کليه اين معادلات خطا با تورم در رابطه هستند. پس از تعديل خطا با شاخص رابطه خواهند داشت.
مهمترين ملاکهاي ارزيابي ما بررسي ارتباط تفاضلهاي مرتبه دو۲ باهم خواهد بود:
به طور نمونه D(SIR,2) با وقفه اول و دوم خود رابطه مثبت ، با وقفه اول و دوم نرخ ارز رابطه مثبت، با وقفه اول و دوم توليد ناخالص داخلي رابطه مثبت و با حجم نقدينگي در وقفه اول رابطه مثبت و در وقفه دوم رابطه منفي و همين طور با تورم در هر دو وقفه رابطه منفي دارد. عرض از مبدا نيز منفي بوده و متغير مجازي براي بررسي اثر فصلها نيز رابطه مثبت دارد.
بر اساس اين روابط مي توان گفت کليه فرضيات تحقيق بر اساس وجود روابط تاييد مي گردد و تنها ارتباط بين حجم نقدينگي و تورم با شاخص قيمتي سهام منفي است.
با بررسي بيشترين معناداري بر اساس اماره تي به معادله زير خواهيم رسيد:

D(SIR,2)=88/1- D(SIR(-1))+67/0 D(INF(-1))+46/0 D(SIR(-1),2)–۷۲/۰ D(INF(-1),2)-22/7+14/0DUM
(۴-۷)……………
(۹۴/۱) (۳/۲-) (۴۳/۲-) (۷۱/۲) (۱۳/۸-) ) ۱۳/۸-)t-statistic:
۰۰/۲۱ F-statistic: 84/0 R2: 88/0 R2:
بر اساس الگوي بالا تغييرات فصلي اثر مثبت بر شاخص دارد عرض از مبدا معادله منفي بوده و تغييرات شاخص در دوره پيشين خود اثر مثبتي بر تغيير شاخص در دوره جاري خواهد گذارد همچنين رابطه تورم دوره قبل با شاخص نيز منفي است وقفه هاي اول تفاضلهاي مرتبه اول از تورم و تغييرات شاخص به عنوان جملات خطا به ترتيب رابطه مثبت و منفي با شاخص دارند که با توجه به حضور درجات تفاضلي مرتبه دوم در معادله به تفسير آنها نمي پردازيم.

۴-۶- گام دوم: ارتباط میان شاخص سهام با متغیرهای کلان بر اساس آزمون گرنجر
در مطالعه حاضر آزمون علیت گرنجر بر اساس مدل ساده رگرسیون خطی برآورد می شود. نتایج در جدول (۴-۱۲)ارائه شده است.
جدول ۴-۱۱- بررسی آزمون علیت گرنجر
فرضیه صفر H0: تعداد مشاهدات آماره F احتمال
p سطح احتمال آماری (۱-p) قبول یا رد فرضیه صفر
SIR علت سببی EFR نمی باشد. ۵۹ ۶۶/۱ ۱۷/۰ ۸۳/۰ رد فرضیه
EFR علت سببی SIR نمی باشد. ۵۹ ۸۹/۰ ۴۸/۰ ۵۲/۰ رد فرضیه
GDPR علت سببی EFR نمی باشد. ۵۹ ۳۳/۰ ۸۵/۰ ۱۵/۰ رد فرضیه
EFR علت سببی GDPRنمی باشد. ۵۹ ۳۷/۰ ۸۳/۰ ۱۷/۰ رد فرضیه
INFعلت سببی EFR نمی باشد. ۵۹ ۲۱/۲ ۰۸/۰ ۹۲/۰ قبول
EFR علت سببی INFنمی باشد. ۵۹ ۱۸/۰ ۹۵/۰ ۰۵/۰ رد فرضیه
M2R علت سببی EFR نمی باشد. ۵۹ ۶۷/۰ ۶۱/۰ ۳۹/۰ رد فرضیه
EFR علت سببی M2Rنمی باشد. ۵۹ ۷۵/۰ ۵۶/۰ ۴۴/۰ رد فرضیه
GDPR علت سببی SIR نمی باشد. ۵۹ ۲۳/۱ ۳۱/۰ ۶۹/۰ رد فرضیه
SIR علت سببی GDPR نمی باشد. ۵۹ ۵۵/۲ ۰۵/۰ ۹۵/۰ قبول
INFعلت سببی SIR نمی باشد. ۵۹ ۸۵/۱ ۱۳/۰ ۸۷/۰ رد فرضیه
SIR علت INFسببی نمی باشد. ۵۹ ۲۷/۰ ۸۹/۰ ۱۱/۰ رد فرضیه
M2Rعلت سببی SIR نمی باشد. ۵۹ ۳۴/۰ ۸۵/۰ ۱۵/۰ رد فرضیه
SIR علت سببی M2R نمی باشد. ۵۹ ۱۳/۰ ۹۷/۰ ۰۳/۰ رد فرضیه
INF علت سببی GDPR نمی باشد. ۵۹ ۵۳/۰ ۷۱/۰ ۲۹/۰ رد فرضیه
GDPR علت سببی INF نمی باشد. ۵۹ ۳۰/۰ ۸۸/۰ ۱۲/۰ رد فرضیه
M2R علت سببی GDPR نمی باشد. ۵۹ ۱۶/۰ ۹۶/۰ ۰۴/۰ رد فرضیه
GDPR علت سببی M2R نمی باشد. ۵۹ ۱۹/۰ ۹۴/۰ ۰۶/۰ رد فرضیه
M2R علت سببی INF نمی باشد. ۵۹ ۳۶/۰ ۸۳/۰ ۱۷/۰ رد فرضیه
INF علت سببی M2R نمی باشد. ۵۹ ۲۱/۱ ۳۲/۰ ۶۸/۰ رد فرضیه
فرضیه صفر بیانگر این است که این متغیر علت سببی متغیر دیگر نمی باشد و چنانچه احتمال فرضیه صفر بسیار کم شود به معنای تایید علت سببی می باشد.
نتیجه: اینکه رابطه علی ارز و تورم و شاخص قیمت سهام با تولید ناخلص داخلی تایید می گردد اما بقیه روابط رد می شود.
در جدول زیر آزمون علیت گرنجر برای حالت تفاضل مرتبه اول متغیرها نیز اجرا شده در این حالت بهترین رابطه به صورت بیان علت و معلولی بین تفاضل تغییرات ارز و شاخص قیمتی سهام بدست آمده که تعبیر و توجیه اقتصادی خاصی برای آن نداریم.
جدول ۴-۱۲- بررسی آزمون علیت گرنجر برای حالت تفاضل مرتبه اول متغیرها
فرضیه صفر H0: تعداد مشاهدات آماره F احتمال
D(INF) علت سببی D(SIR) نمی باشد ۶۰ ۹۶/۰ ۳۹/۰ ۶۱/۰ رد فرضیه
D(SIR) علت سببی D(SIR) نمی باشد ۶۰ ۵۶/۰ ۵۷/۰ ۴۳/۰ رد فرضیه
D(GDPR علت سببی D(SIR) نمی باشد ۶۰ ۷۷/۰ ۱۸/۰ ۶۸/۰ رد فرضیه
D(GDPR علت سببی D(SIR) نمی باشد ۶۰ ۱۶/۱ ۳۲/۰ ۸۲/۰ رد فرضیه
D(SIR) علت سببی D(GDPR) نمی باشد ۶۰ ۷۶/۱ ۱۸/۰ ۱۵/۰ رد فرضیه
D(M2R) علت سببی D(SIR)نمی باشد ۶۰ ۱۶/۰ ۸۵/۰ ۱۵/۰ رد فرضیه
D(EFR) علت سببی D(SIR) نمی باشد ۶۰ ۵۷/۳ ۰۳۵/۰ ۹۶/۰ قبول
D(SIR) علت سببی D(EFR) نمی باشد ۶۰ ۴۶/۳ ۰۳۸/۰ ۹۶/۰ قبول
D(GDPR) علت سببی D(INF) نمی باشد ۶۰ ۲۷/۰ ۷۶/۰ ۲۴/۰ رد فرضیه
D(INF علت سببی D(GDPR) نمی باشد ۶۰ ۱۷/۰ ۸۵/۰ ۱۵/۰ رد فرضیه
D(M2R) علت سببی D(INF) نمی باشد ۶۰ ۴۳/۱ ۲۴/۰ ۷۵/۰ رد فرضیه
D(INF) علت D(M2R)سببی نمی باشد ۶۰ ۷۹/۱ ۱۸/۰ ۸۲/۰ رد فرضیه
D(EFR) علت سببی D(INF) نمی باشد ۶۰ ۲۴/۰ ۷۸/۰ ۲۲/۰ رد فرضیه
D(INF) علت سببی D(EFR) نمی باشد ۶۰ ۰۶۸/۰ ۹۳/۰ ۰۷/۰ رد فرضیه
D(EFR) علت سببی D(GDPR) نمی باشد ۶۰ ۲۶/۰ ۷۷/۰ ۲۳/۰ رد فرضیه
D(GDPR) علت سببی D(M2R) نمی باشد ۶۰ ۰۵۴/۰ ۹۵/۰ ۰۵/۰ رد فرضیه
D(EFR) علت سببی D(GDPR) نمی باشد ۶۰ ۲۵/۱ ۲۹/۰ ۷۱/۰ رد فرضیه
D(GDPR) علت سببی D(EFR) نمی باشد ۶۰ ۲۰/۰ ۸۱/۰ ۱۹/۰ رد فرضیه
D(EFR) علت سببی D(M2R)نمی باشد ۶۰ ۹۸/۰ ۳۸/۰ ۶۲/۰ رد فرضیه
D(M2R) علت سببی D(EFR نمی باشد ۶۰ ۵۸/۰ ۵۶/۰ ۴۴/۰ رد فرضیه
۴-۷- گام سوم
۴-۷-۱- اجرای مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی
این مدل با استفاده از نرم افزار میکروفیت قابل اجرا است به این منظور پس از معرفی متغیرهای وابسته و مستقل به برنامه این نرم افزار ابتدا تعداد وقفه های بهینه را بر اساس معیارهای اطلاعاتی آکاییک شوارتز یا هنان کویین تعیین می کند سپس ضرایب بلندمدت مربوط به مدل را برآورد می کند. در نهایت الگوی تصحیح خطای متناظر با مدل ARDL ارائه می گردد اگر دو متغیر هم انباشته باشندیعنی رابطه تعادلی بلندمدتی بین آنها برقرار است. ممکن است در کوتاه مدت عدم تعادلهایی وجود داشته باشد در این صورت جمله ای با نام خطای تعادل به صورت:
(۴-۸)……………
حاصل می گردد که می تواند برای پیوند رفتار کوتاه مدت و بلندمدت مورد استفاده قرار گیرد.
در مدل بکارگرفته شده در این تحقیق الگوی شاخص قیمت سهام به صورت نیمه لگاریتمی بوده و با استفاده از نرم افزار میکروفیت اجرا گردیده است.
الگوی ابتدایی شامل کلیه متغیرها و دارای عرض از مبداء و روندبوده و نتایج اولیه به شرح پیوست ج-۱ می باشد.
حسن مدل آردل این است که متغیرها را فارغ از درجه از هم انباشتگی شان (که می تواند یک یا صفر باشد) می¬توان در یک قالب مشترک الگویی بکار گرفت اما یکی از نقاط ضعف الگوی خود رگرسیونی وقفه توزیعی عدم کاربرد آن در شرایط چند متغیره ای است یعنی الگو به شکل گسترده ای که در مدل VAR قابل مشاهده بود امکان بروز ندارد و تنها بر اساس متغیرهایی که از ابتدا برایش تعریف می شود (نظیر سایر الگوهای یونی وریتUnivariate) بنابراین در الگو امکان مشاهده تغییرات وقفه ای برای سایر متغیرها(غیر از متغیر وابسته) وجود ندارد. با این حال همانگونه که نتایج جدول بالا نشان می¬دهد نرخ ارز عنصر مناسبی برای توضیح دهندگی تغییرات بلندمدت شاخص بورس نیست به این دلیل باید حذف گردد بنابراین به اولین پاسخ قطعی مشترک بین مدل خودرگرسیون برداری و ARDL می رسیم که تغییرات نرخ ارز تاثیری بر تغییرات شاخص بورس و بالعکس ندارد. همچنین تولید ناخالص داخلی و حجم نقدینگی نیز ارتباط کمتری با شاخص بورس دارند برای دستیابی به بهترین پاسخ به تدریج متغیرهای الگو را به ترتیب بی اهمیتی از الگو حذف نموده و الگو را اجرا می کنیم تا به نتیجه مطلوب از حیث برازشی دست یابیم:
بهترین نتیجه
Regressor CoEFrficient Standard Error T-Ratio[Prob]
SIR(-1) .53254 .11324 4.7027[.000]
INF .15270 .059896 2.5494[.014]
R-Squared .41504 R-Bar-Squared .40441
S.E. of RegresSIron 8.7239 F-stat. F( 1, 55) 39.0237[.000]
Mean of Dependent Variable 6.1053 S.D. of Dependent Variable 11.3041
ReSIrdual Sum of Squares 4185.9 Equation Log-likelihood -203.3276
Akaike Info. Criterion -205.3276 Schwarz BayeSIran Criterion -207.3706
DW-statistic 2.0156 Durbin’s h-statistic -.11355[.910]

۴-۷-۲- تصحیح خطای الگوی بالا
Error Correction Representation for the Selected ARDL Model
ARDL(1,0) selected based on Schwarz BayeSIran Criterion
Dependent variable is dSIR
Regressor CoEFrficient Standard Error T-Ratio[Prob]
dINF .15270 .059896 2.5494[.014]
ecm(-1) -.46746 .11324 -4.1281[.000]
List of additional temporary variables created
dSIR = SIR-SIR(-1)
dINF = INF-INF(-1)
ecm = SIR -.32666INF معادله تصحیح خطا
R-Squared .23617 R-Bar-Squared .22228
S.E. of RegresSIron 8.7239 F-stat. F( 1, 55) 17.0057[.000]
Mean of Dependent Variable -.24561 S.D. of Dependent Variable 9.8924
ReSIrdual Sum of Squares 4185.9 Equation Log-likelihood -203.3276
Akaike Info. Criterion -205.3276 Schwarz BayeSIran Criterion -207.3706
DW-statistic 2.0156
R-Squared and R-Bar-Squared measures rEFrer to the dependent variable
dSIR and in cases where the error correction model is highly
restricted, these measures could become negative

نتیجه اینکه بیشترین ارتباط و بهترین رابطه بین نرخ تورم و شاخص قیمتی بازار سهام بدست آمد. و ارتباط بین این شاخص قیمتی با وقفه پیشین خود نیز تایید گردید از سوی دیگر ارتباطی بین تولید ناخالص داخلی و حجم نقدینگی و نرخ ارز با متغیر وابسته نشان داده نشد. کلیه نتایج بدست امده با نتایج الگوی خودرگرسیون برداری همسان می باشد. لذا نتیجه گیری درباره رد یا قبول فرضیه ها تحقیق نیز مشابه خواهد بود.

فصل پنجم
نتيجه¬گيري وپيشنهادات

 
۵-۱- خلاصه¬ای از ادبیات تحقیق
در خلال دهه¬های گذشته، اثرات متقابل بازده سهام و متغیرهای کلان اقتصادی به عنوان موضوع مورد علاقه محافل دانشگاهی و مجامع حرفه¬ای مطرح بوده است. معمولا در چنین محافلی بحث بر سر این است که آیا قیمت سهام بر اساس متغیرهای بنیادین اقتصاد کلان از قبیل تولید ناخالص داخلی، عرضه پول، نرخ تبدیل ارز و سطح عمومی قیمت¬ها (تورم) تعیین می¬شود. بر اساس ادبیات حوزه اقتصاد مالی، سرمایه¬گذاران معمولا اعتقاد دارند که سیاست¬های پولی و رویدادهای کلان اقتصادی دارای تاثیرات عمده¬ای بر روی نوسان¬پذیری قیمت سهام هستند. این مطلب بدان مفهوم است که متغیرهای کلان اقتصادی می¬توانند بر روی تصمیمات سرمایه¬گذای افراد تاثیر بگذارند، به همین خاطر بررسی رابطه میان بازده سهام و متغیرهای کلان اقتصادی از جمله موضوعات مورد توجه محققان بوده است. مطابق با الگوهای ارزشیابی سهام، قیمت جاری سهام برابر است با ارزش فعلی جریانات نقد آتی آن. تغییرات در شرایط کلان اقتصادی بر جریانات نقد آتی مورد انتظار و نرخ بازده مورد درخواست سهام تاثیر می¬گذارد، این امر به نوبه خود بر قیمت جاری سهام اثرگذار است.
از طرف دیگر، بررسی حرکت¬های عمومی اقتصاد و بخش¬های مختلف آن، به منظور ارزیابی عملکرد اقتصاد و برنامه¬-ریزی¬های اقتصادی، لازم و ضروری است. بدین منظور با استفاده از معیارهای مختلف از جمله شاخص¬ها که در هر بخش و متناسب با متغیرهای کلان اقتصادی، مرتبط با اهداف و متغیرها خاص آن بخش، طراحی می¬شوند. از بین متغیرهای اقتصادی که نقش یک نماگر پیشرو در جهت نشان دادن حرکات آتی اقتصاد کشور را ایفا می¬نماید، می¬توان به شاخص کل قیمت بورس اوراق بهادار اشاره نمود که به منظور بیان حرکت بازار و نشان دادن میانگین تغییرات صورت گرفته در بازار در خلال دو مقطع زمانی مشخص، طراحی و ایجاد شده است.در این راستا، به منظور فراهم ساختن زمینه¬های لازم در بررسی ارتباط میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام، در فصل ادبیات موضوع نخست مروری اجمالی بر عملکرد نظام مالی در فرایند توسعه اقتصادی، تعریف و موارد استفاده از شاخص¬های بازار اوراق بهادار، تاثیر متغیرهای خرد و کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام داشتيم.
وجود ارتباط پویا میان متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام بطور گسترده با استفاده از مدل¬های تنزیل جریان نقدی آتي مورد انتظار به بررسي گذاشته شده¬اند. زيرا متغیرهای اقتصادی دارای اثرات عمده¬ای بر جریانات نقدی آتی و بازده مورد درخواست هستند، به همین خاطر انتظار می¬رود که دارای تاثیر با اهمیتی بر روی قیمت سهام نیز داشته باشند.
بررسي ادبيات موضوع حكايت از آن دارد كه ارتباط مثبتي میان بازده واقعی مورد انتظار دارایی¬های مالی و فعالیت¬های واقعی ارتباط وجود دارد. از طرف ديگر تحقیقات تجربی نشان دهنده این مطلب است که تورم مورد انتظار دارای ارتباط منفی با قیمت سهام است در حالیکه با فعالیت¬های واقعی اقتصاد دارای رابطه مثبت است. در واقع بازده سهام به موجب ارتباط میان عرضه پول و فعالیت¬های واقعی اقتصاد، علائمی مبنی بر تغییرات در تورم مورد انتظار ارسال می¬نماید.
همچنين چنانچه افزایشی در نرخ بهره صورت پذیرد، با افزایشی در نرخ بازده مورد درخواست و به تبع آن کاهشی در قیمت سهام مواجه خواهیم شد. افزایش در نرخ بهره منجر به افزایش هزینه فرصت نگهداشت وجه نقد می¬شود، همین امر باعث می¬شود تا با سبک و سنگین کردن نگهداشت دیگر اوراق بهادار متضمن بهره، منجر به کاهش قیمت سهام شود.
به لحاظ نظری، از آنجائیکه به تبع افزایش در نرخ رشد پول، افزایش مورد انتظار در نرخ تورم و کاهش در قیمت سهام به وقوع می¬پیوندد، در نتیجه عرضه پول دارای تاثیر منفی بر قیمت سهام است. هرچند، افزایش در عرضه پول با تحریک اقتصاد و عایدات شرکت¬ها منجر به افزایش آن می¬شود. چنین امری به احتمال منتج به افزایش در جریانات نقد آتی و قیمت سهام خواهد شد که مويد وجود رابطه مثبتی میان عرضه پول و بازده سهام است.
تاکنون مطالعات بسیاری در خصوص ارتباط میان بازده سهام و متغیرهای کلان در کشورهای توسعه یافته¬ای از قبیل آمریکا، ژاپن و کشورهای اروپایی انجام شده است. بطورکلی اعتقاد بر این است که قیمت سهام بر اساس متغیرهای بنیادین اقتصاد کلان از قبیل تولید ناخالص داخلی، عرضه پول، نرخ تبدیل ارز و نرخ تورم تعیین می-شود.
پژوهش حاضر می¬کوشد با استفاده از داده¬های آماری چهار متغیر اقتصادی مطرح شده در فصل پیشین به روابط فیمابین آنها بپردازد، در نتیجه تحقیق نیازمند الگویی مناسب برای دستیابی به این هدف است. محقق به این منظور، الگوی پویا و قوی خود رگرسیون برداری را انتخاب نموده¬است. در طراحی الگوها برای آزمون فرضیه ها بویژه برای متغیرهای دارای زنجیره (سری) زمانی، لازم است به نکاتی در خصوص مدل¬های از پیش ساخته¬شده و آزمون شده¬ای که با توجه به موضوع فرضیه¬های تحقیق وجود دارد؛ توجه شود. غالباً در تحقیقات دانشجویی از اقدام به طراحی و ساخت یک مدل جدید امتناع می¬شود، این امر بدلیل تنگناهای موجود بویژه از حیث مالی و زمانی که برای دانشجویان وجود دارد؛ رخ می¬دهد. بنابراین استفاده از مدل¬های شناخته¬شده و توسعه و کاربردپذیری آن با توجه به شرایط و محدودیت¬های هر سیستم اقتصادی یا مالی به عنوان بهترین گزینه¬های پیش روی دانشجویان تلقی می¬گردد با این حال نباید از شناخت و بازشناساندن کافی و دقیق الگوی مورد استفاده در تحقیق به دیگران غفلت نمود. چراکه هر الگویی علاوه بر امتیازات، ضعف-هایی را نیز با خود دارد که حتماً باید در استنتاج نهایی از آزمون لحاظ گردد. با توجه به این گفتار، در فصل سوم این تحقیق که به تبیین روش پژوهش اختصاص دارد، تلاش شده است به گونه¬ای شفاف به الگوهای خودرگرسیونی برداری پرداخته و کلیه جوانب(مثبت و منفی) آنها بیان گردد. به این دلیل ابتدا به شکل¬گیری این گونه مدل¬ها اشاره¬ای می¬شود و سپس نرم افزار و شیوه استفاده از آن برای آزمون این مدل توضیح داده شده است. ضمن آنکه باردیگر در خلال این توضیحات به فرضیه-های تحقیق اشاره¬ای می گردد. در فصل دوم این پژوهش به توصیف و معرفی ادبیات تحقیق پرداخته شده؛ و همچنین در فصل سوم¬؛ فرضیه ها تحقیق، جامعه آماری، روش آزمون فرضیه¬ها و مباحث اندازه¬گیری متغیرهای تحقیق و روش آزمون فرضیه¬های تحقیق معرفی شده است.. البته لازم به ذکر است که به علت ویژگی¬های خاص مدل VAR ممکن است برخی از متغیرهای مورد تحقیق در این پژوهش قابل استفاده در مدل نباشند در این صورت، الگوهای ساده رگرسیون خطی موجود در تبیین و آزمون فرضیه ها مورد استفاده قرار خواهد گرفت. محقق به عنوان گام دوم تحقیق، با انجام آزمون ساده برای کلیه متغیرها و در نهایت استفاده از آزمون علیت گرنجر، به مقایسه¬ای دوگانه بین نتایج الگوی خود رگرسیون برداری و روشهای ساده¬ی خطی اقدام خواهد کرد. اما در گام سوم ؛ فرضیه ها این تحقیق با استفاده از مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی (ARDL) نیز مورد آزمون قرار خواهد گرفت. به این ترتیب تحقیق با استفاده از سه روش متفاوت اقدام به آزمون فرضیه ها خود می کند نکته قوت پژوهش فراهم کردن بستر مقایسه تطبیقی نتایج مدلهای سه گانه خواهد بود.
این تحقیق با هدف آزمون فرضیه زیر شکل گرفته است:
“متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام شرکت¬های پذیرفته شده در بورس دارای تاثیر معناداری می باشند.”
فرضیه¬های فرعی:
• حجم پول(حجم نقدینگی) بر شاخص قیمتی سهام شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اثر معنادار مثبت دارد.
• تورم برشاخص قیمتی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اثر معنادار مثبت دارد.
• تغییرات نرخ ارز (برابری دلار در برابر ریال) بر شاخص قیمتی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار اثر معنادار مثبت دارد.
• رشد تولید ناخالص داخلی بر شاخص قیمتی شرکت-های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار اثر معنادار مثبتی دارد.
به این ترتیب متغیرهای اصلی مورد آزمون در خود فرضیه معرفی شده¬اند و فرضیه اصلی با تایید فرضیه¬های فرعی خودبخود اثبات می¬گردد.
جامعه آماری این تحقیق دربرگیرنده¬ی دوره ای ۱۶ساله از سال ۱۳۶۹ لغایت ۱۳۸۴ با استفاده از داده های فصلی اقتصاد کلان برای متغیرهای تولید ناخالص داخلی-نرخ ارز- حجم نقدینگی- نرخ تورم و شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار تهران است.
بدلیل آنکه اطلاعات منتشره از بازدهی بورس اوراق بهادار که بوسیله شاخص بازده نقدی –قیمت محاسبه می شود از سال ۱۳۷۹ در اختیار محققان است و در بازه مورد نظر محقق در این پژوهش از سال ۶۹ تا ۱۳۸۴ را در بر می-گیرد، لذا نیازمند یک شاخص جایگزین برای محاسبه بازدهی بورس هستیم که با توجه به همبستگی بالای تغییرات شاخص بازده نقدی و قیمت با شاخص کل قیمتی، بهترین گزینه شاخص کل قیمت خواهد بود. همچنین به منظور برخورداری از طول دوره مناسب جهت تصریح بهتر آزمون¬های آماری اطلاعات به صورت فصلی جمع آوری شده و بکار گرفته خواهد شد.
با عنایت به فرضیه های که مورد آزمون قرار خواهد گرفت، متغیرهای زیر به عنوان ارکان این آزمون و تحقیق معرفی می گردند، تعریف عمومی و کلی این متغیرها در فصل دوم انجام یافته و در اینجا به شکلی مختصر به ذکر نام و تعریفی کوتاه از آنها بسنده می شود:
شاخص قیمتی بورس اوراق بهادار: بازدهی بورس اوراق بهادار در واقع بیانگر رشد یا افت شاخص کل قیمتی در ابتدا و انتهای هر بازه (فصل) خواهد بود. متداول‌ترین نقطه شروع برای سرمایه‌گذاران در موقع خرید سهام بررسی روند تغییرات قیمت سهام می‌باشد. این قیمت تحت تأثیر دو عامل قرار دارد: نخست عواملی که بر یک سهم به خصوص تأثیر می‌گذارند و دیگری عواملی که بر کل بازار سهام اثر خواهند گذاشت. در این راستا شاخص¬های قیمت سهام و بهتر از آن تغییرات این شاخص¬ها بیان‌کننده این تاثیرها خواهد بود.
تورم: نرخ تورم، متوسط موزون تغییر قیمت سبدی از اقلام کالا و خدمات است که در سال پایه، بیشترین میزان متوسط هزینه مصرفی را برای خانوارها داشته است. در حال حاضر وظیفه محاسبه و اعلام نرخ تورم بر عهده اداره آمارهای اقتصادی بانک مرکزی است این اداره در هر سال پایه اقدام به بازنگری در سبد محاسبه نرخ تورم می نماید.
حجم نقدینگی: تعریف عرضه پول: (M) از دیدگاه فدرال رزرو امریکا:
M1 : اسکناس و مسکوک + سپرده های دیداری + حواله های برداشت قابل انتقال + حساب خدمات انتقالی خودکار + حساب حواله مشترک اتحادیه اعتبار و چکهای مسافرتی.
M2 : عبارت است از M1 بعلاوه حسابهای پس انداز و مدت دار،موافقت نامه¬های بازخرید نزد بانکهای تجاری که به مشهورند و سپرده بازار پول و مانده صندوقهای مشترک بازار پول غیرنهادی.
M3 : عبارت از M2 بعلاوه سایر اسناد جانشین ذخیره ارزش- که خاصیت نقدینگی کمتری دارند.- در سیستم بانکی انگلستان(M4) نیز علاوه بر تعاریف فوق به عنوان پول شناخته می شود که شامل اسکناس و مسکوک و سپرده بانکی بانکهای داخلی انگلستان باضافه سپرده ایجاد شده توسط بخش خصوصی است و تقریباً تعریفی اختصاصی برای اقتصاد انگلیس بحساب می آید.از حیث سیاستی عرضه پول متاثر از نرخ تنزیل مجدد – نرخ ذخیره قانونی و عملیات بازار باز بانک مرکزی می باشد. در تحقیق حاضر ما مفهوم M2 (پول و شبه پول)را از دید بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران بررسی خواهیم کرد.
تولید ناخالص داخلی: متغيري که عملکرد کلي اقتصاد معمولا با آن معرفي مي‌شود، توليد ناخالص داخلي است. طبق تعريف “توليد ناخالص داخلي” ارزش کل توليدات کالاها و خدمات نهايي است که در يک بازه زماني معين مثلا در طول يک سال در يک کشور توليد مي‌شود و با واحد پول جاري آن کشور اندازه گيري مي‌شود. تولید ناخالص داخلی به چندین شکل و در چندین بیان قابل محاسبه است روشهای محاسبه عبارتند از روش مخارج- روش تولید- و روش درآمدی. بیانهای قیمتی متفاوت عبارتند از تولید ناخالص داخلی به قیمت عوامل تولید – تولید ناخالص داخلی به قیمت بازار همچنین نظر به اهمیت حذف تورم از حسابهای ملی دو دسته بیان تولید ناخالص داخلی خواهیم داشت: به قیمت اسمی(جاری) و به قیمت ثابت ( حقیقی – نسبت به یک سال پایه که مبنای سنجش تورم در اقتصاد است) بنابه رویه انتشار داده های آماری اقتصاد ایران در سالهای اخیر، سال پایه ۱۳۷۶ در نظر گرفته شده و در این تحقیق داده های آماری تولید ناخالص داخلی به قیمت سال ۱۳۷۶ مورد استفاده خواهد بود.
نرخ ارز: بر اساس عرفی چندین و چند ساله بانک مرکزی کشورها ارز قدرتمندی را برای تعاملات با دنیای خارج بر می گزیند این ارز پایه معمولاً دلار انتخاب می شود و کلیه امور مربوط به صادرات و واردات کشور بویژه صادرات نفتی با آن محک زده می شود هر چند در سال ۸۵ و ۸۶ بدلیل ضعف دلار آمریکایی، بانک مرکزی اقدام به بازنگری در این ارز پایه نمود. بنابراین مراد از نرخ ارز تغییرات برابری ریال ایران در مقابل دلار امریکاست که سیاستهای ارزی متنوعی را در خصوص برخورد بانک مرکزی با نوسانات این ارز شاهد بوده ایم.

۵-۲- نتایج اجرای الگوی تحقیق و آزمون فرضیه ها
همانگونه که بیان گردید این تحقیق با هدف آزمون رابطه معنادار بین تغییرات مولفه های کلان اقتصادی: تولید ناخالص داخلی – برابری ریال با دلار – نرخ تورم- حجم نقدینگی و شاخص قیمتی بازار اوراق بهادار اجرا گردید روند آزمون فرضیه ها تحقیق نیز بر این قرار گرفت که از سه روش جداگانه به آزمون پرداخته شود:
نخست الگوی خودرگرسیون برداری ( که توسط روش های هم انباشتگی و تصحیح خطا پشتیبانی می شود) سپس روش ساده رگرسیون خطی ( که از آزمون علیت گرنجر استفاده می کند) و در پایان با استفاده از الگوی پویای اقتصادی یا همان ARDL نتایج آزمونها را مقایسه می کنیم.
نتایج جدول آزمون هم انباشتگی نشان می¬دهد تنها یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای تحقیق با فرض روابط خطی وجود ندارد. رتبه لایکلی¬هود بر این اساس ۵ رابطه تعادلی بلند مدت را شناسایی کرد. لذا با فرض عدم وجود یک رابطه تعادلی منحصر به فرد در بلندمدت از الگوی تصحیح خطا برای تبیین مدل استفاده شد و در پایان نتایج این الگو را به کمک نرم افزار Eviews5 در قالب الگوی خودرگرسیون بازگشتی بیان نمود.
پس از طی مراحل آزمون و تخمین بهترین نتیجه تخمین الگوی VAR به صورت معادله زیر بدست آمد.
۵-۲-۱ بهترین نتیجه تخمین
D(SIR,2)=88/1- D(SIR(-1))+67/0 D(INF(-1))+46/0 D(SIR(-1),2)–۷۲/۰ D(INF(-1),2)-22/7+14/0DUM

(۹۴/۱) (۳/۲-) (۴۳/۲-) (۷۱/۲) (۱۳/۸-) ) ۱۳/۸-)t-statistic:
(۵-۱)………….. ۰۰/۲۱ F-statistic: 84/0 R2: 88/0 R2:

بر اساس الگوی بالا تغییرات شاخص با تورم و تغییرات شاخص در دوره های قبل رابطه معناداری دارد. مدل بالا دارای قدرت توضیح دهندگی بالا و آماره اف پرقدرت است به این ترتیب می تواند مبنای خوبی برای ارزیابی فرضیه ها تحقیق واقع شود.
نتیجه اینکه تغییرات شاخص قیمتی سهام وابسته معنادار به تغییرات پیشین خود و نرخ تورم دوره قبل است عامل روند زمانی نیز در آن دخیل می باشد. بدین ترتیب فرضیه اصلی دال بر عدم وجود رابطه معنادار بین مولفه¬های اقتصادیِ تولید ناخالص داخلی و حجم نقدینگی با شاخص قیمتی سهام تایید می شود. اما نحوه ارتباط بین تورم دوره قبل و شاخص قیمتی سهام به شکل مثبت معنادار است.
این نتیجه در اجرای آزمون به روش خودرگرسیون وقفه توزیعی نیز تایید گردید اما بروش ساده خطی هیچ نکته قابل استنادی مربوط به آزمون فرضیه ها استخراج نگردید مگر آنکه همگی روابط موجود رد شدند.
بر اساس نتایج تخمین الگوی خود رگرسیون برداری هم انباشته کننده :
نرخ ارز ارتباط قوي با نرخ ارز در دوره هاي گذشته و حجم نقدينگي و تورم دوره قبل دارد . در معادله تصحيح خطاي اين متغير تورم و نرخ ارز حضور دارند.
تغييرات توليد ناخالص داخلي بدون تاثير پذيري از شاخصهاي قيمتي سهام و حجم نقدينگي تنها وابستگي معنادار و بالايي با نرخ ارز و تغييرات خود در ادوار قبل همچنين تورم در معادله تصحيح خطاي خود دارد.
تغييرات حجم نقدينگي تنها به دو معادله تصحيح خطاي دوم و چهارم اين الگو وابستگي معناداري داشته است. در اين دو معادله وابستگي حجم نقدينگي به تغييرات نرخ ارز تورم و توليد ناخالص داخلي تاييد مي شود.
بر اساس نتايج فوق در خصوص فرضيه ها اين تحقيق مي توان گفت:
فرضيه اصلي تحقيق به شکل اعم دال بر رابطه معنادار”متغيرهاي کلان اقتصادي بر بازده سهام شرکت-هاي پذيرفته شده در بورس” رد مي شود.
فرضيه¬هاي فرعي نيز به فراخور به استثناي رابطه تورم با شاخص قيمتي سهام رد مي گردند.
۵-۳- پیشنهادهای کاربردی
در صورتی که سیاستگذاران اقتصادی هدف تقویت بازار سرمایه کشور را دنبال نمایند نتایج این تحقیق می¬تواند راهگشای بسیاری از تصمیمات پولی و مالی ایشان قرار بگیرد. همانگونه که الگو نشان داد بازدهی بازار اوراق بهادار که به عنوان جذابیت بازار برای جذب سرمایه¬گذار تلقی می¬شود وابسته به مولفه¬های اصلی اقتصاد از جمله تورم، حجم نقدینگی و تولید ناخالص داخلی است. به این ترتیب راهکارهای زیر پیشنهاد می¬شود:
۱٫ افزایش تورم در دوره حاضر منجر به افزایش شاخص قیمتی بازار اوراق بهادار در دوره بعد خواهد گردید. اما در ۲ دوره بعد این روند مستمر نخواهد بود و نتیجه معکوس می شود. بنابراین در بلند مدت سیاست¬هایی که تثبیت کننده شرایط پولی و تورم کشور است منجر به تثبیت و رونق بازار سرمایه خواهد شد.
۲٫ برای سرمایه¬گذاران بازار نیز نتایج تحقیق قابل استفاده¬اند به این ترتیب که بعد از یک دوره تجربه تورم شدید انتظار بازدهی بالا در بازار اوراق بهادار نادرست است زیرا بازار واکنش معکوس نسبت به تورم نشان می¬دهد، هرچند این پدیده دائمی نیست بدان معنا که در دوره بعد مجددا بازار به احیا خود خواهد پرداخت. توجه به فصلی بودن ادوار مورد نظر در این تحقیق راهگشای درک بهتر نتایج آن خواهد بود.

۵-۴ پیشنهادهایی برای پژوهش¬های آینده
۱٫ بعد از گذشت چند سال این تحقیق با افزایش دوره زمانی و با استفاده از داده¬های سالیانه مورد بررسی قرار بگیرد.
۲٫ نتایج پیش بینی¬های مدل VAR که در این تحقیق مورد توجه قرار گرفت می¬تواند به منظور بررسی دقت این مدل و کمک بیشتر به سیاست¬گذاران اقتصادی مورد آزمون قرار گیرد.

منابع
منابع فارسی:
۱- اخوی، احمد، اقتصاد کلان، مؤسسه مطالعات و پژوهش های بازرگانی، چاپ اول، ۱۳۷۱
۲- جهانخانی، علی، مجموعه مقالات بازار سرمایه، انتشارات پیشبرد، ۱۳۸۲
۳- راعی، رضا. تلنگی، احمد، مدیریت سرمایه گذاری پیشرفته، انتشارات سمت، ۱۳۸۳
۴- طبیبیان، محمد، اقتصاد کلان، مؤسسه عالی پژوهش و برنامه ریزی، ۱۳۷۹
۵- عباسی، ابراهیم، روش ها و نظریه های انتشار سهام و قیمت بازار، انتشارات علمی فرهنگی، ۱۳۸۴
۶- عبده تبریزی، حسین، مجموعه مقالات ملی و سرمایه گذاری، انتشارات پیشبرد، ۱۳۷۷
۷- قره باغیان، مرتضی، اقتصاد رشد و توسعه(دو جلد)، نشر نی، ۱۳۷۵
۸- کراچ، رابرت، اقتصاد کلان، ترجمه: ذاکری، ناصر، نشر بهاریه، ۱۳۷۹
۹- میشکن، فردریک، پول و ارز و بانکداری، ترجمه: جهانخانی، علی. پارسائیان، علی، انتشارات سمت، شماره ۳۹۴
۱۰- نیر، جرالد، اقتصاد توسعه، ترجمه: آزاد ارمکی، غلامرضا، نشر نی، ۱۳۸۰
۱۱- نماگر سازی در بورس اوراق بهادار تهران: مفاهیم و روش ها، سازمان بورس اوراق بهادار تهران، ۱۳۷۶

منابع خارجی
۱۲- Achsani, N. and H.G. Strohe. Stock Market Returns and Macroeconomic Factors, Evidence from Jakarta Stock Exchange of Indonesia 1990-2001 // Universität Potsdam, Wirtschaftsund Sozialwissenschaftliche Fakultät, Discussion Paper, 2002.
۱۳- Ajayi, R.A. and M. Mougoue. On the Dynamic Relation between Stock Prices and Exchange Rates // The Journal of Financial Research, 1996, No. 19, pp.193-207. Investment Management and Financial Innovations, Volume 3, Issue 4, 2006 100
۱۴- Allen, L. and J. Jagtianti. Risk and Market Segmentation in Financial Intermediaries’ Returns // Journal of Financial Service Research, 1997, No. 12, pp. 159-173.
۱۵- Brailsford T. Time Varying Volatility and the Impact of Economic Reform on the New Zealand Stock Market. // Working Paper Series in Finance, The Australian National University, Canberra, 1995.
۱۶- Chen N.F. Financial Investment Opportunities and the Macroeconomy // Journal of Finance, 1991, Vol. 16, No. 2, pp. 529-553.
۱۷- Chen N.F., R. Roll and S.A. Ross. Economic Forces and the Stock Market // Journal of Business, 1986, Vol. 59, No. 3, pp. 383-403.
۱۸- Cheung YW and Ng. International Evidence on the Stock Market and Aggregate Economic Activity // Journal of Empirical Finance, 1998, Vol. 5, pp. 281-296.
۱۹- Darrat, A.F. Stock Returns, Money and Fiscal Policy // Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1990, Vol. 25, No. 3, September, pp. 387-398.
۲۰- Elton, E.J. and M. Gruber. Modern Portfolio Theory and Investment Analysis, – Fourth Edition, John Wiley & Sons, 1991.
۲۱- Enders W. Applied Econometric Time Series. – John Wiley & Sons Inc., United States, 1995.
۲۲- Fama E.F. Stock Returns, Real Activity, Inflation and Money // American Economic Review, 1981, Vol. 71, No. 4, pp. 545-565.
۲۳- Fama, E.F. and M. Gibbons. Inflation, Real Returns and Capital Investment // Journal of Monetary Economics, 1982, Vol. 9, No. 3, pp. 545-565.
۲۴- Fama E.F. Stock Returns, Expected Returns and Real Activity // Journal of Finance, 1990, Vol. 45, pp. 1089-1108.
۲۵- Fama, E.F. Efficient Capital Markets: II // Journal of Finance, 1991, Vol. 46, No. 5, December, pp. 1575-1617.
۲۶- Fung H.G. and C.J. Lie. Stock Market and Economic Activities: A Casual Analysis. – Pacific-Basin Capital Markets Research, Amsterdam, 1990.
۲۷- French, K.R., G.W. Schwert and R.F. Stanbaugh. Expected Stock Returns and Volatility // Journal of Financial Economics, 1987, Vol. 19, pp. 3-29.
۲۸- Geske R. and R. Roll. The Fiscal and Monetary Linkage between Stock Returns and Inflation // Journal of Finance, 1983, Vol. 38, No. 1, pp. 7-33.
۲۹- Gjerde, O. and F. Saettem. Casual Relations among Stock Returns and Macroeconomic Variables in a Small, Open Economy // Journal of International Finance Markets Institutions and Money, 1999, Vol. 9, pp. 61-74.
۳۰- Hamao Y. An Empirical Investigation of the Arbitrage Pricing Theory, in Elton E.J. and M.J. Gruber (eds), Japanese Capital Markets – Analysis and Characteristics of Equity, Debt and Financial Futures Markets. – Ballinger Publishing Company, United States, pp. 155-173,1988.
۳۱- Hansen H. and K. Juselius. CATS in RATS: Cointegration Analysis of Time-Series. – Estima, United States, 1995.
۳۲- Harris, R.I.D. Using Cointegration Analysis in Econometric Modelling. – Prentice Hall, United States, 1995.
۳۳- Johansen, S. Statistical Analysis of Cointegration Vectors // Journal of Economic Dynamics and Control, 1988, Vol. 12, pp. 231-254.
۳۴- Kwon, C.S. and T.S. Shin. Cointegration and Causality between Macroeconomic Variables and Stock Market Returns // Global Finance Journal, 1999, Vol. 10, No. 1, pp. 71-81.
۳۵- Lee, B.S. Casual Relations among Stock Returns, Interest Rates, Real Activity, and Inflation //Journal of Finance, 1992, Vol. 47, No. 4, pp. 1591-1603.
۳۶- Leigh, L. Stock Return Equilibrium and Macroeconomic Fundamentals // International MonetaryFund Working Paper, 1997, No. 97/15, pp. 1-41.
۳۷- Maysami, R.C. and T.S. Koh A. Vector Error Correction Model of the Singapore Stock Market // International Review of Economics and Finance, 2000, Vol. 9, pp. 79-96.
۳۸- Mukherjee T.K. and A. Naka. Dynamic Relations between Macroeconomic Variables and the Japanese Stock Market: An Application of a Vector Error Correction Model // Journal of Financial Research, 1995, Vol. 18, No. 2, pp. 223-237. Investment Management and Financial Innovations, Volume 3, Issue 4, 2006,101
۳۹- Mundell, R.A. Inflation and Real Interest // Journal of Political Economy, 1963, Vol. 71, No. 3, June, pp. 280-283.
۴۰- Najand, M. and H. Rahman. Stock Market Volatility and Macroeconomic Variables: International Evidence // Journal of Multinational Financial Management, 1991, Vol. 1, No. 3.
۴۱- Poon, S and S.J. Taylor. Macroeconomic Factors and the UK Stock Market // Journal of Business.
۴۲- Engle, R.F. and C.W.J. Granger, 1987. Cointegration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing. Econometrica 55, 251-276.
۴۳- Granger, C.W.J,. 1969. Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-Spectral Methods, Econometrica 37, 424-438.
۴۴- Hsiao, C., 1997a. Cointegration and Dynamic Simultaneous Equations Models. Econometrica 65, 647-670.1997b.
۴۵- Statistical Properties of the Two Stage Least Squares Estimator Under Cointegration. Review of Economic Studies 64, 385-398. 2001. Identification and Dichotomization of Long- and Short-Run Relations of Cointegrated Vector Autoregressive Models. Econometric Theory 17, 889-912.
۴۶- Hsiao, C. and S. Wang, 2004. Statistical Inference of Structural Vector Autoregressive Processe, mimeo.
۴۷- Johansen, S., 1988. Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic Dynamics and Control 12, 231-254.
۴۸- Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica 59, 1551-1580. 1991.
۴۹- Judge, G.G., W.E. Griffiths, R. Carter Hill, H. Lˆutkepohl and T.C. Lee, 1985. The Theory and Practice of Econometrics. 2nd edition, New York: Wiley.
۵۰- King, R.G., C.I. Plosser, J.H. Stock and M.W. Watson, 1991. Stochastic Trends and Economic Fluctuations. American Economic Review 81, 819-840.
۵۱- Klein, L.R. and M.K. Evans, 1969. Econometric Gaming, New York: MacMillan.
۵۲- A.S. Goldberger, 1955. An Econometric Model of the United States, Amsterdam: North-Holland.
۵۳- Koopmans, T.C., H. Rubin and R.B. Leipnik, 1950. Measuring the Equation Systems of Dynamic Economics in Statistical Inference in Dynamic Economic Models, ed. By T.C. Koopman, New York: Wiley, 53-237.
۵۴- Malinvaud, E., 1980. Statistical Methods of Econometrics. 3rd ed., Amsterdam: North-Holland.
۵۵- Phillips, P.C.B., 1991. Optimal Inference in Cointegrating Systems. Econometrica 59, 283-306.
۵۶- Fully Modified Least Squares and Vector Autoregression. Econometrica 63, 1023-1078. 1995.
۵۷- S.N. Durlauf, 1986. Multiple Time Series Regression with Integrated Processes. Review of Economic Studies 53, 473-495.
۵۸- Sims, C.A., 1980. Macroeconomics and Reality. Econometrica 48, 1-48.
۵۹- Stock. J.H. and M.W.Watson 1990. Inference in Linear Time Series Models with Some Unit Roots. Econometrica 58, 113-144.
۶۰- Stock, J.H., 1987. Asymptotic Properties of Least Squares Estimators of Cointegrating Vectors. Econometrica 55, 1035-1056.
۶۱- Toda, H.Y. and P.C.B. Phillips, 1993. Vector Autoregression and Causality. Econometrica 61, 1367-1393.
۶۲- T. Yamamoto, 1995. Statistical Inference in Vector Autoregressions with Possibly Integrated Processes. Journal of Econometrics 66, 225-250.
۶۳- Tsay, R.S. and G.C. Tiao, 1990. Asymptotic Properties of Multivariate Nonstationary Processes with Applications to Autoregressions. Annals of Statistics 18, 220-250.
۶۴- Wang, S., 2001. Two Essays on Time Series Econometrics – Multiple Time Series Analysis of the Asian Currency Crisis and Estimation and Inference of the Nonstationary Structural Vector Autoregressive Model. Ph.D. dissertation submitted to the University of Southern California.
۶۵- Wold, H., 1954. A Study in the Analysis of Stationary Time Series. 2nd ed., Uppsala: Almquist and Wicksell.
۶۶- Yamada, H. and H.Y. Toda, 1998. Inferences in Possibly Integrated Vector Autoregressive Models: Some Finite Sample Evidence. Journal of Econometrics 86, 55-96.

پیوست ها

پیوست الف
الف-۱- آزمون ریشه واحد برای متغیرها(دیکی فولر تعمیم یافته)
الف-۱-۱- آزمون ریشه واحد برای تولید ناخالص داخلی
الف-۱-۱-۱- در سطح – بدون روند و با عرض از مبداء- نتیجه: ریشه واحد رد نمی شود.
ADF Test Statistic -13.35208 1% Critical Value* -3.5398
۵% Critical Value -2.9092
۱۰% Critical Value -2.5919
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDPR)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:14
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
GDPR(-1) -3.292905 0.246621 -13.35208 0.0000
D(GDPR(-1)) 1.536574 0.169903 9.043815 0.0000
D(GDPR(-2)) 0.668382 0.108635 6.152553 0.0000
C 5.139581 0.882090 5.826594 0.0000
R-squared 0.850315 Mean dependent var -0.198361
Adjusted R-squared 0.842437 S.D. dependent var 15.49597
S.E. of regresSIron 6.151006 Akaike info criterion 6.534433
Sum squared reSIrd 2156.588 Schwarz criterion 6.672851
Log likelihood -195.3002 F-statistic 107.9332
Durbin-Watson stat 1.678874 Prob(F-statistic) 0.000000
الف-۱-۱-۲- در سطح با روند و عرض از مبداء- نتیجه: ریشه واحد رد نمی شود- هرچند معنا دارای روند در ۹۰درصد اطمینان قابل تایید نیست.
ADF Test Statistic -13.56173 1% Critical Value* -4.1135
۵% Critical Value -3.4836
۱۰% Critical Value -3.1696
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDPR)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:19
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
GDPR(-1) -3.339212 0.246223 -13.56173 0.0000
D(GDPR(-1)) 1.567252 0.169524 9.245028 0.0000
D(GDPR(-2)) 0.682066 0.107966 6.317393 0.0000
C 3.055261 1.670128 1.829357 0.0727
@TREND(1369:1) 0.065459 0.044708 1.464150 0.1487
R-squared 0.855834 Mean dependent var -0.198361
Adjusted R-squared 0.845536 S.D. dependent var 15.49597
S.E. of regresSIron 6.090208 Akaike info criterion 6.529654
Sum squared reSIrd 2077.075 Schwarz criterion 6.702676
Log likelihood -194.1544 F-statistic 83.11017
Durbin-Watson stat 1.705984 Prob(F-statistic) 0.000000

الف-۱-۱-۳- در سطح بدون عرض از مبداء و روند- نتیجه: ریشه واحد رد نمی شود.
ADF Test Statistic -9.595164 1% Critical Value* -2.6006
۵% Critical Value -1.9458
۱۰% Critical Value -1.6186
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDPR)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:21
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
GDPR(-1) -2.646474 0.275813 -9.595164 0.0000
D(GDPR(-1)) 1.114117 0.192413 5.790231 0.0000
D(GDPR(-2)) 0.434922 0.126445 3.439610 0.0011
R-squared 0.761163 Mean dependent var -0.198361
Adjusted R-squared 0.752927 S.D. dependent var 15.49597
S.E. of regresSIron 7.702498 Akaike info criterion 6.968896
Sum squared reSIrd 3441.051 Schwarz criterion 7.072710
Log likelihood -209.5513 F-statistic 92.42155
Durbin-Watson stat 1.567361 Prob(F-statistic) 0.000000

بالطبع معناداری ریشه واحد در حالت تفاضل گیری نیز تایید می شود.
الف-۱-۲-آزمون ریشه واحد برای نرخ تورم
الف-۱-۲-۱در سطح با عرض از مبداء- نتیجه: ریشه واحد رد می شود.
ADF Test Statistic -2.302771 1% Critical Value* -3.5398
۵% Critical Value -2.9092
۱۰% Critical Value -2.5919
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INF)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:26
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
INF(-1) -0.141501 0.061448 -2.302771 0.0250
D(INF(-1)) 0.071411 0.126133 0.566159 0.5735
D(INF(-2)) 0.243678 0.126192 1.931007 0.0585
C 2.947318 1.439873 2.046930 0.0453
R-squared 0.115435 Mean dependent var -0.016393
Adjusted R-squared 0.068879 S.D. dependent var 5.081869
S.E. of regresSIron 4.903730 Akaike info criterion 6.081194
Sum squared reSIrd 1370.654 Schwarz criterion 6.219612
Log likelihood -181.4764 F-statistic 2.479488
Durbin-Watson stat 2.133067 Prob(F-statistic) 0.070263

الف-۱-۲-۲-در سطح با عرض از مبداء و روند:- نتیجه: ریشه واحد رد می شود.
ADF Test Statistic -2.889715 1% Critical Value* -4.1135
۵% Critical Value -3.4836
۱۰% Critical Value -3.1696
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INF)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:30
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
INF(-1) -0.190239 0.065833 -2.889715 0.0055
D(INF(-1)) 0.058019 0.123821 0.468569 0.6412
D(INF(-2)) 0.229994 0.123889 1.856463 0.0687
C 6.341378 2.328991 2.722801 0.0086
@TREND(1369:1) -0.071495 0.039031 -1.831757 0.0723
R-squared 0.165439 Mean dependent var -0.016393
Adjusted R-squared 0.105828 S.D. dependent var 5.081869
S.E. of regresSIron 4.805450 Akaike info criterion 6.055791
Sum squared reSIrd 1293.172 Schwarz criterion 6.228813
Log likelihood -179.7016 F-statistic 2.775291
Durbin-Watson stat 2.125586 Prob(F-statistic) 0.035605

الف-۱-۲-۳- در سطح بدون عرض از مبداء و روند- نتیجه: ریشه واحد رد می شود.
ADF Test Statistic -1.028582 1% Critical Value* -2.6006
۵% Critical Value -1.9458
۱۰% Critical Value -1.6186
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INF)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:31
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
INF(-1) -0.028319 0.027532 -1.028582 0.3079
D(INF(-1)) 0.022725 0.127231 0.178609 0.8589
D(INF(-2)) 0.194677 0.127262 1.529731 0.1315
R-squared 0.050413 Mean dependent var -0.016393
Adjusted R-squared 0.017669 S.D. dependent var 5.081869
S.E. of regresSIron 5.036774 Akaike info criterion 6.119338
Sum squared reSIrd 1471.407 Schwarz criterion 6.223152
Log likelihood -183.6398 F-statistic 1.539595
Durbin-Watson stat 2.090935 Prob(F-statistic) 0.223104

الف-۱-۲-۴- تفاضل مرتبه اول- بدون عرض از مبداء و روند- نتیجه: ریشه واحد رد نمی شود.
ADF Test Statistic -3.317542 1% Critical Value* -2.6013
۵% Critical Value -1.9459
۱۰% Critical Value -1.6186
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INF,2)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:33
Sample(adjusted): 1370:1 1384:4
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(INF(-1)) -0.688529 0.207542 -3.317542 0.0016
D(INF(-1),2) -0.343198 0.180247 -1.904045 0.0620
D(INF(-2),2) -0.166492 0.129683 -1.283835 0.2044
R-squared 0.530629 Mean dependent var -0.050000
Adjusted R-squared 0.514160 S.D. dependent var 7.237906
S.E. of regresSIron 5.044981 Akaike info criterion 6.123372
Sum squared reSIrd 1450.755 Schwarz criterion 6.228089
Log likelihood -180.7011 F-statistic 32.21959
Durbin-Watson stat 1.901274 Prob(F-statistic) 0.000000

الف-۱-۲-۵-تفاضل مرتبه اول- با عرض از مبداء و روند- نتیجه: ریشه واحد با ۹۰ درصد اطمینان رد نمی شود
ADF Test Statistic -3.285263 1% Critical Value* -4.1162
۵% Critical Value -3.4849
۱۰% Critical Value -3.1703
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INF,2)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:38
Sample(adjusted): 1370:1 1384:4
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(INF(-1)) -0.708790 0.215748 -3.285263 0.0018
D(INF(-1),2) -0.328989 0.186167 -1.767168 0.0827
D(INF(-2),2) -0.160813 0.132547 -1.213251 0.2302
C 0.507207 1.471295 0.344735 0.7316
@TREND(1369:1) -0.018281 0.039090 -0.467649 0.6419
R-squared 0.532710 Mean dependent var -0.050000
Adjusted R-squared 0.498725 S.D. dependent var 7.237906
S.E. of regresSIron 5.124492 Akaike info criterion 6.185595
Sum squared reSIrd 1444.323 Schwarz criterion 6.360124
Log likelihood -180.5679 F-statistic 15.67499
Durbin-Watson stat 1.900923 Prob(F-statistic) 0.000000
بالطبع تفاضل مرتبه دوم نیز جوابگو خواهد بود.

الف-۱-۳- آزمون ریشه واحد برای نرخ تغییرات نقدینگی
الف-۱-۳-۱- در سطح بدون روند با عرض از مبداء – نتیجه: ریشه واحد با ۹۰ درصد اطمینان ردنمی شود.
ADF Test Statistic -2.688936 1% Critical Value* -3.5398
۵% Critical Value -2.9092
۱۰% Critical Value -2.5919
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(M2R)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:40
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
M2R(-1) -0.243623 0.090602 -2.688936 0.0094
D(M2R(-1)) -0.036432 0.133639 -0.272614 0.7861
D(M2R(-2)) 0.088326 0.129921 0.679844 0.4994
C 6.923569 2.500364 2.769024 0.0076
R-squared 0.136152 Mean dependent var 0.267213
Adjusted R-squared 0.090687 S.D. dependent var 3.681880
S.E. of regresSIron 3.510964 Akaike info criterion 5.412983
Sum squared reSIrd 702.6315 Schwarz criterion 5.551401
Log likelihood -161.0960 F-statistic 2.994621
Durbin-Watson stat 2.024249 Prob(F-statistic) 0.038184

الف-۱-۳-۲- در سطح – با روند- نتیجه: رد می شود.
ADF Test Statistic -2.667421 1% Critical Value* -4.1135
۵% Critical Value -3.4836
۱۰% Critical Value -3.1696
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(M2R)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:42
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
M2R(-1) -0.247015 0.092604 -2.667421 0.0100
D(M2R(-1)) -0.033515 0.135390 -0.247541 0.8054
D(M2R(-2)) 0.090869 0.131505 0.690999 0.4924
C 6.821296 2.562192 2.662290 0.0101
@TREND(1369:1) 0.005873 0.026134 0.224736 0.8230
R-squared 0.136931 Mean dependent var 0.267213
Adjusted R-squared 0.075283 S.D. dependent var 3.681880
S.E. of regresSIron 3.540577 Akaike info criterion 5.444869
Sum squared reSIrd 701.9984 Schwarz criterion 5.617891
Log likelihood -161.0685 F-statistic 2.221179
Durbin-Watson stat 2.026631 Prob(F-statistic) 0.078269
به منظور نتیجه گیری بهتر از تفاضل مرتبه اول استفاده می کنیم:

الف-۱-۳-۳- تفاضل مرتبه اول باروندو عرض از مبداء نتیجه: ریشه واحدبا ۹۵ درصد اطمینان ردنمی شود.
ADF Test Statistic -3.749014 1% Critical Value* -4.1162
۵% Critical Value -3.4849
۱۰% Critical Value -3.1703
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(M2R,2)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:43
Sample(adjusted): 1370:1 1384:4
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(M2R(-1)) -0.947694 0.252785 -3.749014 0.0004
D(M2R(-1),2) -0.217483 0.202288 -1.075120 0.2870
D(M2R(-2),2) -0.184069 0.132951 -1.384483 0.1718
C 0.116032 1.042408 0.111311 0.9118
@TREND(1369:1) 0.001966 0.027529 0.071411 0.9433
R-squared 0.602177 Mean dependent var -0.053333
Adjusted R-squared 0.573245 S.D. dependent var 5.640335
S.E. of regresSIron 3.684634 Akaike info criterion 5.525875
Sum squared reSIrd 746.7092 Schwarz criterion 5.700404
Log likelihood -160.7762 F-statistic 20.81313
Durbin-Watson stat 1.816753 Prob(F-statistic) 0.000000

الف-۱-۴- آزمون ریشه واحد برای تغییر در شاخص کل قیمتی بازار سهام
الف-۱-۴-۱ در سطح – بدون روند- نتیجه : ریشه واحد رد نمی شود:
ADF Test Statistic -3.598917 1% Critical Value* -3.5398
۵% Critical Value -2.9092
۱۰% Critical Value -2.5919
*MacKinnon critical values for rejection of hypotheSIrs of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(SIR)
Method: Least Squares
Date: 09/15/07 Time: 05:46
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable CoEFrficient Std. Error t-Statistic Prob.
SIR(-1) -0.641918 0.178364 -3.598917 0.0007
D(SIR(-1)) -0.000533 0.159365 -0.003343 0.9973
D(SIR(-2)) -0.024884 0.132993 -0.187110 0.8522
C 5.255380 2.726208 1.927725 0.0589
R-squared 0.322150 Mean dependent var -0.157377
Adjusted R-squared 0.286474 S.D. dependent var 20.57730
S.E. of regresSIron 17.38174 Akaike info criterion 8.612042
Sum squared reSIrd 17221.12 Schwarz criterion 8.750460
Log likelihood -258.6673 F-statistic 9.029814
Durbin-Watson stat 1.998542 Prob(F-statistic) 0.000055
اما تفاضل¬ها بی معنا هستند.

الف-۱-۴-۲-در در تفاضل گیری مرتبه اول و بدون روند و بدون عرض از مبداء(تفاضلها و روند بی معنا شدند) آزمون ریشه واحد در سطح ۹۹درصد معنادار است.(نتایج روش فیلیپس پرون و دیکی فولر یکسان هستند.)
PP Test Statistic -12.11952 1% Critical Value* -2.6006
۵% Critical Value -1.9458
۱۰% Critical Value -1.6186
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Lag truncation for Bartlett kernel: 3 ( Newey-West suggests: 3 )
Residual variance with no correction 375.3408
Residual variance with correction 211.5370
Phillips-Perron Test Equation
Dependent Variable: D(SIR,2)
Method: Least Squares
Date: 01/04/08 Time: 09:08
Sample(adjusted): 1369:4 1384:4
Included observations: 61 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(SIR(-1)) -1.314671 0.122663 -10.71770 0.0000
R-squared 0.656884 Mean dependent var -0.077049
Adjusted R-squared 0.656884 S.D. dependent var 33.34893
S.E. of regression 19.53450 Akaike info criterion 8.798498
Sum squared resid 22895.79 Schwarz criterion 8.833103
Log likelihood -267.3542 Durbin-Watson stat 2.176718

الف-۱-۵-آزمون ریشه واحد برای تغییرات نرخ ارز
الف-۱-۵-۱- بدون وقفه و تفاضل همراه عرض از مبداء و روند
ADF Test Statistic -4.317703 1% Critical Value* -4.1162
۵% Critical Value -3.4849
۱۰% Critical Value -3.1703
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(EFR)
Method: Least Squares
Date: 01/04/08 Time: 08:36
Sample(adjusted): 1370:1 1384:4
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
EFR(-1) -0.815178 0.188799 -4.317703 0.0001
D(EFR(-1)) 0.198678 0.147425 1.347654 0.1833
D(EFR(-2)) -0.078351 0.120621 -0.649563 0.5187
C 5.306738 2.329731 2.277833 0.0266
@TREND(1369:1) -0.065485 0.055295 -1.184272 0.2414
R-squared 0.400819 Mean dependent var -0.190500
Adjusted R-squared 0.357242 S.D. dependent var 8.996812
S.E. of regression 7.212939 Akaike info criterion 6.869285
Sum squared resid 2861.457 Schwarz criterion 7.043814
Log likelihood -201.0786 F-statistic 9.197998
Durbin-Watson stat 1.995329 Prob(F-statistic) 0.000009
نتیجه: ریشه واحد در سطح بدون نیاز به تفاضل گیری تایید می گردد هرچند تفاضلهای اول و دوم این متغیر به همراه روند بی معنا شده اما عرض از مبداء معنا دار است.
الف-۱-۵-۲-بدون وقفه و تفاضل همراه با روند و عرض از مبداء
ADF Test Statistic -4.145517 1% Critical Value* -3.5417
۵% Critical Value -2.9101
۱۰% Critical Value -2.5923
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(EFR)
Method: Least Squares
Date: 01/04/08 Time: 08:41
Sample(adjusted): 1370:1 1384:4
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
EFR(-1) -0.767114 0.185047 -4.145517 0.0001
D(EFR(-1)) 0.175864 0.146686 1.198920 0.2356
D(EFR(-2)) -0.085560 0.120900 -0.707694 0.4821
C 2.922926 1.177200 2.482948 0.0161
R-squared 0.385540 Mean dependent var -0.190500
Adjusted R-squared 0.352623 S.D. dependent var 8.996812
S.E. of regression 7.238814 Akaike info criterion 6.861132
Sum squared resid 2934.424 Schwarz criterion 7.000755
Log likelihood -201.8340 F-statistic 11.71232
Durbin-Watson stat 2.003028 Prob(F-statistic) 0.000005
در سایر موارد ریشه واحد معنادار نیست در این مورد نیز حضور روند در نرخ ارز مشاهده نمی شود.
الف-۱-۶- بهترین نتیجه پس از یکبار تفاضل گیری از متغیر نرخ ارز و بدون عرض از مبداء و روند بدست می آید:
ADF Test Statistic -9.354818 1% Critical Value* -2.6019
۵% Critical Value -1.9460
۱۰% Critical Value -1.6187
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(EFR,2)
Method: Least Squares
Date: 01/04/08 Time: 08:47
Sample(adjusted): 1370:2 1384:4
Included observations: 59 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(EFR(-1)) -2.315009 0.247467 -9.354818 0.0000
D(EFR(-1),2) 0.868081 0.172197 5.041194 0.0000
D(EFR(-2),2) 0.319034 0.109418 2.915739 0.0051
R-squared 0.738904 Mean dependent var -0.108644
Adjusted R-squared 0.729579 S.D. dependent var 14.10796
S.E. of regression 7.336430 Akaike info criterion 6.873091
Sum squared resid 3014.100 Schwarz criterion 6.978728
Log likelihood -199.7562 F-statistic 79.24007
Durbin-Watson stat 2.145198 Prob(F-statistic) 0.000000
جدول الف-۲- نتایج تست رتبه¬ی لایکلی¬هود
Sample: 1369:2 1384:4
Included observations: 57
Series: D(SIR) D(GDPR) D(M2R) D(INF) D(EFR)
Lags interval: 1 to 2
Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Rank or No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No. of CEs No Trend No Trend No Trend Trend Trend
Log Likelihood by Model and Rank
۰ -۹۰۷٫۷۸ -۹۰۷٫۷۸ -۹۰۷٫۵۹۹ -۹۰۷٫۵۹۹ -۹۰۷٫۲۰۱
۱ -۸۷۳٫۳۰۸ -۸۷۳٫۲۷۷ -۸۷۳٫۱۱۹ -۸۷۲٫۸۳۵ -۸۷۲٫۵۲۱
۲ -۸۵۴٫۴۵۵ -۸۵۴٫۲۵۷ -۸۵۴٫۱۹ -۸۵۳٫۵۷۶ -۸۵۳٫۴۶۶
۳ -۸۴۳٫۷۱۴ -۸۴۳٫۵۱۳ -۸۴۳٫۴۶۳ -۸۴۲٫۷۶۱ -۸۴۲٫۶۵۲
۴ -۸۳۴٫۷۲۲ -۸۳۴٫۲۸۶ -۸۳۴٫۲۶۵ -۸۳۳٫۵۱۶ -۸۳۳٫۴۹۲
۵ -۸۲۹٫۱۷۸ -۸۲۸٫۷۳۷ -۸۲۸٫۷۳۷ -۸۲۷٫۹۰۹ -۸۲۷٫۹۰۹
Akaike Information Criteria by Model and Rank
۰ ۳۵٫۳۶۰۷۱ ۳۵٫۳۶۰۷۱ ۳۵٫۵۲۹۷۸ ۳۵٫۵۲۹۷۸ ۳۵٫۶۹۱۲۶
۱ ۳۴٫۵۰۲۰۲ ۳۴٫۵۳۶۰۲ ۳۴٫۶۷۰۸۴ ۳۴٫۶۹۵۹۸ ۳۴٫۸۲۵۲۸
۲ ۳۴٫۱۹۱۳۹ ۳۴٫۲۵۴۶۴ ۳۴٫۳۵۷۵۵ ۳۴٫۴۰۶۱۶ ۳۴٫۵۰۷۵۹
۳ ۳۴٫۱۶۵۴۱ ۳۴٫۲۶۳۶۲ ۳۴٫۳۳۲۰۲ ۳۴٫۴۱۲۶۷ ۳۴٫۴۷۹۰۳
۴ ۳۴٫۲۰۰۷۵ ۳۴٫۳۲۵۸۲ ۳۴٫۳۶۰۱۸ ۳۴٫۴۷۴۲۵ ۳۴٫۵۰۸۵۱
۵ ۳۴٫۳۵۷۱۱ ۳۴٫۵۱۷۰۸ ۳۴٫۵۱۷۰۸ ۳۴٫۶۶۳۴۷ ۳۴٫۶۶۳۴۷
Schwarz Criteria by Model and Rank
۰ ۳۸٫۹۴۵۰۱ ۳۸٫۹۴۵۰۱ ۳۹٫۲۹۳۲۹ ۳۹٫۲۹۳۲۹ ۳۹٫۶۳۳۹۹
۱ ۳۸٫۴۴۴۷۵ ۳۸٫۵۱۴۵۹ ۳۸٫۷۹۲۷۸ ۳۸٫۸۵۳۷۶ ۳۹٫۱۲۶۴۴
۲ ۳۸٫۴۹۲۵۵ ۳۸٫۶۲۷۴۹ ۳۸٫۸۳۷۹۳ ۳۸٫۹۵۸۲۲ ۳۹٫۱۶۷۱۸
۳ ۳۸٫۸۲۵ ۳۹٫۰۳۰۷۴ ۳۹٫۱۷۰۸۳ ۳۹٫۳۵۹ ۳۹٫۴۹۷۰۵
۴ ۳۹٫۲۱۸۷۷ ۳۹٫۴۸۷۲۱ ۳۹٫۵۵۷۴۱ ۳۹٫۸۱۴۸۶ ۳۹٫۸۸۴۹۶
۵ ۳۹٫۷۳۳۵۶ ۴۰٫۰۷۲۷۴ ۴۰٫۰۷۲۷۴ ۴۰٫۳۹۸۳۵ ۴۰٫۳۹۸۳۵
L.R. Test: Rank = 5 Rank = 5 Rank = 5 Rank = 4 Rank = 5

پیوست ب
ب-۱- نتایج اجرای مدل از طریق تصحیح خطا – غیر خطی(درجه دوم)
Sample (adjusted): 1370Q2 1384Q4
Included observations: 59 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2 CointEq3 CointEq4
D(SIR(-1)) 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000
D(EFR(-1)) 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000
D(GDPR(-1)) 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000
D(M2R(-1)) 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000
D(INF(-1)) -0.360968 0.024343 0.025110 -0.070983
(۰٫۲۷۷۴۹) (۰٫۱۱۵۷۴) (۰٫۰۷۹۷۴) (۰٫۱۷۰۴۴)
[-۱٫۳۰۰۸۵] [ ۰٫۲۱۰۳۳] [ ۰٫۳۱۴۸۹] [-۰٫۴۱۶۴۸]
@TREND(69Q1) 0.018201 -0.006649 0.015793 -0.003053
C -0.596502 0.411709 -0.196693 -0.077776
Error Correction: D(SIR,2) D(EFR,2) D(GDPR,2) D(M2R,2) D(INF,2)
CointEq1 -1.880622 -0.026084 0.163993 -0.029471 0.087767
(۰٫۲۳۱۱۶) (۰٫۱۴۰۱۲) (۰٫۱۴۳۰۲) (۰٫۰۷۲۸۰) (۰٫۱۱۴۶۴)
[-۸٫۱۳۵۵۲] [-۰٫۱۸۶۱۵] [ ۱٫۱۴۶۶۵] [-۰٫۴۰۴۸۵] [ ۰٫۷۶۵۵۹]
CointEq2 0.037996 -2.330548 -0.623625 0.288251 -0.061906
(۰٫۵۱۹۶۴) (۰٫۳۱۴۹۹) (۰٫۳۲۱۵۰) (۰٫۱۶۳۶۴) (۰٫۲۵۷۷۰)
[ ۰٫۰۷۳۱۲] [-۷٫۳۹۸۸۸] [-۱٫۹۳۹۷۵] [ ۱٫۷۶۱۵۱] [-۰٫۲۴۰۲۲]
CointEq3 -0.121413 0.018696 -3.995905 -0.005213 0.055776
(۰٫۳۸۰۸۰) (۰٫۲۳۰۸۳) (۰٫۲۳۵۶۰) (۰٫۱۱۹۹۲) (۰٫۱۸۸۸۵)
[-۰٫۳۱۸۸۴] [ ۰٫۰۸۰۹۹] [-۱۶٫۹۶۰۶] [-۰٫۰۴۳۴۷] [ ۰٫۲۹۵۳۵]
CointEq4 -0.665769 -0.500552 0.371066 -1.009416 -0.116527
(۰٫۹۰۲۶۴) (۰٫۵۴۷۱۵) (۰٫۵۵۸۴۶) (۰٫۲۸۴۲۵) (۰٫۴۴۷۶۴)
[-۰٫۷۳۷۵۸] [-۰٫۹۱۴۸۴] [ ۰٫۶۶۴۴۵] [-۳٫۵۵۱۱۷] [-۰٫۲۶۰۳۱]
D(SIR(-1),2) 0.461469 0.023733 -0.06139 -0.005904 -0.054541
(۰٫۱۷۰۱۰) (۰٫۱۰۳۱۱) (۰٫۱۰۵۲۴) (۰٫۰۵۳۵۷) (۰٫۰۸۴۳۶)
[ ۲٫۷۱۲۹۰] [ ۰٫۲۳۰۱۸] [-۰٫۵۸۳۳۲] [-۰٫۱۱۰۲۱] [-۰٫۶۴۶۵۴]
D(SIR(-2),2) 0.133442 -0.04525 0.028314 -0.013738 -0.018225
(۰٫۰۹۷۹۰) (۰٫۰۵۹۳۴) (۰٫۰۶۰۵۷) (۰٫۰۳۰۸۳) (۰٫۰۴۸۵۵)
[ ۱٫۳۶۳۱۰] [-۰٫۷۶۲۵۴] [ ۰٫۴۶۷۴۸] [-۰٫۴۴۵۶۲] [-۰٫۳۷۵۴۰]
D(EFR(-1),2) 0.042287 0.840533 0.475158 -0.164307 0.036997
(۰٫۳۷۱۲۰) (۰٫۲۲۵۰۱) (۰٫۲۲۹۶۶) (۰٫۱۱۶۹۰) (۰٫۱۸۴۰۹)
[ ۰٫۱۱۳۹۲] [ ۳٫۷۳۵۵۰] [ ۲٫۰۶۸۹۴] [-۱٫۴۰۵۵۹] [ ۰٫۲۰۰۹۷]
D(EFR(-2),2) 0.037724 0.313952 0.165435 -0.048669 -0.016652
(۰٫۲۲۴۳۲) (۰٫۱۳۵۹۸) (۰٫۱۳۸۷۹) (۰٫۰۷۰۶۴) (۰٫۱۱۱۲۵)
[ ۰٫۱۶۸۱۷] [ ۲٫۳۰۸۸۹] [ ۱٫۱۹۲۰۱] [-۰٫۶۸۸۹۷] [-۰٫۱۴۹۶۹]
D(GDPR(-1),2) 0.166996 -0.000706 1.923920 0.007143 -0.054289
(۰٫۲۶۷۷۱) (۰٫۱۶۲۲۸) (۰٫۱۶۵۶۳) (۰٫۰۸۴۳۰) (۰٫۱۳۲۷۶)
[ ۰٫۶۲۳۷۹] [-۰٫۰۰۴۳۵] [ ۱۱٫۶۱۵۶] [ ۰٫۰۸۴۷۳] [-۰٫۴۰۸۹۱]
D(GDPR(-2),2) 0.009890 -0.00718 0.856904 0.012568 -0.05859
(۰٫۱۴۸۳۴) (۰٫۰۸۹۹۲) (۰٫۰۹۱۷۸) (۰٫۰۴۶۷۱) (۰٫۰۷۳۵۶)
[ ۰٫۰۶۶۶۷] [-۰٫۰۷۹۸۶] [ ۹٫۳۳۶۹۹] [ ۰٫۲۶۹۰۶] [-۰٫۷۹۶۴۶]
D(M2R(-1),2) 0.338374 0.802969 -0.153738 -0.22394 -0.08245
(۰٫۷۱۲۸۳) (۰٫۴۳۲۰۹) (۰٫۴۴۱۰۳) (۰٫۲۲۴۴۸) (۰٫۳۵۳۵۱)
[ ۰٫۴۷۴۶۹] [ ۱٫۸۵۸۳۲] [-۰٫۳۴۸۵۹] [-۰٫۹۹۷۶۱] [-۰٫۲۳۳۲۳]
D(M2R(-2),2) -0.065105 0.490632 -0.010375 -0.178575 0.023213
(۰٫۴۷۴۴۹) (۰٫۲۸۷۶۲) (۰٫۲۹۳۵۶) (۰٫۱۴۹۴۲) (۰٫۲۳۵۳۱)
[-۰٫۱۳۷۲۱] [ ۱٫۷۰۵۸۵] [-۰٫۰۳۵۳۴] [-۱٫۱۹۵۱۲] [ ۰٫۰۹۸۶۵]
D(INF(-1),2) -0.728075 -0.202233 0.015078 0.051985 -0.758696
(۰٫۲۹۸۸۶) (۰٫۱۸۱۱۶) (۰٫۱۸۴۹۱) (۰٫۰۹۴۱۲) (۰٫۱۴۸۲۱)
[-۲٫۴۳۶۱۴] [-۱٫۱۱۶۳۱] [ ۰٫۰۸۱۵۵] [ ۰٫۵۵۲۳۶] [-۵٫۱۱۸۹۲]
D(INF(-2),2) -0.228052 -0.364569 -0.037693 -0.039116 -0.3214
(۰٫۳۰۰۶۵) (۰٫۱۸۲۲۵) (۰٫۱۸۶۰۱) (۰٫۰۹۴۶۸) (۰٫۱۴۹۱۰)
[-۰٫۷۵۸۵۲] [-۲٫۰۰۰۴۱] [-۰٫۲۰۲۶۴] [-۰٫۴۱۳۱۵] [-۲٫۱۵۵۵۷]
C -8.334436 0.923451 -0.342049 -0.222066 -0.225622
(۳٫۶۱۵۵۵) (۲٫۱۹۱۶۳) (۲٫۲۳۶۹۳) (۱٫۱۳۸۵۷) (۱٫۷۹۳۰۴)
[-۲٫۳۰۵۱۷] [ ۰٫۴۲۱۳۵] [-۰٫۱۵۲۹۱] [-۰٫۱۹۵۰۴] [-۰٫۱۲۵۸۳]
@TREND(69Q1) 0.184717 -0.022644 0.054953 0.005330 0.003404
(۰٫۰۹۵۰۸) (۰٫۰۵۷۶۴) (۰٫۰۵۸۸۳) (۰٫۰۲۹۹۴) (۰٫۰۴۷۱۵)
[ ۱٫۹۴۲۶۸] [-۰٫۳۹۲۸۸] [ ۰٫۹۳۴۱۳] [ ۰٫۱۷۸۰۲] [ ۰٫۰۷۲۱۸]
R-squared 0.879925 0.795081 0.938016 0.654297 0.486441
Adj. R-squared 0.838039 0.723597 0.916393 0.533704 0.307293
Sum sq. resids 6438.063 2365.592 2464.397 638.4504 1583.384
S.E. equation 12.23611 7.417127 7.570440 3.853269 6.068186
F-statistic 21.00735 11.12257 43.38150 5.425627 2.715296
Log likelihood -222.1445 -192.6091 -193.8162 -153.9718 -180.7659
Akaike AIC 8.072695 7.071496 7.112415 5.761756 6.670032
Schwarz SC 8.636095 7.634896 7.675815 6.325156 7.233432
Mean dependent -2.044068 -0.108644 0.216949 0.038983 -0.00339
S.D. dependent 30.40449 14.10796 26.18183 5.642848 7.290948
Determinant resid covariance (dof adj.) 1.71E+08
Determinant resid covariance 35247334
Log likelihood -931.2349
Akaike information criterion 34.95712
Schwarz criterion 38.47837

ب-۲- استنتاج ضرایب مدل خودرگرسیون برداری از مدل تصحیح خطای برآورد شده با توجه به الگوی درجه دوم
Estimation Proc:
===============================
EC(E,4) 1 2 D(SIR) D(EFR) D(GDPR) D(M2R) D(INF)

VAR Model:
===============================
D(SIR,2) = A(1,1)(B(1,1)D(SIR(-1)) + B(1,2)D(EFR(-1)) + B(1,3)D(GDPR(-1)) + B(1,4)D(M2R(-1)) + B(1,5)D(INF(-1)) + B(1,6)DUM + B(1,7)) + A(1,2)(B(2,1)D(SIR(-1)) + B(2,2)D(EFR(-1)) + B(2,3)D(GDPR(-1)) + B(2,4)D(M2R(-1)) + B(2,5)D(INF(-1)) + B(2,6)DUM + B(2,7)) + A(1,3)(B(3,1)D(SIR(-1)) + B(3,2)D(EFR(-1)) + B(3,3)D(GDPR(-1)) + B(3,4)D(M2R(-1)) + B(3,5)D(INF(-1)) + B(3,6)DUM + B(3,7)) + A(1,4)(B(4,1)D(SIR(-1)) + B(4,2)D(EFR(-1)) + B(4,3)D(GDPR(-1)) + B(4,4)D(M2R(-1)) + B(4,5)D(INF(-1)) + B(4,6)DUM + B(4,7)) + C(1,1)D(SIR(-1),2) + C(1,2)D(SIR(-2),2) + C(1,3)D(EFR(-1),2) + C(1,4)D(EFR(-2),2) + C(1,5)D(GDPR(-1),2) + C(1,6)D(GDPR(-2),2) + C(1,7)D(M2R(-1),2) + C(1,8)D(M2R(-2),2) + C(1,9)D(INF(-1),2) + C(1,10)D(INF(-2),2) + C(1,11) + C(1,12)DUM

D(EFR,2) = A(2,1)(B(1,1)D(SIR(-1)) + B(1,2)D(EFR(-1)) + B(1,3)D(GDPR(-1)) + B(1,4)D(M2R(-1)) + B(1,5)D(INF(-1)) + B(1,6)DUM + B(1,7)) + A(2,2)(B(2,1)D(SIR(-1)) + B(2,2)D(EFR(-1)) + B(2,3)D(GDPR(-1)) + B(2,4)D(M2R(-1)) + B(2,5)D(INF(-1)) + B(2,6)DUM + B(2,7)) + A(2,3)(B(3,1)D(SIR(-1)) + B(3,2)D(EFR(-1)) + B(3,3)D(GDPR(-1)) + B(3,4)D(M2R(-1)) + B(3,5)D(INF(-1)) + B(3,6)DUM + B(3,7)) + A(2,4)(B(4,1)D(SIR(-1)) + B(4,2)D(EFR(-1)) + B(4,3)D(GDPR(-1)) + B(4,4)D(M2R(-1)) + B(4,5)D(INF(-1)) + B(4,6)DUM + B(4,7)) + C(2,1)D(SIR(-1),2) + C(2,2)D(SIR(-2),2) + C(2,3)D(EFR(-1),2) + C(2,4)D(EFR(-2),2) + C(2,5)D(GDPR(-1),2) + C(2,6)D(GDPR(-2),2) + C(2,7)D(M2R(-1),2) + C(2,8)D(M2R(-2),2) + C(2,9)D(INF(-1),2) + C(2,10)D(INF(-2),2) + C(2,11) + C(2,12)DUM

D(GDPR,2) = A(3,1)(B(1,1)D(SIR(-1)) + B(1,2)D(EFR(-1)) + B(1,3)D(GDPR(-1)) + B(1,4)D(M2R(-1)) + B(1,5)D(INF(-1)) + B(1,6)DUM + B(1,7)) + A(3,2)(B(2,1)D(SIR(-1)) + B(2,2)D(EFR(-1)) + B(2,3)D(GDPR(-1)) + B(2,4)D(M2R(-1)) + B(2,5)D(INF(-1)) + B(2,6)DUM + B(2,7)) + A(3,3)(B(3,1)D(SIR(-1)) + B(3,2)D(EFR(-1)) + B(3,3)D(GDPR(-1)) + B(3,4)D(M2R(-1)) + B(3,5)D(INF(-1)) + B(3,6)DUM + B(3,7)) + A(3,4)(B(4,1)D(SIR(-1)) + B(4,2)D(EFR(-1)) + B(4,3)D(GDPR(-1)) + B(4,4)D(M2R(-1)) + B(4,5)D(INF(-1)) + B(4,6)DUM + B(4,7)) + C(3,1)D(SIR(-1),2) + C(3,2)D(SIR(-2),2) + C(3,3)D(EFR(-1),2) + C(3,4)D(EFR(-2),2) + C(3,5)D(GDPR(-1),2) + C(3,6)D(GDPR(-2),2) + C(3,7)D(M2R(-1),2) + C(3,8)D(M2R(-2),2) + C(3,9)D(INF(-1),2) + C(3,10)D(INF(-2),2) + C(3,11) + C(3,12)DUM

D(M2R,2) = A(4,1)(B(1,1)D(SIR(-1)) + B(1,2)D(EFR(-1)) + B(1,3)D(GDPR(-1)) + B(1,4)D(M2R(-1)) + B(1,5)D(INF(-1)) + B(1,6)DUM + B(1,7)) + A(4,2)(B(2,1)D(SIR(-1)) + B(2,2)D(EFR(-1)) + B(2,3)D(GDPR(-1)) + B(2,4)D(M2R(-1)) + B(2,5)D(INF(-1)) + B(2,6)DUM + B(2,7)) + A(4,3)(B(3,1)D(SIR(-1)) + B(3,2)D(EFR(-1)) + B(3,3)D(GDPR(-1)) + B(3,4)D(M2R(-1)) + B(3,5)D(INF(-1)) + B(3,6)DUM + B(3,7)) + A(4,4)(B(4,1)D(SIR(-1)) + B(4,2)D(EFR(-1)) + B(4,3)D(GDPR(-1)) + B(4,4)D(M2R(-1)) + B(4,5)D(INF(-1)) + B(4,6)DUM + B(4,7)) + C(4,1)D(SIR(-1),2) + C(4,2)D(SIR(-2),2) + C(4,3)D(EFR(-1),2) + C(4,4)D(EFR(-2),2) + C(4,5)D(GDPR(-1),2) + C(4,6)D(GDPR(-2),2) + C(4,7)D(M2R(-1),2) + C(4,8)D(M2R(-2),2) + C(4,9)D(INF(-1),2) + C(4,10)D(INF(-2),2) + C(4,11) + C(4,12)DUM

D(INF,2) = A(5,1)(B(1,1)D(SIR(-1)) + B(1,2)D(EFR(-1)) + B(1,3)D(GDPR(-1)) + B(1,4)D(M2R(-1)) + B(1,5)D(INF(-1)) + B(1,6)DUM + B(1,7)) + A(5,2)(B(2,1)D(SIR(-1)) + B(2,2)D(EFR(-1)) + B(2,3)D(GDPR(-1)) + B(2,4)D(M2R(-1)) + B(2,5)D(INF(-1)) + B(2,6)DUM + B(2,7)) + A(5,3)(B(3,1)D(SIR(-1)) + B(3,2)D(EFR(-1)) + B(3,3)D(GDPR(-1)) + B(3,4)D(M2R(-1)) + B(3,5)D(INF(-1)) + B(3,6)DUM + B(3,7)) + A(5,4)(B(4,1)D(SIR(-1)) + B(4,2)D(EFR(-1)) + B(4,3)D(GDPR(-1)) + B(4,4)D(M2R(-1)) + B(4,5)D(INF(-1)) + B(4,6)DUM + B(4,7)) + C(5,1)D(SIR(-1),2) + C(5,2)D(SIR(-2),2) + C(5,3)D(EFR(-1),2) + C(5,4)D(EFR(-2),2) + C(5,5)D(GDPR(-1),2) + C(5,6)D(GDPR(-2),2) + C(5,7)D(M2R(-1),2) + C(5,8)D(M2R(-2),2) + C(5,9)D(INF(-1),2) + C(5,10)D(INF(-2),2) + C(5,11) + C(5,12)DUM

VAR Model – Substituted Coefficients:
===============================
D(SIR,2) = – 1.88( D(SIR(-1)) – 0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) + 0.037( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41 ) – 0.121( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.19 ) – 0.66( D(M2R(-1)) – 0.07D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.077 ) + 0.46D(SIR(-1),2) + 0.133D(SIR(-2),2) + 0.042D(EFR(-1),2) + 0.037D(EFR(-2),2) + 0.16D(GDPR(-1),2) + 0.0098D(GDPR(-2),2) + 0.33D(M2R(-1),2) – 0.065D(M2R(-2),2) – 0.72D(INF(-1),2) – 0.22D(INF(-2),2) – 8.33 + 0.18DUM

D(EFR,2) = – 0.026( D(SIR(-1)) – 0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) – 2.33( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41 ) + 0.018( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.19 ) – 0.5( D(M2R(-1)) – 0.07D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.07) + 0.023D(SIR(-1),2) – 0.045D(SIR(-2),2) + 0.84D(EFR(-1),2) + 0.31D(EFR(-2),2) – 0.0007D(GDPR(-1),2) – 0.007D(GDPR(-2),2) + 0.802D(M2R(-1),2) + 0.49D(M2R(-2),2) – 0.202D(INF(-1),2) – 0.364D(INF(-2),2) + 0.923 – 0.022DUM

D(GDPR,2) = 0.16( D(SIR(-1)) – 0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) – 0.62( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41) – 3.9( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.19 ) + 0.37( D(M2R(-1)) – 0.07D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.078 ) – 0.061D(SIR(-1),2) + 0.028D(SIR(-2),2) + 0.475D(EFR(-1),2) + 0.165D(EFR(-2),2) + 1.92D(GDPR(-1),2) + 0.85D(GDPR(-2),2) – 0.153D(M2R(-1),2) – 0.010D(M2R(-2),2) + 0.015D(INF(-1),2) – 0.037D(INF(-2),2) – 0.34 + 0.054DUM

D(M2R,2) = – 0.029( D(SIR(-1)) – 0.36D(INF(-1)) + 0.01DUM – 0.59 ) + 0.28( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.41 ) – 0.005( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.196 ) – 1.009( D(M2R(-1)) – 0.0709D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.07 ) – 0.0059D(SIR(-1),2) – 0.01D(SIR(-2),2) – 0.164D(EFR(-1),2) – 0.048D(EFR(-2),2) + 0.007D(GDPR(-1),2) + 0.012D(GDPR(-2),2) – 0.22D(M2R(-1),2) – 0.17D(M2R(-2),2) + 0.051D(INF(-1),2) – 0.03D(INF(-2),2) – 0.22 + 0.005DUM

D(INF,2) = 0.087( D(SIR(-1)) – 0.36D(INF(-1)) + 0.018DUM – 0.59 ) – 0.061( D(EFR(-1)) + 0.024D(INF(-1)) – 0.006DUM + 0.411 ) + 0.055( D(GDPR(-1)) + 0.025D(INF(-1)) + 0.015DUM – 0.196 ) – 0.116( D(M2R(-1)) – 0.0709D(INF(-1)) – 0.003DUM – 0.077 ) – 0.054D(SIR(-1),2) – 0.018D(SIR(-2),2) + 0.036D(EFR(-1),2) – 0.016D(EFR(-2),2) – 0.054D(GDPR(-1),2) – 0.058D(GDPR(-2),2) – 0.082D(M2R(-1),2) + 0.023D(M2R(-2),2) – 0.758D(INF(-1),2) – 0.32D(INF(-2),2) – 0.225 + 0.003DUM
ج-۱- مدل خودرگرسیون وقفه توزیعی
الگوی ابتدایی شامل کلیه متغیرها و دارای عرض از مبداء و روند بوده و نتایج اولیه به شرح زیر است:

AutoregresSIve Distributed Lag Estimates
ARDL(1,0,0,0,0) selected based on Schwarz BayeSIran Criterion
Dependent variable is SIR
observations used for estimation from 1370Q2 to 1384Q4 59
Regressor CoEFrficient Standard Error T-Ratio[Prob]
SIR(-1) .34805 .065686 5.2987[.000]]
GDPR .094417 .11617 .81274[.420]
M2R -.20789 .23217 -.89542[.375]
INF .54115 .13787 3.9251[.000]
EFR .057368 .15580 .36822[.714]
INPT -9.9831 6.7243 -1.4846[.144]]
TREND .21748 .083871 2.5930[.012]
R-Squared .51805 R-Bar-Squared .46244
S.E. of RegresSIron 8.6487 F-stat. F( 6, 52) 9.3157[.000]
Mean of Dependent Variable 6.6169 S.D. of Dependent Variable 11.7960
ReSIrdual Sum of Squares 3889.6 Equation Log-likelihood -207.2786
Akaike Info. Criterion -214.2786 Schwarz BayeSIran Criterion -221.5500
DW-statistic 1.8771 Durbin’s h-statistic .54687[.584
Diagnostic Tests
*Test Statistics * LM VerSIron * F VerSIron *
A:Serial Correlation*CHSQ( 4)= 4.3900[.356]*F( 4, 48)= .96467[.436*]]*
]* B:Functional Form *CHSQ( 1)= .24985[.617]*F( 1, 51)= .21689[.643]*
]* C:Normality *CHSQ( 2)= 7.4330[.024]* Not applicable*
]* D:Heteroscedasticity*CHSQ( 1)= .055981[.813]*F( 1, 57)= .054135[.817*
A:Lagrange multiplier test of reSIrdual serial correlation
s B:Ramsey’s RESET test uSIrng the square of the fitted value
C:Based on a test of skewness and kurtoSIrs of reSIrduals
D:Based on the regresSIron of squared reSIrduals on squared fitted value
Abstract

With No doubt the efficiency of a financial system as a subset of a country’s economic system and the interaction with other components can have significant impact on economic efficiency.
Although the capital market as a subset of the financial system has a privileged position and Impact of macroeconomic factors on the capital market is subject to careful planning and avoidance of inappropriate policies.
The aim of this research is to answer a general question “could we use Tehran Stock Exchange price index as a leading economic indicator in connection with macroeconomic variables.
The statistical population includes a period of 16 years from 1369 till 1384 using macroeconomic quarterly data for variables GDP – exchange rate – liquidity and the rate of inflation published by the Central Bank of Iran and the Statistical Center of Iran and for the stock price index using data from Tehran Stock Exchange.
To test the first hypothesis, the relationship between stock price index of Tehran Stock Exchange and four Macroeconomic variables, Multivariate Cointegration Johansen Test has been used.
Moreover, in order to test the second hypothesis the Probability of maximum likelihood estimation (MLE) and Granger causality have been used. To compare results from different methods in this paper, research assumptions by Distributed lag model or ARDL (Auto Regression Distributed Lag) also Simple linear, is estimated.
These events relying on econometric software EViews will apply.
Results of studies carried out indicate that the highest and best relationship between inflation and stock market price index exists, and the relationship between the price index with its previous interrupt was confirmed.
The relationship between GDP and the volume of liquidity and exchange rate with dependent variable were not shown.
All results are consistent with results taking Vector Auto Regression (VAR) pattern.
Islamic Azad University
Tehran Central Branch
Faculty of Economy & AccountancyDepartment of Economics

M.A Thesis
On Economy Sciences

Subject
Study Interaction between Macroeconomic Variables and Stock Price Index (1380-1385)
Thesis Advisor
Bijan Baseri Ph.D
Consulting Advisor
Gholareza Eslami Bidgoli Ph.D

By
Firoozeh Akhbari

Winter 2008