تاثیر نوسانات بازار سهام بر عملکرد شرکتها- قسمت ۱۳

داده ها عبارت بودند از حجم معاملات و شاخص های قیمت وزنی برای هر دقیقه یک بار در معاملات طول روز و دوره بررسی از ۱ سپتامبر ۱۹۸۹ تا ۱۹۹۳ بود که با حذف روزهای شنبه از مشاهدات (چون ساعت کاری در این روز از ۹ صبح تا ۱۱ صبح می باشد و در روزهای معمولی از ۹ صبح تا ۱۲ ظهر) در مجموع ۹۷۱ روز معاملاتی وجود دارد و در هر روز ۳۶ داده حجم معاملات و ۳۷ داده بازدهی.
در این مطالعه دو مدل زیر طبق مدل لامورکس و لاستراپس برای شاخص بورس تایوان و سپس برای ۱۷ سهم از این بازار ارائه شد.
مدل اول:
R= µ t-1 + ɛt
ɛ| ( ɛt-1 , ɛt-2 , … ) ˷ N (0 ,ht)
h= ɑ۰ + ɑ۱ (L) ɛ۲t-1 + ɑ۲ (L) ht-1
مدل دوم:
R= µ t-1 + ɛt
ɛ| (v, ɛt-1 , ɛt-2 , … ) ˷ N (0 ,ht)
h= ɑ۰ + ɑ۱ (L) ɛ۲t-1 + ɑ۲ (L) ht-1 + ɑ۳ vt
نتیجه این بود که برای ۳۶ دوره زمانی در طول روز ۲ɑ+۱ɑ در مدل شماره دو نسبت به مدل شماره یک کاهش پیدا نکرد و به عبارت دیگر درجه دیرپایی هنگامی که حجم معاملات به عنوان متغیر جایگزین وارد می شد کاهش پیدا نکرد.در مورد ۱۷ سهم مورد بررسی نیز برای ۹ سهم اینگونه بود و از ۸ تای بقیه فقط یک مورد ۲ɑ+۱ɑ کمتر از یک دهم گزارش شد.
نتایج این پزوهش فرضیه ترکیب توزیع ها را تایید نکرده اند و مولفان این موضوع ها را به صورت زیر تفسیر نمودند :
اکثر فعالان بازار سهامداران کوتاه مدت هستند.
دامنه نوسان در بازار سهام تایوان موجود می باشد.
علاوه بر دلایل بالا تاریخ تایوان درگیر بی ثباتی های سیاسی و اقتصادی زیادی بوده است.
۲-۲-۱-۱-۷ چن ˓ میکاییل فیرث و الیور روی [۱۰۱](۲۰۰۱)
در این مطالعه روابط پویا بین بازدهی˓ حجم معاملات و نوسانات شاخص های سهام آزمون شده است.
افزون بر آن در این مطالعه از شاخص های سهام نه بازار ملی برای دوره ۱۹۷۳ تا ۲۰۰۰ شامل آمریکا˓ زاپن˓ انگلستان˓ فرانسه˓ کانادا˓ ایتالیا˓ سوئیس˓ هلند و هنگ کنگ استفاده شده است.
روش پژوهش در این مطالعه بدین شکل بود که ابتدا جهت روند زدایی از حجم معاملات از رگرسیون زیر استفاده شد.
(۲-۱۱)
V= a + ß۱ t + ß۲ t+ et
نتایج این رگرسیون نشان داد که ß۱ و ß۲ هر دو معنی دار هستند و لذا در این مطالعه از حجم معاملات تعدیل شده برای همه بازارهای مورد مطالعه استفاده شده است.
جهت آزمون پایایی برای حجم معاملات (روند زدایی شده) و بازده آزمون دیکی – فولر [۱۰۲]تعمیم یافته استفاده شده است و در نهایت نتیجه گرفته شد که این متغیرها پایا می باشند.
جهت بررسی روابط همزمان پس از انجام آزمونهای لازم جهت بررسی صحت داده ها موارد زیر آزمون شده است:
بررسی رابطه حجم معاملات و تغییرات قیمت سهام بر اساس فرمول صفحه بعد:
(۲-۱۲)
Rt= a + b R+ ut
V= a + b |Rt| + ut
V : متغیر وابسته حجم روند زدایی شده
R : متغیر مستقل˓ لگاریتم طبیعی قیمتهای نسبی و قدر مطلق
نتیجه : ضرایب برای زاپن˓ سوئیس˓ هلند و هنگ کنگ در سطح معنی داری ۱ درصد و برای فرانسه در سطح ۵ درصد بوده است و ضرایب کشورهای آمریکا˓ انگلیس˓ کانادا و ایتالیا بی معنی شدند.
در این مطالعه به منظور بررسی اینکه آیا حجم معاملات بر بازده مقدم است یا بر عکس (بررسی روابط علی) از روابط علیتی گرنجر (۱۹۶۹) استفاده شد. بدین منظور از روابط خود رگرسیونی دوگانه زیر جهت آزمون علیت بین دو متغیر حجم معاملات و بازده سهام استفاده شده است:
(۲-۱۳)
V۰ + Ʃ ɑVt-i +Ʃ ßRt-j
R= ɑ۰ + Ʃ γRt-1 + Ʃ ᵹVt-j
بر مبنای این روابط اگر jß معنی دار باشند می توان گفت که R عامل V‌ است.در صورتی که i معنی دار باشند گفته می شود حجم معاملات عامل بازدهی است و اگر ß و ᵹ هر دو صفر نباشند یک رابطه با خوردی بین حجم معاملات و بازدهی وجود دارد.
نتیجه پژوهش این بود که بازدهی عامل حجم معاملات است.

برای دانلود متن کامل این فایل به سایت torsa.ir مراجعه نمایید.