نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار،گروه مدیریت بازرگانی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اداری، دانشگاه سمنان، سمنان، ایران
2 دانشجوی دکتری رشته مالی- مهندسی مالی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اداری، دانشگاه سمنان، سمنان، ایران
چکیده
نرخ ارز به عنوان یک متغیر بنیادی در کنار سایر متغیرهای اقتصادی بر بازده سهام تاثیرگذار است. از این رو، در پژوهش حاضر به بررسی اثرات نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو از طریق مدلهای خطی و غیرخطی طی سالهای 1384 تا 1400 پرداخته شده است. در این پژوهش ابتدا نوسانات نرخ ارز با استفاده از مدل GARCH مدلسازی شد. سپس با استفاده از الگوی خطی خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL) و الگوی غیرخطی خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (NARDL) اثرات متقارن و نامتقارن نرخ ارز و نوسانات آن به همراه متغیرهای کنترلی مربوط به اقتصاد کلان شامل شاخص قیمت مصرف‌کننده بهداشت و درمان و قیمت نفت و متغیرهای کنترلی خاص صنعت دارو شامل نسبت بازده داراییها، نسبت گردش داراییها و نسبت بدهی به همراه متغیر مجازی کرونا بر بازده سهام صنعت دارو مورد بررسی قرار گرفت. نتایج مطالعه نشان داد که در کوتاهمدت و بلندمدت آثار نرخ ارز بر بازده سهام صنعت دارو بیشتر از نوسانات نرخ ارز است. همچنین شوکهای منفی قیمت ارز و نوسانات نرخ ارز با بازده سهام صنعت دارو، رابطه منفی و شوکهای مثبت نرخ ارز و نوسانات آن، اثر مثبتی بر بازده سهام صنعت دارو دارند. بر اساس نتایج پژوهش، شوکهای مثبت و منفی نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو، اثر نامتقارن دارد . علاوه بر این، نتایج حاکی از آن است که متغیرهای کنترلی مورد استفاده در این پژوهش و متغیر کرونا اثرات معناداری در مدلهای خطی و غیرخطی بر بازده سهام صنعت دارو دارند.
کلیدواژه‌ها
موضوعات
- مقدمه
داروسازی به عنوان یک صنعت استراتژیک نقش در خور توجهی در رشد اقتصادی کشور و ارتقای سطح سلامت جامعه میتواند داشته باشد. صنعت دارو بعد از صنعت نفت و مشتقات نفتی، دومین صنعت سودآور در جهان محسوب میشود (یوسفی بابادی و همکاران، 1398). صنعت داروسازی ایران طی سالهای اخیر و حتی در شرایط تحریم
به دلیل استفاده از متخصصان مجرب پیشرفت‌های قابل توجهی را تجربه کرده و توانسته ایران را جزو کشورهای مطرح داروسازی قرار دهد. وابستگی شدید این صنعت به واردات مواد اولیه و ماشین‌آلات مورد نیاز در فرآیند تولید، بزرگ‌ترین تهدید صنعت دارو
در ایران به حساب میآید؛ به گونه ای که تقریبا 60 درصد مواد اولیه مورد نیاز این صنعت از طریق واردات تامین میشود. دادههای گمرک جمهوری اسلامی ایران در سال 1400 نیز نشان میدهد که سهم صادرات دارو 2/0 درصد از کل صادارت کشور و سهم واردات آن از کل واردات کشور حدود 4 درصد است. بدیهی است که سرمایهگذاری بیشتر
در این بخش از طریق انتشار و فروش سهام در بازار سرمایه، میتواند به بهبود تراز
واردات- صادرات کمک کند. بازده سرمایهگذاری در اوراق بهادار همانند سرمایهگذاری در بخشهای دیگر تحت تاثیر متغیرهای مختلف اقتصادی از جمله نوسانات نرخ ارز است؛ به این معنی که نوسانات نرخ ارز بر سودآوری و به تبع آن بر بازده صنایع مختلف بالاخص صنایعی که وابستگی ارزی بیشتری دارند، تاثیرگذار است. به دلیل وابستگی ارزی بالای صنعت دارو در ایران میتوان نوسانات در قیمت ارز را به عنوان یک متغیر تعیین‌کننده
در سودآوری و بازده سهام شرکتهای فعال در این صنعت دانست.
در خصوص چگونگی اثرگذاری نوسانات نرخ ارز بر بازده سهام شرکتهای داروسازی در بورس اوراق بهادار تهران، نظرات و دیدگاههای متفاوتی وجود دارد؛
به صورتی‌که برخی از پژوهشهای صورت‌گرفته، این اثر را مثبت ارزیابی تشخیص داده‌اند (پدرام،1391؛ ادیبپور، 1395 و برخورداری و همکاران،1396) و برخی پژوهشها این اثر را منفی ارزیابی کردهاند (کریمزاده، 1385؛ جعفری صمیمی و همکاران، 1393 و محمدی، 1394) و برخی دیگر این ارتباط را خنثی دانسته‌اند (ابونوری، 1391؛ وکیلیفرد و علیفری، 1394 و نجفی و رحیمزاده،1394).
با توجه به اینکه در خصوص چگونگی تاثیرگذاری نوسانات نرخ ارز بر بازده سهام و به طور خاص سهام شرکتهای داروسازی در بورس اوراق بهادار تهران اتفاق نظر وجود ندارد؛ از این رو، ضروری به نظر میرسد که این پدیده با دو رویکرد اقتصاد سنجی خطی و غیرخطی روی سهام شرکتهای داروسازی مورد مطالعه و بررسی قرار گیرد. بنابراین، در این پژوهش پس از بررسی تاثیر نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام در صنعت داروسازی با الگوی خطی خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL)[1] و الگوی غیرخطی خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی(NARDL)[2] نتایج حاصل از به‌کارگیری این مدلها مورد مقایسه و تحلیل قرار میگیرند.
سازماندهی مقاله حاضر در ادامه به این صورت است که پیشینه پژوهش در دو بخش نظری و تجربی مورد بررسی قرار میگیرند. سپس روش‌شناسی پژوهش شامل تصریح مدل، معرفی دادهها و استخراج متغیرها و نحوه آزمون فرضیهها ارائه میشود. بخش بعدی مقاله به تخمین مدل و ارائه نتایج اختصاص دارد. بخش آخر مقاله نیز به نتیجهگیری و ارائه پیشنهادات کاربردی و پیشنهاد به محققان آتی اختصاص دارد.
- پیشینه پژوهش
2-1. پیشینه نظری
در خصوص نوسانات نرخ ارز و تاثیر آن بر بازده سهام، طی دهه‌های اخیر پژوهشها و مطالعات متعددی صورت گرفته است. در غالب پژوهشها، پدیده مورد اشاره با دو رویکرد سنتی و رویکرد تعادل پرتفوی مورد بررسی قرار گرفته است. در رویکرد سنتی فرض بر این است که نرخ ارز از طریق تجارت بین‌المللی بر قیمت سهام شرکتها تاثیر میگذارد. در این رویکرد همچنین اعتقاد بر این است که تغییرات در نرخ ارز بر هزینههای واردات و صادرات شرکتهای داخلی تاثیر میگذارد و بسته به جهت تغییرات آن، تاثیر مثبت یا منفی بر قیمت سهام شرکتها میگذارد (Saman, 2015).
رویکرد دوم که به رویکرد تعادل پرتفوی معروف است، توسط برانسون[3] در سالهای (1980، 1981و1983) ارائه شد. در این رویکرد، فرض بر این است که بازارهای مالی با ایجاد تقاضا برای یک دارایی در یک سطح معین از عرضه سهام، نرخ ارز را تعیین میکنند. به عبارت دیگر، در این رویکرد فرض میشود که پول، اوراق قرضه داخلی و اوراق قرضه خارجی، سه دارایی از داراییهای تشکیل‌دهنده پرتفوی سرمایهگذاران در یک اقتصاد هستند و تغییر در قیمت هر یک از این سه دارایی، سرمایه‌گذار را ملزم به ایجاد تعادل مجدد در پرتفولیوی خود میکند. بدیهی است که فرآیند تعدیل در پرتفولیو از طریق تغییرات تقاضا برای داراییها بر نرخ ارز تاثیر میگذارد (Tari & Gozen, 2018).
به این معنا که افزایش قیمت سهام منجر به افزایش ثروت سرمایهگذاران و در نتیجه افزایش تقاضا برای پول ملی و افزایش نرخ بهره در بازار میشود. با افزایش نرخ بهره در بازار داخلی، سرمایهگذاری در دارایی آن کشور برای سرمایهگذاران خارجی جذابتر شده و این موضوع باعث افزایش ارزش پول داخلی میشود (Mollick & Sakaki, 2019).
نوسانات نرخ ارز به عنوان یک متغیر اقتصادی در کنار دیگر متغیرهای بنیادی دیگر میتواند بر قیمت سهام و اوراق بهادار تاثیر داشته باشد. بدیهی است که هر چه وابستگی ارزی درآمدهای یک صنعت به نوسانات نرخ ارز بیشتر باشد، قیمت سهام فعال درآن صنعت نیز تاثیرپذیری بیشتری از نوسانات نرخ ارز خواهند داشت و برعکس.
یکی از صنایع مهم و استراتژیک در فرآیند توسعه -که تاثیرپذیری بالایی از نوسانات نرخ ارز دارد- صنعت داروسازی است (حیدری و همکاران، 1397). طبق آخرین اطلاعات مرکز آمار ایران، صنعت داروسازی در مقایسه با صنایع دیگر بیشترین نیاز به خرید مواد اولیه خارجی را دارد؛ به گونه ای که تقریبا بیش از 15 درصد از هزینه تمام شده تولید در این صنعت به مواد اولیه خارجی اختصاص دارد. بدیهی است که این میزان وابستگی به مواد اولیه خارجی میتواند تاثیرپذیری بازده شرکتهای دارویی از نوسانات نرخ ارز را افزایش دهد. ویژگیهای ساختار سرمایه شرکتهای دارویی نیز در تعیین میزان بازدهی آنها نقش بسزایی دارد؛ مشخصه اصلی شرکتهای داروسازی، داشتن هزینههای سرمایه‌ای بالا به منظور تحقیق و توسعه (R&D)[4] و وجود فاصله زمانی طولانیمدت بین تحقیقات اولیه و عرضه محصول به بازار است. از این رو، هنگامیکه محصولات جدیدی در بازار عرضه میشود شرکتهایی دارویی باید تعیین کنند که چه قیمتی را باید برای محصولات جدید در نظر بگیرند تا در کمترین زمان ممکن از محل سرمایهگذاری خود، سود کسب کنند. بنابراین، با توجه به میزان بالای سطوح هزینههای تحقیق و توسعه در شرکتهای دارویی، معمولا این شرکتها دارای سطوح بالای بدهی هستند. بنابراین، نسبتهای مالی کلیدی برای ارزیابی شرکتهای داروسازی نسبتهای مربوط به توانایی شرکت در مدیریت سطوح بالای بدهی، سودآوری و ایجاد بهره‌وری از داراییهای شرکت است که در این خصوص میتوان از نسبتهای مالی بازده داراییها، گردش داراییها و نسبت بدهی استفاده کرد (Indrianti & Rolanda, 2023).
از دیگر متغیرهای اقتصادی اثرگذار بر بازده سهام و اوراق بهادار قیمت نفت است.
نفت خام به عنوان یک نهاده مهم در تولید محصولات دارویی و به طور خاص در محصولات آرایشی و بهداشتی به حساب آمده و این شرکتها هم به صورت مستقیم و هم به صورت غیرمستقیم از نفت در فرآیند تولید خود بهره میگیرند. ترکیباتی مانند زایلن، تولوئن،
اسید سولفوریک، استون، انیدریدها، جوش شیرین و... که از پالایش نفت خام به دست میآیند از مواد اولیه پر کاربرد در تولید انواع داروها و محصولات آرایشی و بهداشتی هستند. با توجه به اینکه بخشی از نهاده‌های صنعت داروسازی را نفت خام تشکیل میدهد؛ تغییرات قیمت جهانی این محصول میتواند بر بهای تمام شده و نیز سودآوری این صنعت تاثیر داشته و در نهایت قیمت بازار سهام آنها را تحت تاثیر قرار دهد (Basu & Chaudhuri, 2022).
در سالهای اخیر پاندمی کرونا به عنوان یک عامل ریسک سیستماتیک بر بازارهای مالی و اقتصاد کشورها تاثیر بسزایی داشته است و با شیوع آن، بازارهای مالی بسیاری از کشورها دچار افت شدید قیمتی شدند. با این وجود بازار سهام ایران برخلاف بازارهای سهام سایر کشورها حرکت کرد و در موج اول و دوم پاندمی شاخص بورس ایران 431 درصد افزایش یافت و در بخش صنعت دارو نیز به علت افزایش تقاضا برای کالاهای دارویی و بهداشتی (جهت پیشگیری از ویروس کرونا) و افزایش سرمایهگذاری در زیرساخت‌های پیشگیری از این بیماری، ارزش سهام شرکتهای صنعت دارویی افزایش یافت (جهانی، 1400).
دراین پژوهش با توجه به اهمیت صنعت دارویی در اقتصاد کشور، سعی بر آن است که رابطه کوتاهمدت و بلندمدت متغیرهای بیان شده با میزان بازدهی صنعت دارو به کمک مدلهای خطی و غیرخطی ARDL تصریح شود.
2-1. پیشینه تجربی
پایلاکتیز و راوازولو[5] (2005) با انجام پژوهشی در کشورهای حوزه اقیانوس آرام طی سالهای 1980 تا 1998 و با استفاده از روش هم‌انباشتگی[6] و آزمون علیت گرنجر
چند متغیره[7] دریافتند که بین بازده بازارهای سهام و نرخ ارز، ارتباط مثبت و معناداری وجود داشته و بحران مالی تاثیر موقتی بر حرکت بلندمدت این بازارها داشته است.
پن و همکاران[8] (2007) با انجام پژوهشی در هفت کشور آسیای شرقی در بازه زمانی 1988 تا 1998و به‌کارگیری روش آزمون علیت گرنجر و الگوی خودرگرسیون برداری[9] (VAR) دریافتند که در اقتصاد کشورهای مختلف، ارتباط بین نرخ ارز و قیمت سهام
با توجه به رژیمهای مختلف نرخ ارز، اندازه تجارت، درجه کنترل سرمایه و اندازه بازار سهام متفاوت است.
آیدیمیر و دمیرهان[10] (2009) با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری (VAR) دریافت که بین نرخ ارز و قیمت سهام در بازار سهام ترکیه طی سالهای 2001 تا 2008 یک رابطه علی منفی وجود دارد. مگامال[11] (2018) با استفاده از رگرسیون خطی دریافت که طی سالهای 2008 تا 2009 در امارات متحده عربی بین نرخ ارز و شاخص قیمت بازار بورس در کوتاهمدت رابطه مثبت و در بلندمدت رابطه منفی وجود دارد و در عربستان سعودی بین نرخ ارز و شاخص قیمت بازار بورس در کوتاهمدت و بلندمدت ارتباط معناداری وجود ندارد.
سامان[12] (2015) با به‌کارگیری تصحیح خطای خودرگرسیون آستانه‌ای (TAR-ECM)[13] و تصحیح خطای خودرگرسیون آستانه‌ای گشتاور (MTAR-ECM)[14] در کشور رومانی طی سالهای 2000 تا 2014 دریافت که بین نرخ ارز و قیمت سهام یک رابطه تعادلی بلندمدت و در رژیم با مشاهدات کمتر در کوتاهمدت روابط غیرخطی وجود دارد که
به اخبار خوب یا بد حساس هستند.
سیچونگوه[15] (2016) با انجام پژوهشی مبتنی بر روش واریانس ناهمسانی شرطی خودرگرسیون تعمیم یافته (GARCH)[16] در کشور زامبیا طی سالهای 2000 تا 2015 دریافت که بین نوسانات نرخ ارز و بازده بازار سهام همبستگی منفی وجود دارد.
لقمان و کوسر[17] (2018) با بررسی بازار سهام گروه D8 طی سالهای 2000 تا 2016 دریافتند که بین نرخ ارز و قیمت سهام در کوتاهمدت و بلندمدت رابطه نامتقارن وجود دارد. آنها در این پژوهش از مدل خودرگرسیونی با وقفه توزیعی غیرخطی(NARDL) استفاده کردند.
دانگ و همکاران[18] (2020) با انجام پژوهشی درکشور ویتنام طی سالهای 2001 تا 2018 و با به‌کار گرفتن روش خودرگرسیون با وقفه توزیعی خطی و غیرخطی (ARDL و NARDL) دریافتند که تغییرات نرخ ارز بر قیمت سهام در کوتاهمدت و در بلندمدت اثر نامتقارن دارد و در بلندمدت افزایش نرخ ارز نسبت به کاهش نرخ ارز تاثیر بیشتری بر قیمت سهام دارد.
سایدی و همکاران[19] (2021) با استفاده از روش خودرگرسیون با وقفه توزیعی خطی و غیرخطی (ARDL و NARDL) پی بردند که در بازار سهام اندونزی طی سالهای 2006 تا 2019 در کوتاهمدت، نرخ ارز اثر متقارن بر قیمت سهام دارد. این در حالی است که نوسان نرخ ارز، اثر متقارن ندارد و در بلندمدت، هم نرخ ارز و هم نوسانات آن فاقد تاثیر متقارن و نامتقارن بر قیمت سهام هستند.
نصیر و اولسون[20] (2022) با استفاده از خودرگرسیون با وقفههای توزیعی خطی و غیرخطی (ARDL و NARDL) در کشورهای گروه 7 دریافتند که نتایج مدل NARDL رویکرد تعادل پرتفوی را تایید میکند و نتایج مدل ARDL از این رویکرد پشتیبانی نمی‌کند. رویکرد جریان‌محور در هیچ یک از مدلها تایید نشد.
جلالی نائینی و قالیباف اصل (1382) با به‌کارگیری مدل رگرسیون خطی در بازه زمانی 1375 تا 1380 به وجود رابطه مستقیم بین تغییرات نرخ ارز و بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران پی بردند.
کریمزاده (1385) با استفاده از مدل خود رگرسیونی با وقفه توزیع شده طی سالهای 1369 تا 1381 دریافت که در بلندمدت شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران
با نرخ ارز حقیقی و نرخ سود بانکی رابطه منفی و با نقدینگی رابطه مثبت دارد.
نجارزاده و همکاران (1388) با انجام پژوهشی به بررسی تاثیر شوکهای نرخ ارز و تورم بر شاخص قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1382 تا 1385 پرداختند. آنها با به‌کارگیری مدل خودرگرسیون برداری (VAR) و توابع واکنش آنی و تجزیه واریانس دریافتند که در بلندمدت شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران
با نرخ ارز حقیقی و نرخ سود بانکی رابطه منفی و با نقدینگی رابطه مثبت دارد.
جلایی و جبیبدوست (1391) با استفاده از تحلیل موجک به بررسی ارتباط میان نوسانات نرخ ارز با بازده سهام در بخشهای مختلف بازار سهام تهران پرداختند. آنان با استفاده از دادههای ماهانه بازه زمانی 1378 تا 1387 دریافتند که اثرگذاری تغییرات نرخ ارز بر بازدهی سهام در بخشهای مختلف بورس به لحاظ شدت و علامت ضرایب متفاوت است و در مقیاسهای زمانی مختلف نیز نتایج متفاوتی حاصل میشود.
پدرام (1391) با استفاده از مدل ناهمسانی واریانس خود بازگشت شرطی تعدیل شده نمایی (EGARCH) [21] دریافت‌که طی سالهای 1370 تا 1387 در بورس اوراق بهادار تهران بین تغییرات نرخ ارز و بازده بازار سهام همبستگی مثبتی وجود نداشته و نیز بین شاخص قیمت مصرف‌کننده و تغییرات بازده بازار سهام نیز ارتباط معناداری وجود نداشته است.
محققنیا و همکاران (1392) با استفاده از مدل رگرسیونی مبتنی بر بازار طی سالهای 1382 تا 1390 رابطه معناداری بین نوسانات نرخ ارز و بازده سهام صنعت بانکداری در ایران مشاهده نکردند.
ذوالفقاری و سبحانی (1395) با به‌کارگیری مدل مارکف- سوئیچینگ[22] و مدل خودرگرسیونی با وقفه توزیع شده (ARDL) برای دوره زمانی 1388 تا 1394 در بورس اوراق بهادار تهران دریافتند که بازدهی شاخص صنایع خودرو، معدن و سیمان از انتقالات رژیمی تبعیت نکرده و واکنشهای نامتقارنی به شوکهای بیرونی نشان میدهند. همچنین ریسک بازدهی شاخص صنایع، تاثیر معنیدار و متفاوتی از نوسانات نرخ ارز در کوتاهمدت و بلندمدت میپذیرند.
حیدری و همکاران (1397) با استفاده از روش مارکف- سوئیچینگ در پژوهش خود دریافتند که طی سالهای 1384 تا 1394 در یک الگوی بهینه متشکل از سه رژیم، نرخ ارز آثار متفاوتی در بازده صنعت دارو در ایران دارد؛ به این صورت که ضرایب نرخ ارز در رژیم اول تاثیر منفی و در رژیم دوم و سوم اثر مثبت داشته است.
صرافی زنجانی و مهرگان (1397) با انجام پژوهشی طی سالهای 1385 تا 1395 دریافتند که در بورس اوراق بهادار تهران افزایش نرخ ارز بر هر دو شاخص صنایع شیمیایی و فلزات اساسی در کوتاهمدت و بلندمدت تاثیر مثبت و معنیدار دارد و کاهش نرخ ارز، تاثیر معناداری بر این دو شاخص ندارد. آنها در این پژوهش از مدل خودرگرسیونی
با وقفه توزیع شده غیرخطی (NARDL) استفاده کردند.
عینآبادی و مرادی (1400) با به‌کارگیری روش رگرسیون خطی و آزمون تحلیل واریانس (ANOVA) [23] در بازه زمانی 1390 تا 1398 در بورس اوراق بهادار تهران دریافتند که بین نوسانات نرخ ارز و شاخص قیمت صنعت دارو رابطه مثبت و معنادار وجود دارد.
مرور مطالعات صورت گرفته نشان میدهد که اتفاق نظری در خصوص ارتباط میان نرخ ارز و بازده سهام در جهان وجود ندارد؛ از این رو، بررسی موضوع با مدلهای متفاوت میتواند رویکرد بهتری در خصوص این موضوع ارائه دهد. علاوه بر این، جمع‌بندی مطالعات داخلی نشان میدهد که صنعت دارو کمتر مورد تحقیق و بررسی قرار گرفته و
از آنجایی که این صنعت در اقتصاد ایران از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است، مطالعه
در خصوص اثرات نرخ ارز و نوسانات آن بر بازدهی این صنعت ضروری است. همچنین وجه تمایز این پژوهش با سایر مطالعات در این است که علاوه بر نرخ ارز، نوسانات
نرخ ارز نیز به طور همزمان مورد بررسی قرار گرفته و با توجه به اینکه نرخ ارز همیشه دارای روند صعودی نیست و گاه روند نزولی نیز دارد، اثر این دو متغیر در قالب شوکهای مثبت و منفی به تفکیک در این پژوهش بررسی میشود. علاوه بر این موارد، با توجه به اینکه شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان در مقایسه با شاخص کل قیمت مصرف‌کننده از لحاظ تحلیلی ارتباط قوی‌تر و مرتبط‌تری با بازده سهام صنعت دارو دارد؛ از اینرو، به جای شاخص قیمت مصرف‌کننده از شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان در این پژوهش استفاده شده است و این در حالی است که در سایر پژوهشها بجز مطالعه حیدری و همکاران (1397) تاثیر شاخص کل تورم بر بازدهی سهام لحاظ شده است.
با توجه به تاثیر قیمت نفت به عنوان یک نهاده مهم و اثرگذار بر بازده سهام صنعت دارو، این متغیر نیز وارد مدلسازی شده است که با توجه به بررسی مطالعات صورت‌گرفته، در حال حاضر هیچ مطالعه اقتصادسنجی که ارتباط تاریخی بین قیمت نفت و بازده سهام شرکتهای دارویی ایران را ارزیابی کند، وجود ندارد. همچنین تاثیر سه نسبت مالی صنعت دارو که با توجه به مشخصه‌های مالی شرکتهای دارویی تاثیر بسزایی بر روند سودآوری و بازدهی این صنعت دارند؛ شامل نسبت بازده داراییها، نسبت گردش داراییها و نسبت بدهی به همراه متغیر مجازی کرونا به عنوان یک عامل ریسک سیتماتیک تاثیرگذار بر بازده صنعت دارو به مدل پژوهش اضافه شده است که با وجود اهمیت
این متغیرها در تعیین سطح بازدهی صنعت دارویی کشور در هیچ کدام از پژوهشهای پیشین اثر این متغیرها بررسی نشده است.
علاوه بر موارد مطرح شده، یکی از مهم‌ترین دلایل انجام پژوهش حاضر، بررسی اثرات نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو در قالب مدلهای خطی و غیرخطی متفاوت و مقایسه نتایج آنها با همدیگر است که در مطالعات صورت گرفته تاکنون، کمتر از دو الگوی اقتصادسنجی متفاوت به طور همزمان برای بررسی یک پژوهش استفاده شده است. در این راستا، در این مطالعه با توجه به ماهیت دادهها و کاربرد مدلهای ARDL
از مدل خطی ARDL و مدل غیرخطی NARDL برای بررسی و مقایسه موضوع در قالب دو رویکرد خطی و غیرخطی استفاده شده است.
- روش‌شناسی پژوهش
3-1. نوع پژوهش
این پژوهش از منظر هدف یک پژوهش کاربردی است؛ از اینرو، نتایج حاصل از آن جهت بهبود وضعیت و اتخاذ تصمیمات بهینه در بازارهای مالی میتواند مورد استفاده قرار گیرد. از لحاظ ماهیت نیز این پژوهش نوعی پژوهش علّی است که به بررسی تاثیر متقارن و نامتقارن نرخ ارز و نوسانات آن بر صنعت داروسازی میپردازد. از بعد زمان نیز
این پژوهش یک پژوهش گذشته‌نگر است؛ زیرا با بهره‌گیری از دادههای تاریخی به بررسی تاثیر متقارن و نامتقارن نرخ ارز و نوسانات آن بر صنعت داروسازی اقدام میکند. از نظر کاربرد، این پژوهش یک پژوهش تصمیم‌گرا است؛ زیرا نتایج حاصل از آن را میتوان
در تصمیمات مالی و سرمایهگذاری سرمایهگذاران به‌کار گرفت.
3-2. مدل انجام پژوهش
در این پژوهش با استفاده از دو رویکرد خطی و غیرخطی ARDL و NARDLاثرات متقارن و نامتقارن نرخ ارز و نوسانات آن به همراه متغیرهای کنترلی مربوط به اقتصاد کلان شامل شاخص قیمت مصرف‌کننده بهداشت و درمان و قیمت نفت و متغیرهای کنترلی مربوط به صنعت دارو شامل نسبت بازده داراییها، نسبت گردش داراییها و نسبت بدهی به همراه متغیر مجازی‌کرونا بر بازده سهام صنعت دارو مورد بررسی قرار میگیرد. از این رو، در ادامه ابتدا به طور مختصر به نحوه محاسبه نوسانات نرخ ارز پرداخته میشود، سپس رویکردهای خطی و غیرخطی الگوهای به‌کار گرفته شده در این پژوهش به طور جامع بیان میشود.
3-2-1. محاسبه نوسانات نرخ ارز
به دلیل وقوع شوک در بسیاری از سریهای زمانی اقتصادی در هر کشوری - به ویژه در قیمت ارز در ایران - فرض وجود همسانی واریانس در این سری از متغیرها معقول به نظر نمیرسد. روشهای زیادی برای محاسبه نوسانات متغیرها وجود دارد؛ از جمله این روشها میتوان به روش هودریک-پرسکات[24] و استفاده از مدلهای خانواده GARCH اشاره کرد (حیدری و رفاح کهریز، 1396). در پژوهش حاضر همانند مطالعات صورت‌گرفته در این زمینه از مدلهای خانواده GARCH به منظور محاسبه نوسانات ارز استفاده شده است. شکل رایج مدل یک (p, q)GARCH به صورت رابطه (1) است (Brooks, 2019).
|
(1) |
|
نحوه محاسبات نوسانات ارز به این صورت بوده که از بین حالتهای مختلف
برآوردشده از مدلهای خانواده‌گارچ بر اساس معیارهای انتخاب برآورد یک مدل مناسب، حالت بهینه انتخاب میشود که در این مطالعه حالت بهینه GARCH(1,1) به دست آمد.
3-2-2. مدل خطی خود رگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL)
روشهای زیادی برای تحلیل روابط هم‌انباشتگی بین متغیرها وجود دارد. در میان آنها، دو روش متداول عبارت‌اند از روش مبتنی بر باقیمانده‌ها که توسط انگل و گرنجر[25] در سال (1987) ارائه شد و روش حداکثر راستنمایی[26] که توسط یوهانسن و یوسلیوس[27] (1990) ارائه شد. هر دو این روشها به متغیرهایی نیاز دارند که باید در یک سطح با یکدیگر همبستگی داشته باشند؛ یعنی متغیرها در یک مرتبه مشابه ایستا باشند. در صورتی که شرایط یکسان باشد، بسیاری از مدلها را نمیتوان استفاده کرد؛ از این رو، مدل خودرگرسیونی با وقفه توزیع شده (ARDL) یک مدل جایگزین مناسب است؛ زیرا نیازی به ایستا بودن متغیرها در یک مرتبه یکسان ندارد و متغیرها با درجه ایستایی متفاوت می‌توانند در یک مطالعه مورد بررسی واقع شوند (Pesaran et al., 2001).
با توجه به ادبیات نظری پژوهش، تابع بازده سهام صنعت دارو به صورت رابطه (2) تصریح میشود.
|
(2) |
|
در رابطه (2)، PHR بیانگر بازدهی صنعت دارو در بورس اوراق بهادار تهران، EX نرخ ارز بازار آزاد، EXV نوسان نرخ ارز بازار آزاد، CPIH شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان، OILP قیمت نفت خام، ROA نسبت بازده دارایی (نسبت سود خالص بر ارزش کل داراییها) در صنعت دارو، ATR نسبت گردش کل داراییها (نسبت ارزش کل فروش بر ارزش کل داراییها) در صنعت دارو ، DAR نسبت بدهی (نسبت ارزش کل بدهی به کل داراییها) در صنعت دارو و Dum متغیر مجازی کرونا هستند و نشانگر ضرایب بلندمدت متغیرها و جزء اخلال است.
در رابطه (2)، در صورتی که هم‌انباشتگی بین متغیرها تایید شود یک الگوی بلندمدت خطی شناخته میشود و ضرایب آن، ضرایب بلندمدت نامیده میشوند. بر اساس مدل پسران و همکاران[28] (2001) الگوی بلندمدت این رابطه را میتوان به شکل تصحیح خطا (ECM) در قالب رابطه (3) بازنویسی کرد:
|
(3) |
|
در رابطه (3)، روابط کوتاهمدت و بلندمدت متغیرها با هم ترکیب شده است. ضرایب کوتاهمدت، ضرایب مربوط به متغیرهای تفاضل مرتبه اول هستند و ضرایب بلندمدت
بر اساس نرمال کردن ضرایب ، ، و ، ، و روی به دست میآیند (Turksoy, 2017).
جهت بررسی وجود روابط بلندمدت در بین متغیرها مورد مطالعه باید وجود یا عدم وجود هم‌انباشتگی میان آنها مورد بررسی قرار گیرد که برای این منظور از آماره F با رویکرد آزمون کرانه[29] استفاده میشود. در این آزمون فرض صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها و فرض مقابل آن، وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها است که
به صورت رابطه (4) تعریف میشود.
|
(4) |
|
مقادیر بحرانی این آماره با مقادیر استاندارد آزمون F متفاوت است (Dang et al., 2021). بر اساس مدل پسران و همکاران (2001) دو مقدار بحرانی برای آزمون کرانهها وجود دارد؛ مقدار بحرانی کرانه بالا با این فرض به دست میآید که همه متغیرها (1)I هستند
و مقدار بحرانی کرانه پایین با این فرض به دست میآید که همه متغیرها (0)I هستند.
اگر مقدار آماره F محاسباتی بیشتر از کرانه بالا باشد، فرضیه صفر مبنی بر وجود عدم رابطه بلندمدت بین متغیرها رد میشود. در صورتی که مقدار به دست آمده کمتر از کرانه پایین باشد، بین متغیرها رابطه بلندمدت وجود ندارد و اگر مقدار آماره F محاسباتی بین مرزهای بحرانی باشد، نمیتوان نتیجه قطعی گرفت (عیدی و همکاران، 1399).
3-2-3. مدل غیرخطی خود رگرسیونی با وقفههای توزیعی (NARDL)
جهت بررسی روابط نامتقارن بین متغیرهای اقتصادی در کوتاهمدت و بلندمدت از مدل شین و همکاران[30] (2014) که از طریق توسعه مدل خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی خطی، حالت نامتقارن آن؛ یعنی مدل خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی غیرخطی (NARDL) شکل گرفته، استفاده شده است (Luqman & Kouser, 2018). بر اساس این مدل، متغیر اثرات نامتقارن نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو، متغیر نرخ ارز و نوسانات آن به دو جزء مثبت و منفی تفکیک میشود (رابطه‌های (5) و (6)):
|
(5) |
|
|
(6) |
|
در رابطه (5) مجموع جزئی از تغییرات مثبت در نرخ ارز (نشان‌دهنده افزایش نرخ ارز)، مجموع جزئی از تغییرات منفی در نرخ ارز (نشان‌دهنده کاهش نرخ ارز) است.
در رابطه (6) مجموع جزئی از تغییرات مثبت در نوسانات نرخ ارز (نشان‌دهنده افزایش نوسانات نرخ ارز) و مجموع جزئی از تغییرات منفی در نوسانات نرخ (نشان‌دهنده کاهش نوسانات نرخ ارز)، است. این چهار جزء به ترتیب به صورت رابطه‌های (7)، (8)، (9) و (10) تعریف میشوند.
|
(7) |
|
|
(8) |
|
|
(9) |
|
|
(10) |
|
با ترکیب رابطه‌های (1)، (7)، (8)، (9) و (10) الگوی بلندمدت غیرخطی تحقیق حاضر به صورت رابطه (11) تعریف میشود.
|
(11) |
|
رابطه (11) را میتوان به صورت یک الگوی NARDL به شکل تصحیح خطا (ECM) به شکل رابطه (12) بازنویسی کرد.
|
(12) |
+ |
در رابطه (12) ضرایب ، ، ، ، ، ، ضرایب کوتاهمدت هستند و ضرایب بلندمدت با نرمال کردن ضرایب ، ، ، ، ، ، و روی به دست میآیند (Dang, et al., 2021).
مشابه روش خطی ARDL، شین و همکاران (2014) آزمون کرانه را برای شناسایی روابط هم‌انباشتگی بلندمدت میان متغیرها در روش NARDL مناسب دانستند. در این آزمون فرض صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها و فرض مقابل وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها است و به صورت رابطه (13) تعریف میشود.
|
(13) |
|
از آماره F و مقادیر بحرانی مدل پسران و همکاران (2001) برای نتیجهگیری در مورد استفاده میشود. اگر فرضیه صفر رد شود میان متغیرها در بلندمدت، رابطه بلندمدت وجود دارد (Luqman & Kouser, 2018) و برای بررسی اثرات متقارن و یا نامتقارن بودن شوکها در این روش از آزمون والد[31] استفاده میکنند.
3-3. دادههای پژوهش
در این پژوهش تاثیر نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده صنعت دارو در قالب الگوی خطی و غیرخطی چند متغیره بررسی میشود. با توجه به مطالعات صورت گرفته بر اساس مطالعات دانگ و همکاران[32] (2020) ، سایدی و همکاران [33](2021) و ایندریانتی و رولاندا[34] (2023) در این زمینه الگوی پژوهش حاضر به صورت رابطه (14) تصریح شده است.
|
(14) |
PHR = f (EX, EXV, CPIH, OILP, ROA, ATR, DAR, Dum) |
دادههای این پژوهش به صورت فصلی و شامل دوره زمانی 1384 تا 1400 است. دادههای مربوط به نرخ ارز، قیمت نفت و شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان
به ترتیب از بانک اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی و نماگرهای اقتصادی و مرکز آمار ایران و دادههای مربوط به صنعت دارواز سایت بورس اوراق بهادار تهران و سامانه بورس ویو و نرم‌افزار رهآورد نوین جمع‌آوری شده است. همچنین در این پژوهش بازدهی صنعت دارو (PHR) با استفاده از رابطه محاسبه شده است که در این نسبت بیانگر شاخص قیمت سهام صنعت دارو در بورس اوراق بهادار تهران است.
- یافته‌های پژوهش
4-1. آزمون ایستایی متغیرهای پژوهش
قبل از برآورد مدلهای اصلی شامل ARDL و NARDL، آزمون ایستایی برای تمام متغیرها انجام میشود تا اطمینان حاصل شود که هیچ یک از متغیرها همجمعی از مرتبه دوم؛ یعنی I (2) نیستند؛ زیرا در این حالت آمارههایF محاسبه شده قابل اعتماد نخواهند بود (Nkoro & Uko, 2016). آزمونهای زیادی برای بررسی ایستایی وجود دارند که در این پژوهش با توجه به ساختار فصلی دادهها از آزمون ریشه واحد (HEGY) استفاده شده و نتایج آن در جدول (1) ارائه شده است.
|
جدول 1. آزمون ریشه واحد هگی (HEGY) |
|||
|
ریشه واحد فصلی seasonal unit root (4 quarters per cycle) |
ریشه واحد شش ماهه seasonal unit root (2 quarters per cycle) |
ریشه واحد سالانه Nonseasonal unit root (Zero Frequency) |
متغیرها
|
|
5528/24 (0000/0) |
7606/5- (0056/0) |
6986/3- (0208/0) |
PHR |
|
4681/17 (0000/0) |
0961/6- (0057/0) |
7898/0 (9998/0) |
EX |
|
3445/17 (0000/0) |
0742/6- (0055/0) |
2745/5- (0054/0) |
D(EX) |
|
7221/42 (0000/0) |
3995/0- (0009/0) |
7262/1- (7208/0) |
EXV |
|
9515/58 (0000/0) |
1000/14- (0056/0) |
3034/14- (0056/0) |
D(EXV) |
|
7702/16 (0000/0) |
2329/5- (0054/0) |
4356/1 (0000/1) |
CPIH |
|
0431/7 (0261/0) |
4674/3- (0183/0) |
6925/4- (0072/0) |
DCPIH |
|
2635/18 (0001/0) |
2314/5- (0056/0) |
1242/2- (4949/0) |
OILP |
|
5200/13 (0000/0) |
4177/4- (0053/0) |
8422/3- (0246/0) |
DOILP |
|
3227/15 (0000/0) |
2502/4- (0056/0) |
1848/2- (4568/0) |
ROA |
|
1895/8 (0186/0) |
1246/3- (0306/0) |
0470/4- (0183/0) |
DROA |
|
2637/9 (0054/0) |
6899/2- (0083/0) |
5420/2- (2849/0) |
ATR |
|
1157/21 (0000/0) |
7098/4- (0056/0) |
3913/4- (0102/0) |
DATR |
|
7728/31 (0000/0) |
6611/3- (0143/0) |
8894/1- (6613/0) |
DAR |
|
3205/15 (0000/0) |
4046/3- (0195/0) |
2842/4- (0087/0) |
DDAR |
|
D: نمایانگر بررسی ایستایی متغیر در سطح تفاضل مرتبه اول است. ماخذ: یافته‌های پژوهش |
|||
|
جدول 2. آزمون ریشـه واحد فیلیپس- پـرون |
||
|
عرض از مبدا همراه با روند |
عرض از مبدا |
متغیرها |
|
554616/5- (0001/0) |
544150/5- (0000/0) |
PHR |
|
097352/0 (9967/0) |
430013/2 (0000/1) |
EX |
|
346399/5- (0002/0) |
165567/5- (0001/0) |
D(EX) |
|
266924/3- (0809/0) |
777964/1- (3881/0) |
EXV |
|
90952/26- (0001/0) |
99001/16- (0000/0) |
D(EXV) |
|
727507/3 (0000/1) |
020461/8 (0000/1) |
CPIH |
|
741133/5- (0001/0) |
117367/4- (0018/0) |
DCPIH |
|
317252/2- (4189/0) |
290852/2- (1779/0) |
OILP |
|
018088/6- (0000/0) |
084990/6- (0000/0) |
DOILP |
|
805437/1- (6911/0) |
061414/3- (0344/0) |
ROA |
|
89116/10- (0000/0) |
288578/9- (0000/0) |
DROA |
|
259356/2- (4496/0) |
870207/1- (3442/0) |
ATR |
|
881014/8- (0000/0) |
804491/8- (0000/0) |
DATR |
|
833912/1- (6771/0) |
861187/1- (3484/0) |
DAR |
|
223393/8- (0000/0) |
184177/8- (0000/0) |
DDAR |
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
||
با توجه به سطح احتمال به دست آمده برای ریشه واحدهای سالانه، شش ماهه و فصلی حاصل از برآورد آزمون هگی، متغیر بازده صنعت دارو ایستا از مرتبه اول بوده و سایر متغیرها دارای ریشه واحد کلی بدون فرکانس بوده که با یکبار تفاضل‌گیری مانا شدند. همچنین در ادامه به منظور حصول اطمینان بیشتر از عدم وجود متغیرهای همجمع بالاتر از درجه اول از آزمون ریشـه واحد فیلیپس- پـرون[35] نیز بهره گرفته شده که نتایج آن در جدول (2) آورده شده است.
نتایج آزمون ایستایی فیلیپس- پرون، حاکی از آن است که بجز متغیر بازده صنعت دارو، بقیه متغیرها با یکبار تفاضل‌گیری مانا شدهاند. به بیان دیگر، در مدل مورد بررسی، ترکیبی از متغیرهای ایستا و ناایستا داریم و در این حالت، یکی از بهترین مدلهای اقتصادسنجی برای بررسی روابط بین متغیرها، مدلهای ARDL و NARDL با توجه به مبانی نظری این مدلها هستند.
4-2. برآورد مدل خطی ARDL
4-2-1. برآورد پویای متقارن ARDL
تجزیه و تحلیل نتایج مدل ARDL مبتنی بر تفسیر سه مرحله برآورد مدل، حالت بلندمدت و تصحیح خطا (ECM) است. برآورد مدل پویا، نحوه ارتباط متغیرها را در کوتاهمدت نشان میدهد. در این راستا از معیارهای مختلفی نظیر معیارهای آکائیک[36]، حنان-کوئین[37]، شوارتز بیزین[38] و ضریب تعیین برای برآورد مدل پویای ARDL استفاده میشود که در این پژوهش با توجه به حجم دادهها از معیار آکائیک استفاده شده است و بهترین حالت انتخابی، مدل انتخابی ARDL (1,4,4,3,4,3,0,2,4) به دست آمد که نتایج حاصل از این حالت در جدول (3) ارائه شده است.
نتایج حاکی از آن است که در مدل خطی ARDL، وقفه بازده صنعت دارو اثر مثبتی بر خودش دارد. همچنین نرخ ارز، اثر معناداری بر بازده دارو دارد. نکته قابل تامل این است
|
جدول 3. نتایج مدل پویای ARDL |
||||
|
ارزش احتمال |
مقدار آماره t |
انحراف معیار |
ضرایب |
متغیر |
|
007/0 |
93862/2 |
152068/.0 |
044687/0 |
(1- PHR ( |
|
0429/0 |
117781/2 |
291171/0 |
616637/0 |
EX |
|
1762/0 |
386492/1- |
694957/0 |
963553/0- |
(1- EX ( |
|
0435/0 |
111235/2 |
944941/0 |
994935/1 |
(2- EX ( |
|
5720/0 |
571650/0 |
853507/0 |
487907/0 |
(3- EX ( |
|
1468/0 |
490835/1 |
797062/0 |
188288/1 |
(4- EX ( |
|
0479/0 |
065184/2 |
10-5×46/7 |
000154/0 |
EXV |
|
3099/0 |
033567/1- |
10-5×51/9 |
10-5×83/9- |
(1- EXV ( |
|
1959/0 |
323943/1- |
10-5×76/8 |
000116/0- |
(2- EXV ( |
|
1688/0 |
411225/1- |
10-5×50/8 |
000120/0- |
(3- EXV ( |
|
0036/0 |
167376/3- |
000135/0 |
000427/0- |
(4- EXV ( |
|
0514/0 |
031970/2- |
975057/0 |
981287/1- |
CPIH |
|
2910/0 |
075604/1- |
107405/1 |
191129/1- |
CPIH(-1) |
|
8853/0 |
145535/0 |
183079/1 |
172179/0 |
CPIH(-2) |
|
0853/0 |
781834/1 |
156586/1 |
060843/2 |
CPIH(-3) |
|
1165/0 |
618089/1- |
154174/0 |
249467/0- |
OILP |
|
1779/0 |
380874/1 |
226261/0 |
312438/0 |
OILP (-1) |
|
0994/0 |
702113/1- |
238183/0 |
405414/0- |
OILP (-2) |
|
1071/0 |
662830/1 |
235214/0 |
391121/0 |
OILP (-3) |
|
0083/0 |
831564/2- |
167170/0 |
473354/0- |
OILP (-4) |
|
0012/0 |
596539/3 |
971397/0 |
493667/3 |
ROA |
|
0111/0 |
711163/2 |
658919/0 |
786436/1 |
ROA(-1) |
|
6253/0 |
493620/0 |
672992/0 |
332202/0 |
ROA(-2) |
|
0928/0 |
737871/1 |
491139/0 |
853537/0 |
ROA(-3) |
|
0141/0 |
611589/2 |
091348/0 |
238564/0 |
DAR |
|
0008/0 |
724158/3 |
437606/0 |
629715/1 |
ATR |
|
0757/0 |
842006/1 |
285478/0 |
525852/0 |
ATR(-1) |
|
2672/0 |
131312/1 |
229142/0 |
259232/0 |
ATR(-2) |
|
0789/0 |
821026/1 |
050998/0 |
092868/0 |
DUM |
|
5370/0 |
624719/0 |
039880/0 |
024914/0 |
DUM(-1) |
|
2096/0 |
283129/1 |
048612/0 |
062375/0 |
DUM(-2) |
|
0219/0 |
422073/2 |
066277/0 |
160527/0 |
DUM(-3) |
|
0754/0 |
844120/1 |
032613/0 |
060143/0 |
DUM(-4) |
|
1189/0 |
606939/1- |
43900/63 |
9426/101- |
C |
|
R2 =896716/0 F-statistic =629669/7 Prob (F-statistic) =0000/0 |
||||
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
||||
که اثر نرخ ارز با تغییر وقفه تغییر کرده و دلیل این امر شاید این باشد که نرخ ارز با شوکهای مثبت و منفی در وقفههای مختلف همراه بوده که در اثر وقوع هر یک از این شوکها، اثر نرخ ارز تغییر کرده است. همچنین نوسانات نرخ ارز اثر متفاوتی بر بازده صنعت دارو دارد، اما برآیند ضرایب نشان میدهد که اثر نوسانات نرخ ارز بر بازده سهام صنعت دارو منفی است. متفاوت بودن اثر نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده صنعت دارو میتواند ناشی از وجود شوکهای متفاوت در این متغیرها باشد. از این رو، در ادامه
بعد از بررسی ارتباط میان متغیرها در قالب مدل خطی ARDL از مدلی استفاده میشود
که بتـواند اثـرات شـوکها را متقارن در نظـر نگـرفته و آنها را از هم تفکیک کند.
در این خصوص، یکی از پرکاربردترین مدلها، مدل NARDL است که در بخش بعدی به آن پرداخته میشود و نتایج آن با نتایج به دست آمده از مدل ARDL برای ارتباط میان متغیرها و وجود تقارن یا عدم تقارن میان نرخ ارز و نوسانات آن با بازده صنعت دارو مقایسه میشود.
علاوه بر این، نتایج نشان میدهد که مجموع ضرایب متغیر شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان بر بازده شاخص سهام صنعت دارو، تاثیر منفی دارد. همچنین برآیند کلی اثر ضرایب قیمت نفت بر بازده صنعت دارو، منفی است. بازده داراییهای صنعت دارو در بازار سهام و گردش دارایی و همچنین میزان بدهی بر روند بازده صنعت دارو در بازار بورس تهران اثر مثبت گذاشته است و در نهایت متغیر مجازی کرونا موجب افزایش بازده دارو در بازار سهام تهران شده است. مقدار آمارهF به دست آمده در مدل پویای ARDL، معناداری کل مدل رگرسیون برآورد شده را تایید میکند.
4-2-2. آزمون هم‌انباشتگی مدل خطی ARDL
پیش از بحث در مورد روابط تعادلی بلندمدت بین متغیرهای موجود در مدل ابتدا لازم است تا آزمون وجود هم‌انباشتگی بلندمدت در بین متغیرها موجود در مدل صورت بگیرد. با توجه به ادبیات مربوطه معمولا از روش آزمون هم‌انباشتگی کرانه پسران و همکاران (2001) مبتنی بر مدل تصحیح خطای غیر مقید (UECM) [39] و یا روش بنرجی، دولادو و مستر[40] (1993) استفاده میشود. در این پژوهش با توجه به پر استناد بودن آزمون کرانهها از این روش استفاده میشود. نتایج آزمون کرانهها در مدل خطی ARDL در جدول (4) ارائه شده است.
|
جدول 4. نتایج آزمون کرانهها در مدل خطی ARDL |
|||
|
حد بالا و پایین کرانهها در سطوح مختلف معناداری (درصد) |
مقدار آماره F |
||
|
1 |
5 |
10 |
|
|
77/3 -62/2 |
15/3- 11/2 |
85/2- 85/1 |
910397/4 |
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
|||
با توجه به نتایج به دست آمده مقدار آماره برای مدل ARDL از حد بالای سه سطح خطای 1، 5 و 10 درصد بالاتر است؛ بنابراین، وجود روابط بلندمدت بین متغیرها در مدل ARDL در هر سه سطح، تایید میشود.
4-2-3. تخمین بلندمدت پارامترها و ضریب تصحیح خطای مدل خطی ARDL
پس از انجام آزمون هم‌انباشتگی و اطمینان وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل
در این بخش میتوان به تخمین رابطه بلندمدت میان متغیرها پرداخت. نتایج حاصل از برآورد ضرایب بلندمدت مدل خطی ARDL در جدول (5) ارائه شده است. نتایج حاکی از آن است که نرخ ارز، اثر مثبتی بر بازده صنعت دارو دارد. در تحلیل این اثر میتوان گفت که شرکتهای دارویی در این صنعت با افزایش نرخ ارز، توان رقابت بهتری از خود ارائه کردند و درنتیجه، باعث افزایش بازده این صنعت در بورس شدند. نوسانات نرخ ارز، اثر منفی بر این صنعت دارد. به بیان دیگر، وجود نوسانات شدید در قیمت ارز باعث شده سرمایهگذاران در بازار بورس به ویژه صنعت دارو دچار مشکل شده و نسبت به سرمایهگذاری در این صنعت تمایل زیادی نداشته باشندکه در اثر آن تاثیر منفی بر عملکرد صنعت دارو بر بورس تهران داشته باشد.
نفت با توجه به اینکه یکی از مهم‌ترین منایع درآمدی برای ایران محسوب میشود و نقش استراتژیک در اقتصاد ایران دارد؛ از این رو، همواره تغییرات قیمتی در آن بر عملکرد بازار بورس تهران تاثیرگذار بوده است. نتایج نشان میدهد با افزایش قیمت نفت، بازده صنعت دارو کاهش مییابد و این موضوع شاید به این خاطر باشد که با افزایش قیمت نفت، سرمایهگذاران فعال در سهام شرکتهای دارویی به دنبال کسب سود در بازارهای جانشین بازار سهام صنعت دارو هستند که با افزایش قیمت نفت افزایش مییابد؛ نظیر بازار سهام پتروشیمی و مشتقات آن. همچنین به دلیل اینکه نفت یک نهاده مهم در فرآیند تولید محصولات دارویی است؛ از این رو، با افزایش قیمت نفت، بهای تمام شده محصولات دارویی نیز افزایش مییابد که این امر میتواند بر قیمت سهام شرکتهای دارویی و حاشیه سود آنها تاثیر منفی داشته باشد.
|
جدول 5. نتایج آزمون روابط بلندمدت و ضریب تصحیح خطای مدل خطی ARDL |
||||
|
ارزش احتمال |
مقدار آماره t |
انحراف معیار |
ضرایب |
متغیر |
|
0000/0 |
317921/5 |
654337/0 |
479712/3 |
EX |
|
0002/0 |
284494/4- |
000148/0 |
000635/0- |
EXV |
|
0019/0 |
407531/3- |
288577/0 |
983336/0- |
CPIH |
|
0133/0 |
638038/2- |
168512/0 |
444542/0- |
OILP |
|
0012/0 |
599204/3 |
841379/0 |
028296/3 |
ROA |
|
0132/0 |
641415/2 |
094542/0 |
249724/0 |
DAR |
|
0581/0 |
972713/1 |
448186/0 |
884141/0 |
ATR |
|
0002/0 |
266620/4 |
040546/0 |
172993/0 |
DUM |
|
1284/0 |
565102/1- |
18165/68 |
7112/106- |
C |
|
ضریب تصحیح خطا |
||||
|
(0000/0) 955313/0-ECM = |
||||
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
||||
شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان در بلندمدت تاثیر منفی بر بازده سهام صنعت دارو دارد و دلیل این امر آن است که افزایش تورم موجب افزایش نااطمینانی در بازار سهام میشود و از آنجایی که به طور کلی تورم در ایران همواره از میزان بازده سهام صنایع در بازار بورس تهران بیشتر است؛ از این رو، رغبت سرمایهگذاران و فعالان بازار بورس با افزایش تورم به سرمایهگذاری در بازار سهام کاهش مییابد.
با توجه به اینکه تورم بخش سلامت علاوه بر اثرگذاری در بازار سهام شرکتهای دارویی با سلامت عمومی نیز در ارتباط است، سیاست‌های کنترلی تورم این بخش باید اولویت ویژه‌ای داشته باشد. متغیرهای بازده داراییهای صنعت دارو، گردش داراییها و متغیر مجازی کرونا نیز مطابق با انتظارات تئوریکی در بلندمدت اثر مثبتی بر صنعت دارو دارند. در خصوص توجیه اثر مثبت میزان بدهی صنعت دارو بر بازده صنعت دارو نیز میتوان اظهار کرد که میزان بدهی شرکتهای دارویی با سرمایهگذاری در طرحهای بزرگ و پیچیده به وجود آمده (نظیر طرح واکسن کرونا) که به دنبال آن باعث شده، بازدهی این صنعت حتی برای بازه زمانی کوتاهی نیز افزایش یابد.
علاوه بر این، ضریب تصحیح خطای مدل برآورد شده منفی و معنادار است. با استفاده از ضریب تصحیح خطا، میتوان رابطه کوتاهمدت بین متغیرها را به رابطه بلندمدت بین آنها ارتباط داد. با توجه به مقدار ضریب تصحیح خطای به دست آمده میتوان گفت در هر دوره 95 درصد از عدم تعادل در بازده سهام صنعت دارو در دوره بعد تعدیل میشود؛ بنابراین، تعدیل به سمت تعادل با سرعت صورت میگیرد.
4-2-4. بررسی اعتبار مدل برآورده شده خطی ARDL
در این قسمت به منظور بررسی اعتبار الگو برآورد شده از آزمونهای تشخیصی استفاده میشود؛ از آزمون ریست رمزی[41] به منظور بررسی تورش تصریح مدل از آزمون واریانس ناهمسانی شرطی اتورگرسیو (آزمون ARCH) [42] به منظور بررسی ناهمسانی واریانس و از آزمون بروش-گادفری[43] (آزمون LM) به منظور بررسی خودهمبستگی بهره گرفته شده و نتایج این آزمونها در جدول (6) ارائه شده است. با توجه به نتایج به دست آمده در الگوی برآورد شده، مشکل عدم تصریح صحیح مدل، ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی وجود ندارد.
|
جدول 6. نتایج آزمون بررسی اعتبار مدل برآورد شده |
|||
|
بروش-گادفری (آزمون LM ) |
آرچ تست (آزمون ARCH) |
ریست رمزی |
نوع آزمون |
|
180322/0 (6743/0) |
757496/1 (1900/0) |
883796/1 (1760/0) |
مقدار آماره (سطح احتمال) |
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
|||
4-3. تخمین مدل غیرخطی NARDL
4-3-1. برآورد مدل پویای NARDL
در این پژوهش به منظور بررسی اثر نامتقارن نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده صنعت
دارو از مدل خود رگرسیونی با وقفههای توزیعی غیرخطی (NARDL) استفاده میشود. برای این منظور دو متغیر نرخ ارز و نوسانات آن به دو بخش شوکهای مثبت و منفی تفکیک میشوند. از این رو، مدل غیرخطی NARDL در مقایسه با مدل خطی ARDL که در آن 7 متغیر برون‌زا وجود داشت، دارای 11 متغیر برون‌زا خواهد بود. همانند مدلهای ARDL، حالتهای مختلف مدل NARDL برآورد شد و از میان آنان بهترین حالت
بر اساس معیارهای گزینش یک مدل مناسب انتخاب شد. مدل انتخابیARDL (1,1,0,0,2,0,2,2,1,2,2) به عنوان بهترین حالت انتخاب شد که نتایج حاصل از برآورد آن در جدول (7) ارائه شده است.
با توجه به نتایج به دست آمده، وقفه بازده صنعت دارو تاثیر مثبتی بر خود دارد. علاوه بر این، در سطح خطای 5 درصد، شوک منفی نرخ ارز و وقفه آن در کوتاهمدت اثر منفی و معنادار و شوک مثبت نرخ ارز، اثر مثبتی بر بازده سهام صنعت دارو دارد. با توجه به
اثر منفی شوک منفی نرخ ارز بر بازده صنعت دارو و اثر مثبت شوک مثبت نرخ ارز
بر بازده صنعت دارو میتوان گفت که نرخ ارز اثری نامتقارن بر بازده سهام صنعت دارو در اقتصاد ایران دارد.
همچنین بر اساس نتایج به دست آمده، ضریب شوک منفی نوسانات نرخ ارز با اثر منفی و معنادار بر بازده سهام صنعت دارو به دست آمد و شوک مثبت نوسانات نرخ ارز و وقفههای آن اثر مثبت و معناداری بر بازده سهام صنعت دارو دارد. بنابراین، در کوتاهمدت، شوک منفی در نوسانات نرخ ارز تاثیر منفی و معنادار و شوک مثبت تاثیر مثبت و معنادار بر بازده سهام صنعت دارو میگذارد که این امر بیانگر نامتقارن بودن شوکهای نرخ ارز و نوسانات ناشـی از آن است. علاوه بـر ایـن، قیمت نفت بعـد از دو وقفـه، تاثیـر منفـی و
|
جدول 7. نتایج مدل پویای NARDL |
||||
|
ارزش احتمال |
مقدار آماره t |
انحراف معیار |
ضرایب |
متغیر |
|
0043/0 |
026095/3 |
094967/0 |
287380/0 |
PHR (-1) |
|
0168/0 |
494359/2- |
558638/0 |
393445/1- |
EX_NEG |
|
0045/0 |
006802/3- |
218826/2 |
671572/0- |
EX_NEG (-1) |
|
0287/0 |
269684/2 |
236754/0 |
537356/0 |
EX_POS |
|
0469/0 |
050537/2- |
10-5×30/6 |
000129/0- |
EXV_NEG |
|
0000/0 |
087268/5 |
000251/0 |
001278/0 |
EXV_POS |
|
0005/0 |
812641/3 |
000185/0 |
000705/0 |
EXV_POS (-1) |
|
0001/0 |
278184/4 |
000227/0 |
000970/0 |
EXV_POS (-2) |
|
4612/0 |
744043/0 |
331873/0 |
246928/0 |
CPIH |
|
4827/0 |
708573/0- |
144407/0 |
102323/0- |
OILP |
|
2130/0 |
265443/1 |
195273/0 |
247107/0 |
OILP(-1) |
|
0079/0 |
797562/2- |
142368/0 |
398283/0- |
OILP(-2) |
|
0689/0 |
869109/1 |
581185/0 |
086298/1 |
ROA |
|
0012/0 |
487272/3 |
578186/0 |
016291/2 |
ROA(-1) |
|
0006/0 |
720696/3 |
364571/0 |
356459/1 |
ROA(-2) |
|
0162/0 |
511639/2 |
256322/0 |
643789/0 |
ATR |
|
0042/0 |
037587/3 |
211986/0 |
643926/0 |
ATR(-1) |
|
5132/0 |
659705/0 |
119709/0 |
078973/0 |
DAR |
|
2056/0 |
286643/1- |
121357/0 |
156143/0- |
DAR(-1) |
|
0351/0 |
181299/2 |
100376/0 |
218949/0 |
DAR(-2) |
|
6078/0 |
517358/0- |
022387/0 |
011582/0- |
DUM |
|
0004/0 |
901632/3 |
017869/0 |
069717/0 |
DUM(-1) |
|
0000/0 |
304516/6 |
020882/0 |
131653/0 |
DUM(-2) |
|
0528/0 |
998132/1- |
78298/49 |
74207/37- |
C |
|
R2 =831025/0 F-statistic =553111/8 Prob (F-statistic) = 0000/0 |
||||
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
||||
معناداری بر بازده سهام دارو در کوتاهمدت دارد، اما اثر شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان بر بازده سهام صنعت دارو از لحاظ آماری معنادار به دست نیامد. همچنین مطابق با انتظارات تئوریکی، بازده داراییهای صنعت دارو، گردش داراییها، میزان بدهی و متغیر مجازی کرونا بر روند بازده صنعت دارو اثر مثبت دارند. مقدار آماره F به دست آمده در مدل پویای NARDL معناداری کل مدل رگرسیون برآورد شده را تایید میکند.
4-3-2. آزمون هم‌انباشتگی مدل NARDL
در این قسمت همانند مدل خطی ARDL از آزمون هم‌انباشتگی کرانه‌های پسران و همکاران (2001) به منظور بررسی وجود هم‌انباشتگی بلندمدت در بین متغیرهای موجود در مدل NARDL استفاده میشود. نتایج این آزمون در جدول (8) گزارش شده است.
با توجه به نتایج به دست آمده مقدار آماره F برای مدلNARDL از حد بالای سه سطح خطای 1، 5 و 10 درصد بالاتر است؛ بنابراین، وجود روابط بلندمدت بین متغیرها در مدل NARDL در تمامی سطوح تایید میشود.
|
جدول 8 . نتایج آزمون کرانهها در مدل خطی NARDL |
|||
|
حد بالا و پایین کرانهها در سطوح مختلف معناداری (درصد) |
مقدار آماره F |
||
|
1 |
5 |
10 |
|
|
86/3- 54/2 |
24/3- 06/2 |
94/2- 83/1 |
70229/10 |
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
|||
4-3-3. تخمین بلندمدت پارامترها و الگوی تصحیح خطا در مدل NARDL
نتایج حاصل از روابط بلندمدت میان متغیرهای پژوهش با استفاده از روش غیرخطی NARDL در جدول (9) آورده شده است. با توجه به نتایج به دست آمده در بلندمدت شوک منفی نرخ ارز، اثر منفی و معنادار بر بازده سهام صنعت دارو دارد و این در حالی است که شوک مثبت نرخ ارز دارای اثر مثبت و معنادار است. همچنین با توجه به نتایج
به دست آمده در بلندمدت، شوک منفی نوسانات نرخ ارز، اثر منفی و معنادار و شوک مثبت نوسانات نرخ ارز، اثر مثبت و معنادار بر بازده سهام صنعت دارو است. بنابراین، نتایج بیانگر نامتقارن بودن اثرات نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو دارد.
نتایج همچنین نشان میدهد که برخلاف نتایج مدل خطی ARDL، شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان و میزان بدهی صنعت دارو از لحاظ آماری تاثیر معناداری بر بازده سهام صنعت دارو در بلندمدت ندارند. قیمت نفت نیز تاثیر منفی و معناداری بر بازده صنعت دارو دارد و این در حالی است که مطابق انتظارات، بازده داراییهای صنعت دارو و میزان گردش داراییها به همراه متغیر مجازی کرونا در بلندمدت موجب افزایش بازده صنعت دارو میشوند. ضریب تصحیح خطا در مدل NARDL نشان میدهد که در هر دوره 71 درصد از خطای عدم تعادل تعدیل شده و مقدار کوتاهمدت به سمت مقدار تعادل بلندمدت خود میل میکند.
|
جدول 9 .نتایج آزمون روابط بلندمدت مدل و الگوی تصحیح خطا مدل NARDL |
||||
|
ارزش احتمال |
مقدار آماره t |
انحراف معیار |
ضرایب |
متغیر |
|
0535/0 |
989707/1- |
722480/0 |
406647/0- |
EX_NEG |
|
0230/0 |
363761/2 |
319007/0 |
754057/0 |
EX_POS |
|
0375/0 |
151686/2- |
10-5×42/8 |
000181/0- |
EXV_NEG |
|
0144/0 |
557936/2 |
000218/0 |
000557/0 |
EXV_POS |
|
4803/0 |
712465/0 |
486349/0 |
346507/0 |
CPIH |
|
0370/0 |
157872/2 - |
164851/0 |
355728/0- |
OILP |
|
0000/0 |
10828/11 |
538741/0 |
598448/0 |
ROA |
|
0000/0 |
838073/6 |
281097/0 |
192216/0 |
ATR |
|
1613/0 |
427069/1 |
139415/0 |
198954/0 |
DAR |
|
0340/0 |
195051/2 |
046999/0 |
103165/0 |
DUM |
|
ضریب تصحیح خطا |
||||
|
(000/0) 712620/0- ECM= |
||||
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
||||
4-3-4. بررسی اعتبار مدل برآورد شده غیرخطی NARDL
جهت اطمینان از تصریح صحیح مدل و عدم وجود ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی در مدل NARDL برآورد شده به ترتیب از آزمونهای ریست رمزی، آزمون واریانس ناهمسانی شرطی اتورگرسیو (آزمون ARCH) و آزمون بروش-گادفری (آزمون (LM استفاده شده است. نتایج این آزمونها در جدول (10) ارائه شده است.
نتایج به دست آمده نشان میدهد که حالت انتخابی مدل برآورد شده NARDL برای بررسی روابط میان متغیرها، مشکل عدم تصریح صحیح مدل مناسب، ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی را ندارد.
|
جدول 10. نتایج آزمون بررسی اعتبار الگو در مدل ARDL غیرخطی |
|||
|
بروش-گادفری (آزمون LM ) |
آرچ تست (آزمون ARCH) |
ریست رمزی |
نوع آزمون |
|
230516/0 (6338/0) |
875893/0 (3533/0) |
685761/0 (4112/0) |
مقدار آماره (سطح احتمال) |
|
ماخذ: یافته‌های پژوهش |
|||
4-3-5. آزمون عدم تقارن متغیرها در مدل NARDL
پس از اطمینان از صحت اعتبار الگوی برآوردی برای بررسی تقارن یا عدم تقارن شوکهای مثبت و منفی نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو از آزمون والد برای تایید یا عدم تایید متقارن یا نامتقارن بودن شوکها استفاده میشود. نتایج این آزمون در جدول (11) ارائه شده است. فرض صفر در آزمون والد مبنی بر اثر متقارن شوکهای مثبت و منفی است.
|
جدول 11. نتایج آزمون والد برای نرخ ارز و نوسانات نرخ ارز |
||
|
نوسانات نرخ ارز |
نرخ ارز |
آزمون والد |
|
849791/8 (0060/0) |
483656/9 (0046/0) |
مقدار آماره (ارزش احتمال) |
|
ماخذ: یافته‌های پژوه |
||
با توجه به نتایج به‌دست‌آمده، فرضیه صفر این آزمون رد میشود و بیانگر این است که شوکهای مثبت و منفی نرخ ارز و نوسانات آن بر بازده سهام صنعت دارو اثر نامتقارن دارد.
- بحث و نتیجهگیری
یکی از مهم‌ترین صنایع در هر اقتصاد که از اهمیت استراتژیک بسزایی برخوردار است، صنعت دارو است. در ایران این صنعت بعد از صنعت نفت، گاز و پتروشیمی، دومین صنعت مهم محسوب میشود. همچنین صنعت دارویی ارتباط مستقیمی با سلامت اجتماعی افراد دارد و در بسیاری از بحرانها نظیر بحران کرونا، تاثیر فراوانی بر زندگی اجتماعی و اقتصادی افراد جامعه گذاشته است. علاوه بر این، عوامل مختلفی بر صنایع و بازده سهام مختلف نظیر صنعت دارو تاثیرگذارند که یکی از مهم‌ترین آنان، نرخ ارز و نوسانات
در آن است. از این رو، با توجه به اهمیت صنعت داروسازی و ارتباط بازدهی این صنعت با نرخ ارز در بازار سهام ایران، این پژوهش با استفاده از دادههای فصلی بازه زمانی 1384 تا 1400 به بررسی اثرات خطی و غیرخطی نرخ ارز و نوسانات آن به همراه متغیرهای کنترلی اقتصاد کلان شامل شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان و قیمت نفت و متغیرهای کنترلی صنعت دارو شامل نسبت بازده داراییها، نسبت گردش داراییها و نسبت بدهی و متغیر مجازی کرونا بر بازده شاخص سهام صنعت دارو در قالب مدلهای ARDL و NARDL پرداخته است.
نتایج مطالعه نشان داد که در کوتاهمدت، برآیند کلی اثر نرخ ارز در مدل خطی ARDL بر بازده صنعت دارو، مثبت است. اما نکته تامل‌برانگیز در نتیجه این ارتباط آن است که در وقفههای مختلف، اثر ضرایب نرخ ارز تغییر کرده که احتمال داده میشود یکی از دلایل وقوع این امر، وجود شوکهای مثبت یا شوکهای منفی در قیمت ارز صورت‌گرفته باشد. برای این منظور، از مدل NARDL برای بررسی این امر که قابلیت تفکیک شوکها را دارد، استفاده شد. نتایج مدل غیرخطی NARDL نشان داد که شوک منفی در قیمت ارز موجب کاهش بازده صنعت دارو و شوک مثبت در جهت افزایش قیمت ارز منجر به افزایش بازده صنعت دارو در بازار بورس ایران میشود. برای نوسانات نرخ ارز نیز
در کوتاهمدت در مدل خطی ARDL اثر منفی بر بازده صنعت دارو به دست آمد
در حالی‌که در مدل غیرخطی NARDL نوسانات نرخ ارز به دو شوک مثبت و منفی در تغییرات نرخ ارز تفکیک شد که نتیجه شوکهای مثبت و منفی نوسانات نرخ ارز اثر معنادار، اما متفاوت مشاهده شد که این حاکی از نامتقارن بودن اثر شوکها بر بازده صنعت دارو دارد. اثر متغیر شاخص قیمت مصرف‌کننده بخش بهداشت و درمان در مدل خطی اثر منفی و معنادار دارد در حالی که در مدل غیرخطی اثر مثبت، اما از لحاظ آماری بیمعنی به دست آمد و ضریب متغیر قیمت نفت در هر دو مدل منفی و معنادار به دست آمد. همچنین بازده داراییها، گردش داراییها، میزان بدهی صنعت دارو و متغیر مجازی کرونا موجب بهبود بازده صنعت دارو در کوتاهمدت در هر دو مدل میشوند.
نتایج برآورد مدلها در بلندمدت نیز نشان داد که نرخ ارز در مدل خطی ARDL اثر مثبت دارد. این در حالی است که در مدل غیرخطی NARDL شوک منفی در قیمت ارز، اثر منفی و شوک مثبت آن اثر مثبت بر بازده سهام صنعت دارو دارد. همچنین نوسانات نرخ ارز در مدل خطی اثر منفی، اما در مدل غیرخطی، شوک منفی نرخ ارز، اثر منفی و شوک مثبت آن، اثر مثبت بر بازده سهام صنعت دارو دارد. اثر متغیرهای تورم بخش بهداشت و درمان و قیمت نفت در مدل غیرخطی NARDL به ترتیب مثبت و بیمعنی و منفی و معنادار مشاهده شد، اما در مدل خطی ARDL، هر دو، اثر منفی داشتند.
نتایج همچنین نشان داد که در بلندمدت متغیرهای بازده داراییها وگردش داراییها در صنعت دارو به همراه متغیر مجازی کرونا در هر دو مدل خطی و غیرخطی اثر مثبتی بر روند بازده صنعت دارو در بازار بورس تهران دارند در حالی که متغیر بدهی صنعت دارو، تنها در مدل خطی اثر مثبت و معناداری بر بازده دارو دارد. بنابراین، به طور خلاصه، نتایج بیانگر این است که بر اساس شواهد تجربی، رابطهای عمیق میان ارز و نوسانات آن با بازده صنعت دارو در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد، اما تاثیرپذیری این صنعت
از شوکهای قیمتی در نرخ ارز و نوسانات آن، ناهمگن است؛ به طوری که افزایش
در قیمت ارز و نوسانات آن موجب افزایش بازده شرکتهای بورسی صنعت دارو و کاهش در قیمت ارز و نوسانات موجود در آن موجب کاهش سودآوری این صنعت و شرکتهای فعال در این صنعت میشود.
به طور کلی، نتایج مطالعه حاضر بیانگر این است که تفکیک نرخ ارز و نوسانات آن به شوکهای مثبت و منفی موجب تغییر در نتایج تحقیق میشود. از این رو، پیشنهاد میشود که سرمایهگذاران و شرکتهای فعال در صنعت دارو به نتایج متفاوت مدلهای خطی و غیرخطی و همچنین اثرات نامتقارن متغیرها توجه کنند و با توجه به متفاوت بودن تاثیر شوکهای مثبت و منفی نوسانات نرخ ارز به جهت نوسانات توجه کرده و واکنش مناسبی برای پوشش نوسانات نرخ ارز انجام دهند.
همچنین پیشنهاد میشود که جهت پوشش ریسک نوسانات نرخ ارز که تاثیر بسیاری بر بازده تمام صنایع بورسی از جمله صنعت دارو دارد، استفاده از ابزارهای نوین مهندسی مالی در بازار سرمایه ایران افزایش یابد.
با توجه به یافته‌های مبنی بر تاثیر مثبت افزایش نرخ ارز بر بازده سهام صنعت دارو، پیشنهاد میشود که ارز شرکتهای دارویی به صورت تک نرخی تعیین شود، چراکه
با افزایش نرخ ارز، نرخ محصولات دارویی افزایش و میزان حاشیه سود شرکتهای دارویی افزایش مییابد.
همچنین با توجه به با افزایش نرخ ارز و افزایش قیمت دارو پیشنهاد میشود که تفاوت نرخ ارز ترجیحی با نرخ ارز بازار آزاد به شرکتهای بیمهای اختصاص یابد تا سطح پوشش بیمهای بیماران افزایش یابد و تعداد بیشتری از اقلام دارویی تحت پوشش بیمه قرار بگیرد و فشار افزایش قیمت دارو از افراد جامعه برداشته شده و همزمان شرکتهای دارویی بتوانند به تولید و ارائه محصولات با کیفیت بهتر بپردازند.
[1]. Autoregressive Distributed Lag (ARDL)
[2]. Nonlinear Autoregressive Distributed Lag (NARDL)
[3]. Branson, W. H.
[4]. Research & Development
[7]. Multivariate Granger Causality Test
[9]. Vector Autoregression )VAR)
[10]. Aydemir, O., & Demirhan, E.
[11]. Mgammal, M. H
[12]. Saman, C.
[13]. Threshold Autoregressive Error-Correction Model (MTAR-ECM)
[14]. Momentum Threshold Autoregressive Error-Correction Model (MTAR-ECM)
[15]. Sichoongwe, K.
[16]. Generalized AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity (GARCH)
[17]. Luqman, R., & Kouser, R.
[18]. Dang, V. C., et al.
[19]. Saidi, L. D., et al.
[20]. Nusair, S. A., & Olson, D.
[21]. Exponential General Autoregressive Conditional Heteroskedastic (EGARCH)
[22]. Markov Switching Model
[23]. Analysis of Variance (ANOVA)
[24]. Hodrick-Prescott
[25]. Engle, R. F., & Granger, C. W.
[26]. Maximum Likelihood Method
[27]. Johansen, S., & Juselius, K.
[28]. Pesaran, et al.
[30]. Shin, Y., et al.
[31]. Wald Test
[32]. Dang, V. C., et al.
[33]. Saidi, L. D., et al.
[36]. Akaike Criterion
[37]. Hannan Quinn Criterion
[39]. Unrestricted Error Correction Model (UECM)
[40]. Banerjee, A., Dolado, J., & Mestre, R.
)