کاشف ظاهر مالک 2 گروه اقتصاد، دانشگاه علوم مدیریت لاهور، Opp. Sector U, DHA, Lahore Cantt, Lahore, Pakistan Correspondence kashif. malik@lums. edu. pk https://orcid. org/0000-0002-6038-948Xمشاهده اطلاعات بیشتر نویسنده

دانشگاه علی امتیاز 3 بحریه، اسلام آباد پاکستان؛ 4 عضو، هیئت مدیره، بنیاد CELL، دانشگاه ماستریخت، هلندhttps://orcid. org/0000-0002-0052-5988مشاهده اطلاعات بیشتر نویسنده

مشاور عمار آفتاب 5، ارائه خدمات بهداشتی و تسهیلات بهداشتی در بانک توسعه آسیایی (ADB)، ماندالویونگ، فیلیپینhttps://orcid. org/0000-0001-7403-0892مشاهده اطلاعات بیشتر نویسنده

• دانلود نقل قول
• https://doi. org/10. 1080/23322039. 2020. 1756144
• علامت متقاطع

اقتصاد عمومی و کاربردی

پویایی بازارهای فارکس و مالی: موردی از چین و آسه آن

• مقاله کامل
• ارقام و داده ها
• منابع
• استناد
• معیارهای
• صدور مجوز
• چاپ مجدد و مجوزها
• مشاهده PDF PDFView EPUB EPUB

خلاصه

هدف این مقاله بررسی علیت دوگانه احتمالی بین نرخ های ارز و شاخص های سهام چین و آسه آن با استفاده از مدل خودکار رگرسیون بردار ساختاری (SVAR) است. این مقاله روابط پویا بین یوان و شاخص ترکیبی شانگهای و شاخص سهام شنژن را در زمینه سومین بلوک تجاری بزرگ چین، یعنی آسه آن، پس از بحران مالی آسیا در سال 1997 تجزیه و تحلیل کرده است. بحران مالی آسیا 1997-1998تاثیر نامطلوب بر شاخص های سهام و ارز کشورهای آسه آن. همچنین انتظار می رفت که به زودی کاهش ارزش یوان به دنبال داشته باشد و در نتیجه اعتماد سرمایه گذاران در بازارهای چین به شدت کاهش یابد. تحقیقات بیشتری برای کشف رابطه پیچیده بین بازارهای مالی و فارکس در زمینه چین و آسه آن مورد نیاز بود. تمرکز این مقاله بررسی چنین رابطه ای با تمرکز بر چین است. نتایج مدل، علیت دوگانه بین دو متغیر مورد علاقه در چین را تایید می کند. این نتیجه می گیرد که شوک مالی مثبت تأثیر کوچک اما قابل توجهی بر یوان دارد، در حالی که شوک مثبت نرخ ارز تأثیر زیادی بر شاخص های ترکیبی شانگهای و شنژن دارد. این مقاله تأثیر شوک های پولی و تقاضا را بر شاخص های یوان و بازار سهام ناچیز می بیند.

1. معرفی

بخش مالی جهانی از زمان فروپاشی سیستم برتون وودز در سال 1971 چندین دوره تحول را پشت سر گذاشته است. بحران مالی در سراسر جهان مانند آمریکای لاتین در سال 1994 ، آسیای شرقی در سال 1997 و رکود جهانی در سال 2007 منجر به اثرات هماهنگ ارز و ارزها شد. شاخص های سهام ، باعث می شود دانشگاهیان و سرمایه گذاران به طور یکسان بتوانند رابطه همزمان بین بازارهای فارکس و مالی را تجزیه و تحلیل کنند. به طور سنتی ، تحقیقات در تلاش برای ایجاد پیوند پویا بین بازارهای فارکس و مالی به دو رویکرد طبقه بندی می شود: رویکرد جریان گرا و رویکرد تعادل نمونه کارها.

رویکرد بازار یا رویکرد بازار کالاها از علیت منفی ناشی از نرخ ارز به بازار سهام استناد می کند. این رویکرد مبتنی بر این فرضیه است که در صورت کاهش ارزش - یک شوک نرخ ارز مثبت - آنگاه شرکتهای دارای فهرست علنی صادراتی برای صادرات کالا به بازارهای بین المللی ارزان تر می شوند و به شرکت ها امکان می دهند یک مزیت رقابتی کسب کنند ، از این رو صادرات آنها را افزایش می دهدوادافزایش صادرات درآمدهای اضافی را ارائه می دهد و در نتیجه باعث افزایش اعتماد به نفس سرمایه گذاران می شود و در نهایت منجر به افزایش عملکرد قیمت سهام شرکت ها می شود. معکوس نیز صادق است: اگر در نرخ ارز قدردانی شود ، یعنی شوک نرخ ارز منفی ، شرکت ها رقابت خود را در بازارهای جهانی از دست می دهند و منجر به کاهش صادرات ، از دست دادن اعتماد به نفس سرمایه گذاران و در نهایت کمبود می شوند. عملکرد در بورس سهام.

رویکرد تعادل نمونه کارها از علیت مثبت از سهام تا بازارهای فارکس استناد می کند. یک بورس سهام صعودی باعث ورود سرمایه از سرمایه گذاران خارجی به اقتصاد می شود ، بنابراین تقاضا برای ارز کشور را افزایش می دهد و در نهایت منجر به قدردانی از نرخ ارز می شود. در مقایسه ، یک بورس سهام نزولی باعث می شود تا سرمایه گذاران خارجی واگذار شوند و در نتیجه کاهش تقاضا برای ارز کشور ایجاد شود و در نهایت منجر به کاهش نرخ ارز شود.

پرونده چین-آساین برای تجزیه و تحلیل جالب خواهد بود ، زیرا در ژوئیه 2005 اصلاحات نرخ ارز در چین صورت گرفته است. یوان قبل از اصلاح به دلار آمریکا چسبیده بود ، در حالی که یوان پس از اصلاحات به سبد ارزها متصل شده است و منجر به تغییر زیاد در یوان شده و پیش بینی نرخ ارز را برای سرمایه گذاران دشوار می کند. باند معاملات روزانه RMB از 0. 3 ٪ (1994) به 0. 5 ٪ (2007) ، به 1 ٪ (2012) و به 2 ٪ (2014) گسترده شده است (گری و شیگونگ ، 2010). در سال 2003 ، مقررات مربوط به سرمایه گذاری خارجی در بورس سهام تحت "سرمایه گذاران واجد شرایط نهادی خارجی" (QFII) و "سرمایه گذاران واجد شرایط نهادی داخلی" (QDII) آرام بود. بنابراین ، افزایش نوسانات یوان در میان افتتاح تدریجی بازارهای مالی چین باعث شده است که به طور یکسان محققان و سرمایه گذاران را ایجاد کند (گری و شیگوانگ ، 2010).

سهم این مقاله شناسایی علیت دوگانه بالقوه بین بازار فارکس و سهام در مورد چین و سومین بلوک بزرگ تجاری آن ، ASEAN است. این مقاله اولین موردی است که از مدل اتورگرایی وکتور در چنین زمینه ای استفاده می کند. اصالت دیگر این مقاله ، گنجاندن چندین متغیر مرتبط در مورد چین و ASEAN است. این مقاله به غیر از در نظر گرفتن تأثیر تقاضای پولی و شوک های عرضه ، چندین قدم پیش می رود تا عوامل تعیین کننده مربوط به بازارهای مالی و فارکس مانند تولید ناخالص داخلی ، نرخ بهره و تورم را شامل شود. چنین تعداد متغیرها و متدولوژی هنوز در زمینه چین و ASEAN اعمال نشده است. در این مقاله از هشت متغیر مربوطه به عنوان کنترل در مدل استفاده شده است تا در صورت وجود ، بین بازارهای سهام یوان و شانگهای و شنژن ، پیوند را به وضوح بررسی کند. برای این منظور ، این مقاله از نظر تجارت دو جانبه خود با چین ، متغیرهایی را از هر دو چین و همچنین متغیرهای متوسط وزنی اقتصادهای عمده آسه آن به دست می آورد. متغیرهایی مانند تولید ناخالص داخلی نسبی و شاخص های سهام نسبی (REQ) به عنوان تفاوت بین چین و همتایان ASEAN آن گرفته شده است.

بقیه مقاله به شرح زیر است: بخش به طور خلاصه ادبیات مهم را مرور می کند. بخش 3 مشخصات و شناسایی VAR را با زیر بخش ها در مورد داده ها ، تست های ریشه واحد و طول تاخیر ، چارچوب ساختاری VAR و شناسایی مدل ارائه می دهد. بخش 4 نتایج تجربی را بر اساس توابع پاسخ Impulse (IRF) و تجزیه واریانس توصیف می کند در حالی که بخش 5 مقاله را نتیجه می گیرد.

2. بررسی ادبیات دانشگاهی

مطالعات متعددی با استفاده از مدل VAR و سایر روشها برای بررسی ارتباط علّی بین بازارهای فارکس و مالی در هند ، برزیل ، اتحادیه اروپا ، انگلستان و ایالات متحده انجام شده است. برخی در مورد هر دو بازار توسعه یافته و در حال توسعه ارتباط قابل توجهی بین این دو نهاد پیدا کرده اند ، در حالی که برخی دیگر تعامل قابل توجهی پیدا کرده اند اما روابط علّی طولانی مدت بین دو بازار مالی ، به ویژه در مورد اقتصادهای نوظهور وجود ندارد.

مدل های مدل اصلاح خودکار وکتور ساختاری (SVAR) در تجزیه و تحلیل اثرات پویا شوکهای غیر منتظره در مسیر زمانی متغیرها مفید هستند. مدل SVAR بهتر از مدل های VAR در نظر گرفته می شود زیرا کاهش یافته از VAR روابط ساختاری بین متغیرها را در نظر نمی گیرد. علاوه بر این ، SVAR محدودیت های خاصی را در شناسایی مدل تحمیل می کند. از این رو ، SVAR می تواند برای پیش بینی اثرات شوک های مختلف بر متغیرهای سری زمانی استفاده شود.

روش دیگری که در اقتصاد کلان تجربی مورد استفاده قرار می گیرد ، مدل تاخیر توزیع شده غیر خطی خودکار (NARDL) است. اخیراً ، توسط شین و همکاران ساخته شده است.(2014) ، مدل NARDL برای شناسایی اثرات نامتقارن کوتاه و بلند مدت از تجزیه جزئی جزئی مثبت و منفی استفاده می کند. در مقایسه با مدل های همبستگی کلاسیک ، NARDL برای نمونه های کوچک عملکرد بهتری دارد (رومیلی و همکاران ، 2001). این کلاس از مدل ها برای سری متغیر I (0) و I (1) به همان اندازه کارآمد است. با این حال ، نمی توان از آن برای سری اختلافات دوم ، یعنی سری I (2) استفاده کرد. مزایای اصلی چارچوب نامتقارن NARDL شین و همکاران.(2014) دو نفر هستند: این عدم تقارن کوتاه و بلند مدت را ارزیابی می کند و همچنین یکپارچه سازی پنهان را تشخیص می دهد.

کارشناسی ارشد و کائو (1990) شش اقتصاد را مورد بررسی قرار دادند و نتیجه گرفتند که استهلاک ارز داخلی به طور مثبتی روی شاخص بازار سهام داخلی برای کشور حاکم بر صادرات تأثیر می گذارد و برای یک کشور تحت سلطه واردات مضر است. در مقابل ، قدردانی از ارز کشور داخلی بر شاخص بازار سهام داخلی کشور حاکم بر صادرات تأثیر منفی می گذارد و از کشور غالب واردات بهره می برد و از این طریق تئوری بازار کالا را تکمیل می کند. این رابطه توسط Bartram و همکاران تأیید شد.(2005) ، و همچنین توسط چو و همکاران.(1997).

پس از تجزیه و تحلیل بازارهای فارکس و حقوق صاحبان سهام هشت اقتصاد صنعتی (ایالات متحده ، کانادا ، انگلیس ، آلمان ، فرانسه ، ایتالیا ، هلند و ژاپن) با استفاده از مدل تصحیح خطا ، با استفاده از داده های روزانه از 1985 تا 1991 ، ریچارد و Mbodja (1996) یافتندفعل و انفعالات قابل توجه بین دو بازار به طور خلاصه و همچنین در طولانی مدت.

عبدالله و موریند (1997) از یک مدل تصحیح خطای مشابه برای مطالعه رابطه دو بازار مالی در زمینه اقتصادهای نوظهور آسیا از سال 1985 تا 1994 استفاده کردند. آنها نتیجه گرفتند که علیت در مورد هند ، کره جنوبی و پاکستان ازنرخ ارز به قیمت سهام ، نه راه دیگر ، از این رو تأیید رویکرد بازار کالاها و بی اعتنایی به رویکرد تعادل نمونه کارها.

Bhunia (2011) علیت احتمالی بین شاخص های سهام و نرخ ارز در هند را بررسی کرد. وی با استفاده از داده های سال 2001 تا 2011 ، دریافت که یک ارتباط علّی دو جهته بین روپیه هند و کلیه شاخص های سهام (متشکل از زیرساخت ها ، خدمات ، مالی و شاخص های صنعتی و فناوری) وجود دارد.

گری و شیگوانگ (2010) با استفاده از مدل ARDL ، علیت قوی و قابل توجهی را که از شاخص کامپوزیت یوان به شانگهای در حال اجرا بود ، پیدا کردند و از این طریق ، از این طریق ، رویکرد جریان گرا را تأیید می کنند و از رویکرد نمونه کارها تعادل استفاده می کنند.

ناکا و موکرجی (1995) رابطه منفی بین شاخص بورس اوراق بهادار ژاپن و ین مشاهده کردند. از آنجا که ین در برابر دلار آمریکا کاهش می یابد ، به دلیل تعداد زیادی از بنگاه های صادراتی در لیست عمومی ، بازار سهام ژاپن افزایش می یابد. همین نتیجه توسط Wongbangpo و Sharma (2002) در مورد اندونزی ، مالزی و فیلیپین یافت شد. با این حال ، برخی از مطالعات قادر به یافتن رابطه طولانی مدت قابل توجه بین بازار فارکس و سهام نیستند.

یانگ و وانگ (2005) علیت دو متغیره بین قیمت یوان و سهام در چین را با استفاده از یک مدل اتورگرایی وکتور تحقیق کردند و نتیجه گرفتند که هیچ ارتباط علّی بلند مدت بین دو نهاد در چین وجود ندارد. این تحقیق به پیوند کوتاه مدت بین فارکس و بورس سهام در چین اشاره کرد.

محمد و رشید (2007) در مورد رابطه بین نرخ ارز و بازار سهام چهار کشور آسیای جنوبی: هند ، پاکستان ، بنگلادش و سریلانکا بررسی کردند. وی با استفاده از مدل تصحیح خطا و علیت گرنجر ، هیچ پیوندی کوتاه یا بلند مدت بین دو بازار مالی پیدا نکرد. نتایج نشان داد که بازار سهام و نرخ ارز نامربوط است. دلیل اصلی عدم توسعه بخش های مالی در اقتصادهای جنوب آسیا است.

رحمان و اودین (2009) رابطه پویا بین شاخص های سهام و نرخ ارز برای سه کشور آسیای جنوبی را مورد تجزیه و تحلیل قرار دادند: بنگلادش ، هند و پاکستان. آنها با استفاده از علیت گرنجر ، هیچ ارتباط پویا بین این دو نهاد در سه اقتصاد آسیای جنوبی پیدا نکردند.

بنیامین (2006) از تست های علیت غیرخطی برای شناسایی پیوند بین شاخص سهام واقعی برزیل و برزیل (BOVESPA) استفاده کرد. در این مقاله نتیجه گرفته شده است که هیچ علیت بلند مدت بین این دو نهاد وجود ندارد.

ادبیات موجود در مورد پیوند بین نرخ ارز و شاخص های بازار سهام نتیجه گیری متفاوتی را به دست می آورد و هیچ اجماعی در مورد جهت و بزرگی علیت بین بازار فارکس و سهام وجود ندارد. ادبیات هم علیت حساس و هم حساس بین این دو موجود را گزارش می کند. در مورد اقتصادهای صنعتی ، به نظر می رسد این پیوند به طور قابل توجهی وجود دارد ، در حالی که در مورد اقتصادهای در حال توسعه علیت یا ضعیف یا غیر وجود دارد. حتی در کشورهای توسعه یافته و در حال توسعه ، جهت و رویکرد علیت بین نرخ ارز و شاخص های سهام در درجه اول به دلیل ساختار متنوع اقتصادها ، پیوند عجیب و غریب بین بازارهای فارکس و سهام ، رفتار سرمایه گذاران و میزان باز بودن باز بودن متفاوت استاقتصاد

3. مشخصات و شناسایی VAR

3. 1داده ها

از داده های سه ماهه در طی دوره 2014-2014 استفاده شده است. سری متغیر نسبی به عنوان میانگین وزنی کشورهای ASEAN تخمین زده می شود و توسط یک ستاره در متن هر متغیر مشخص می شود. هر متغیر ASEAN با استفاده از معادله زیر محاسبه می شود:

• t = کل حجم تجارت

• من = کشور خاص

• A = منطقه ASEAN

کشورهای ASEAN که در تجزیه و تحلیل ما استفاده می شود شامل مالزی ، اندونزی ، سنگاپور و فیلیپین است. منابع داده ها عبارتند از بانک توسعه آسیا ، صندوق بین المللی پول و بلومبرگ.

یکی از محدودیت های جمع آوری داده ها این است که در مورد چین قبل از سال 1995 در دسترس نبود. داده های مربوط به چندین متغیر مورد علاقه یا به صورت سه ماهه مفقود و یا در دسترس نیست.

3. 2متغیرها

هشت متغیر از جمله تولید ناخالص داخلی (تولید ناخالص داخلی) ، نرخ بهره ، نرخ ارز ، شاخص سهام و شاخص قیمت مصرف کننده (CPI) برای چین و ASEAN محاسبه می شود و در روش تخمین VAR استفاده می شود (جدول 1). سطح خروجی واقعی (تولید ناخالص داخلی) در فرقه های دلار گرفته می شود. نرخ ارز چین و ASEAN به عنوان ارزش اندازه گیری شده از نظر دلار آمریکا گرفته می شود. محاسبه متغیرها به شرح زیر توصیف شده است.

منتشر شده به صورت آنلاین:

جدول 1. شرح متغیرها و منابع

با این حال ، برای سادگی ، پنج متغیر مهم و مرتبط با کلان اقتصادی برای ارزیابی تأثیر انتخاب شدند. اینها به شرح زیر مشخص می شوند:

الف) تولید ناخالص داخلی نسبی (خشک)

ب) CPI نسبی (DRP)

ج) نرخ ارز (یوان) (der)

د) نرخ بهره نسبی (DRI)

ه) شاخص عدالت نسبی (DREQ)

3. 2. 1. متغیرهای نسبی

این مقاله به دلایل مختلف از متغیرهای نسبی مانند تولید ناخالص داخلی و CPI استفاده می کند. این مبتنی بر روش استفاده شده توسط ریچارد و مباودجا (1996) است که در آن نویسندگان از متغیرهای نسبی برای تجزیه و تحلیل روابط پویا بین بازارهای مالی و فارکس در مورد اقتصادهای پیشرفته اروپا و آمریکای شمالی استفاده می کنند. به گفته نویسندگان ، از متغیرهای نسبی برای بازتاب میزان تأثیرات مختلف در بازارهای مالی و فارکس در نتیجه شوک های مثبت استفاده می شود. علاوه بر این ، استفاده از متغیرهای نسبی در مورد چین و ASEAN برای گرفتن تفاوت در اثرات متغیرها مناسب است. چین به عنوان یک اقتصاد نسبتاً بسته از اقتصادهای آسه آن ، پس از یک شوک متفاوت از کشورهای آسه آن تحت تأثیر قرار خواهد گرفت.

3. 3تست های ریشه و تاخیر واحد

تخمین مدل VAR نیاز دارد که هر متغیر وارد شده در مدل باید ثابت باشد.

از این رو ، ما از تست دیکی فولر افزوده (ADF) برای تست ثابت بودن استفاده کردیم. آزمون ADF با استفاده از تاخیر متغیر وابسته ، این مزیت را دارد که به همبستگی بپردازد. علاوه بر آزمایش ADF ، ما همچنین آزمایش های ریشه Kwiatkowsk i-Phillip s-Schmid t-Shin (KPSS) و فیلیپ س-پررون (PP) را انجام دادیم. 1 تست فیلیپ س-پررون نتایج مشابه تست های ADF را تولید می کند. با این حال ، تست KPSS با عدم موفقیت در مورد داده ها برای سری قیمت نسبی (RP) در سطح ثابت است. بنابراین ، سری اول تفاوت RP در مدل وکتور خودکار تگرگ استفاده می شود. سطح ثابت در جدول 2 ارائه شده است.

منتشر شده به صورت آنلاین:

جدول 2. سطح ثابت متغیرها

علاوه بر این ، آزمایش طول تاخیر با استفاده از معیارهای اطلاعات AKAIKE (AIC) و معیارهای شوارت ز-بوزی (SBC) محاسبه شد. سه تاخیر مجموع مربع را در هر دو معیار به حداقل رساند. سه تاخیر در برآورد مدل VAR استفاده می شود.

3. 4چارچوب ساختاری var

اصطلاحات خطا (شوک) در VAR ساختاری فرض می شود که بی ارتباط هستند و برای آزمایش همبستگی سریال ، آزمایش طول تاخیر انجام شد. علاوه بر این ، همچنین فرض بر این است که متغیرهای مستقل می توانند تأثیرات معاصر بر متغیرهای دیگر داشته باشند. با این حال ، برای جلوگیری از برآورد پارامترهای متناقض ، باید از فرم کاهش یافته SVAR استفاده شود.

پس از تنظیم همبستگی سریال و طول تاخیر ، این مدل در برابر مدل Tien معیار است. متغیرهای مورد استفاده در تجزیه و تحلیل ҳ = فرض بر این است که از "فرآیند ثابت کواریانس چند متغیره" پیروی می کنند و بردار X به تاخیر آن و برخی بردارهای شوکهای ساختاری "ɛ" بستگی دارد (پائو-لین ، 2009). شوک ها در جدول 3 تعریف شده است.

منتشر شده به صورت آنلاین:

جدول 3. شرح شوک ها

مدل تکرار خودکار وکتور را می توان به شرح زیر نوشت:

منتشر شده به صورت آنلاین:

3. 4. 1. شناسایی مدل VAR

در مرحله اول ، محدودیت های طولانی مدت تحمیل شده به شکل Wold MA باید از نظر اقتصادی معتبر باشد و دوم ، هر محدودیت فقط باید و منحصر به فرد شوک های محاسبه شده در مشخصات مدل زیر را مشخص کند. با استفاده از داده های سه ماهه در مدت زمان 1997-2014 ، مدل VAR فرم زیر x = b (1) را می گیرد.

شوک ها در جدول 3 به شرح زیر تعریف شده اند.

ترتیب متغیرها از روش ارائه شده توسط ریچارد و مکودجا (1996) و الیور و دنی (1989) پیروی می کند. مثلث پایین B (1) به شرح زیر مشخص می شود. این کار با مدلی ارائه شده توسط بلانچارد و کوا آغاز می شود که باعث تمایز بین عرضه و شوک تقاضا می شود. مهمترین یافته های مدل BQ این است که شوک های تقاضا فقط به طور موقت بر سطح خروجی واقعی تأثیر می گذارند ، یعنی در کوتاه مدت ، در حالی که خروجی واقعی به طور قابل توجهی توسط عوامل جانبی عرضه در طولانی مدت تأثیر می گذارد (الیور و دنی ، 1989). این امر در مورد بازارهای نوظهور و همچنین چین وجود دارد. تغییرات در اجزای تقاضای کل به دلیل مداخله بالای وضعیت به سرعت تنظیم می شود ، در حالی که افزایش ظرفیت تولیدی اقتصاد تأثیرات طولانی مدت بر تولید واقعی خواهد داشت. بنابراین ، سطح خروجی واقعی در مدل می تواند تحت تأثیر شوک های داخلی و همچنین در عرضه مشترک قرار گیرد.

برای سطح خروجی نسبی ، یک شوک عرضه مشترک که هم برای چین و هم در Y* (میانگین وزنی ASEAN) مشترک است ، اثر طولانی مدت نخواهد داشت. این دیدگاه با نمونه ای از شوک عرضه مانند پیشرفت تکنولوژیکی در یک اقتصاد بزرگ ، یعنی ایالات متحده ، پشتیبانی می شود و منجر به افزایش تولید ناخالص داخلی خود نسبت به سایر اقتصادها می شود. با این حال ، با توجه به جهانی سازی ، به اشتراک گذاری دانش از طریق افزایش تجارت ، دسترسی به فناوری و احتمال زیاد مهندسی معکوس ، سایر اقتصادها ، به ویژه شرکای تجاری ایالات متحده ، به دست می آیند. از این رو ، در دراز مدت ، هرگونه تفاوت در بهره وری فناوری را از بین می برد و تمام شکافهای اصلی تولید و تولید بین ایالات متحده و سایر اقتصادها ، به ویژه شرکای تجاری آن را از بین می برد (پائو-لین ، 2009). همین توجیه را می توان در مورد چین مورد استفاده قرار داد ، زیرا هر پیشرفت عمده تکنولوژیکی در چین به سرعت در سایر اقتصادها ، به ویژه در بین شرکای تجاری خود ، ASEAN در این مورد منتشر می شود. این شناسایی را در ردیف (1) و (2) ماتریس B (1) (معادله (2)) توجیه می کند.

برای متغیر شاخص نسبی سهام (REQ)، مدل اجازه می دهد تا شوک عرضه و نرخ ارز اثرات بلندمدتی داشته باشد. فریزر، با استفاده از داده های فصلی و روش شناسایی مبتنی بر VAR ساختاری، ثابت کرد که شوک های عرضه سهم بیشتری در تغییرات قیمت سهام دارند و آنها را به عنوان منبع اصلی تغییرات در شاخص های سهام ذکر کرد (Fraser & Nicolaas, 2006). به طور مشابه، همانطور که در بررسی ادبیات دانشگاهی مورد بحث قرار گرفت، اکثر مطالعات تجربی شواهدی از تأثیر شوک نرخ ارز بر قیمت سهام در کشورهای در حال توسعه و همچنین در کشورهای توسعه یافته ارائه می دهند. مطالعات انجام شده توسط Gaurav و همکاران.(2010)، ذاکری (2006)، و پل و همکاران.(2011) علیت بلندمدت از نرخ ارز به شاخص های سهام را در مورد کانادا، هند و سوئیس مشاهده کردند. از این رو، برای متغیر REQ، مدل اجازه می دهد تا عرضه داخلی و رایج و همچنین شوک های نرخ ارز تاثیر بلندمدتی داشته باشند.

برای نرخ واقعی مبادله یوان، مدل اجازه می دهد تا شوک های عرضه، نرخ ارز و سهام تأثیرات بلندمدت دائمی داشته باشند (بنابراین، محدودیت های ردیف سوم و چهارم B (1)) (معادله (2)). ادبیات تعیین کننده نرخ ارز واقعی عواملی را از عرضه و تقاضا ذکر می کند که بر نرخ های ارز واقعی در بلندمدت تأثیر می گذارند، در حالی که شوک های پولی و سایر شوک های اسمی اثرات کوتاه مدتی دارند (Pao-Lin, 2009). آتاناسیوس و کاستاس (2013)، با استفاده از رویکرد رگرسیون هم ادغام ناپارامتریک، به این نتیجه رسیدند که تغییرات قیمت سهام باعث حرکت نرخ ارز در اتحادیه اروپا و ایالات متحده می شود. یافته های آنها با مطالعه ای که قبلا توسط I-Chun (2012) انجام شده بود تکمیل شد. با استفاده از یک توجیه مشابه و برای بررسی اثر مشابه در مورد چین-آسه آن، این مدل به شوک های سهام اجازه می دهد تا اثر دائمی بلندمدت بر یوان داشته باشند.

اگرچه محدودیت های تحمیل شده اجازه می دهد تا مدل به طور منحصر به فرد شناسایی شود ، اما یک احتیاط احتمالی باقی می ماند. جان و لپر (1997) مسئله شوک های متعدد را شناسایی کردند ، یعنی هر شوک مشخص شده در مدل VAR ممکن است به نوعی شوک های دیگر را در بر بگیرد. به عنوان مثال ، شوک عدالت ممکن است به دلیل شوک بهره وری باشد. در این حالت ، روش شناسایی بلند مدت BQ اجازه می دهد تا شوک های متعدد فقط درصورتی که متغیر علاقه علاقه به هر دو شوک در یک جهت پاسخ دهد ، تأثیر بگذارد (الیور و دنی ، 1989). بنابراین ، هشت مدل VAR موضوع را به روشی بسیار کارآمد می پردازند. با توجه به تعداد زیادی از متغیرهای موجود در مدل VAR ، دسته های شوک های گسترده تر به انواع دقیق تقسیم می شوند.

4- نتایج تجربی

در این بخش به تفسیر اقتصادی IRF از دو شوک مهم ، یعنی شوک سهام (مالی) و شوک نرخ ارز بحث شده است.

4. 1پاسخ به شوک سهام (مالی)

هنگامی که به این مدل شوک مالی مثبت داده می شود ، REQ 5 ٪ افزایش می یابد و افزایش تدریجی را تا سه ماهه چهاردهم ادامه می دهد. به عبارت دیگر ، REQ به دلیل افزایش شاخص های سهام عدالت چین (بورس سهام شانگهای و بورس شنژن) بیشتر از میانگین وزنی شاخص های سهام منتخب کشورهای ASEAN بیشتر است.

این رفتار به دنبال منطقی اقتصادی است. به دلیل افزایش REQ ، فشارهای تورمی در بخش مالی چین ایجاد می شود. به گفته فرانچسکو و همکاران.(2015) ، با توضیح گسترده ، متوسط سرمایه گذار چینی دو راه اصلی برای سرمایه گذاری دارد: بخش مالی و بخش واقعی - و یک همبستگی مثبت قوی بین دو بخش اقتصاد وجود دارد. برای جلوگیری از گرمای بیش از حد بخش مالی داخلی ، دولت چین باید نرخ بهره را کاهش دهد تا رشد در بخش تولید را افزایش دهد. این رفتار مشهود است-نرخ بهره کوتاه مدت Chinese (CIR) قبل از تثبیت در هشت سه ماهه 1 تا 2 ٪ کاهش می یابد. همچنین ، کاهش نرخ بهره نسبی (DRRI) کاهش می یابد. کاهش "نرخ بهره نسبی" نشان می دهد که کشورهای ASEAN از این پرونده پیروی می کنند اما کاهش نرخ بهره چین بالاتر از ASEAN خواهد بود. این الگوی در IRF ها به شوک های عدالت مشهود است (شکل 1 (الف)).

منتشر شده به صورت آنلاین:

شکل 1. پاسخ به شوک نرخ ارز

شکل 1. پاسخ به شوک نرخ ارز

کاهش نرخ بهره توسط دولت چین منجر به افزایش سرمایه گذاری و مصرف می شود ، بنابراین باعث افزایش تولید ملی (تولید ناخالص داخلی) می شود. کشورهای ASEAN از این پرونده پیروی می کنند ، بنابراین متغیر "تولید ناخالص داخلی نسبی" افزایش می یابد. اما افزایش تولید ناخالص داخلی چینی از کشورهای آسه آن بیشتر خواهد بود ، از این رو روند فزاینده ای. این اثر حاشیه ای است. در سه ماهه چهاردهم ، 1. 5 درصد افزایش می یابد و سرانجام در پایان سه ماهه چهاردهم فروکش می کند. با این حال ، کاهش نرخ بهره واقعی خطر تغییر فشار تورمی از بخش مالی به بخش واقعی را به همراه خواهد داشت. به دلیل کاهش نرخ بهره ، همراه با شوک مالی ، افزایش قیمت ها افزایش می یابد. این رفتار در قالب کاهش RP مشهود است. این کاهش نشان می دهد که قیمت های ASEAN بیشتر از قیمت چین افزایش می یابد ، در حالی که ASEAN در مقایسه با چین بازتر و مستعد شوک های برون زا است. برای جلوگیری از تغییر فشار تورمی از مالی به بخش واقعی ، دولت چین نرخ ارز را کاهش می دهد ، که منجر به کاهش ارزش یوان می شود ، همانطور که از IRF ER مشهود است (شکل 1 (الف)). این اثر فقط 2 ٪ است. در صورت نگه داشتن شرایط مارشا ل-لرنر ، کاهش نرخ ارز منجر به افزایش صادرات خواهد شد و این باعث افزایش بیشتر تولید ناخالص داخلی چین خواهد شد. شرط مارشال-لرنر این کشور را در این کشور قرار می دهد که استهلاک نرخ ارز فقط در صورتی که مبلغ کشش صادرات و تقاضای طولانی مدت بیشتر از یک (Anon. ، n. d.) باشد ، به تعادل بهبود تجارت منجر می شود. تقاضا برای اکثر صادرات چین بسیار الاستیک است و دلالت بر برگزاری شرایط مارشا ل-لرنر دارد (Francesco et al. ، 2015). افزایش تولید ناخالص داخلی نسبی نشان می دهد که تولید چین بیشتر از تولید کشورهای ASEAN افزایش می یابد. بازده واقعی چین در درجه اول به دلیل کاهش نرخ بهره در ابتدا و بعداً نرخ ارز افزایش می یابد.

بنابراین ، تأثیر شوک مالی مثبت کاهش ارزش دولت از نرخ ارز یوان است. پیوند بین بازار مالی و فارکس در مورد چین و آسه نه از رویکرد جریان گرا و نه یک رویکرد نمونه کارها تعادل پیروی نمی کند. علیت از حقوق صاحبان سهام تا نرخ ارز اما برعکس است. با این حال ، تأثیر حاشیه ای است. افزایش غیر منتظره و ناگهانی در شاخص های شانگهای و شنژن منجر به کاهش ارزش یوان با تنها 2 ٪ می شود.

تقریباً 3 ٪ از تغییرات در یوان در سه ماهه دهم توسط شوک های عرضه توضیح داده می شود ، که مطابق با تئوری کلان اقتصادی است (جدول A 1-Given در پیوست). در آغاز سال 2007 ، شاخص کامپوزیت شانگهای و بورس سهام شنژن در قله های خود قرار داشتند. شاخص های بالای بورس سهام (نوعی شوک مالی متوسط) در مورد وضعیت اقتصاد چین سیگنال مثبتی برای سرمایه گذاران فراهم کرد و اعتماد به نفس سرمایه گذاران را تقویت کرد و در نتیجه شوک تکنولوژیکی در چین در سال 2007 به وجود آمد. توسط آن غول هایی مانند Google و Yahoo. با افزایش ناگهانی تلفن های هوشمند داخلی و تقاضای تجهیزات محاسباتی ، دولت شوک نرخ ارز را برای جلوگیری از واردات و حمایت از بنگاه های محلی فناوری اطلاعات و ارائه مزیت رقابتی به صادرکنندگان معرفی کرد (وین و مارک ، 2013). بنابراین ، یک شوک مالی منجر به شوک عرضه شد که به نوبه خود منجر به شوک مثبت نرخ ارز در چین شد.

همانطور که توسط سایر مقالات اقتصادی مانند Clive و همکاران مشخص شده است.(2000) ، که در آن شوک های پولی بخش عمده ای از تغییر در نرخ ارز را فراهم می کند ، طبق مدل تدوین شده در مقاله ، تقاضای پول و شوک های عرضه دارای اثر ترکیبی از 1. 5 ٪ در طولانی مدت در سه ماهه دهم است (جدول A1). این می تواند به دلیل درجه بالای کنترل سرمایه و رژیم نرخ ارز نسبتاً ثابت در چین باشد. بر خلاف ایالات متحده یا انگلیس که در آن سیاست پولی می تواند بر نرخ ارز تأثیر بگذارد ، در چین ، پیوند بین سیاست پولی و نرخ ارز ضعیف است (Mehrotra & Sánchez-Fung ، 2010). افزایش عرضه پول توسط بانک مرکزی چین یا تقاضای پول توسط مصرف کنندگان بر نرخ ارز تأثیر نخواهد گذاشت ، مگر اینکه سیاست پولی انبساط توسط یک سیاست نرخ ارز به همان اندازه گسترش یابد. بر خلاف ایالات متحده یا انگلیس ، چین هنوز هم با نرخ ارز به عنوان یکی از ابزارهای تأثیرگذاری بر متغیرهای کلان اقتصادی رفتار می کند. بنابراین ، تأثیر تقاضای پولی و شوک های عرضه بر یوان در طولانی مدت تأثیر نمی گذارد.

4. 2پاسخ شوک نرخ ارز

تأثیر شوک نرخ ارز بر تولید ناخالص داخلی مثبت بود. کاهش ارزش یوان توسط بانک مرکزی چین منجر به کاهش قیمت صادرات می شود که باعث افزایش حجم صادرات می شود ، بنابراین محرک تقاضای کل اقتصاد را فراهم می کند ، بنابراین باعث افزایش بازده واقعی ملی می شود. افزایش تولید ناخالص داخلی چینی بیشتر از ASEAN است ، بنابراین افزایش در تولید نسبی (خشک). با این حال ، تأثیر حاشیه ای است ، با این که خروجی واقعی چینی در سه ماهه پنجم قبل از فروکش کردن 0. 5 ٪ به اوج خود رسیده است. در مورد چین ، کشش قیمت صادرات بسیار زیاد است ، به این معنی که کاهش ارزش منجر به افزایش صادرات در یک بازه زمانی کوتاه خواهد شد (ژیزونگ و همکاران ، 2013).

همانطور که قبلاً Mentioaned شده است ، دو راه پریمری برای مصرف کنندگان وجود دارد تا از پس انداز خود استفاده کنند. یکی بخش واقعی (بیشتر املاک و مستغلات) و دیگری بازار سهام (سهام) است. بنابراین ، هنگامی که اقتصاد شوک نرخ ارز (کاهش ارزش یوان) را تجربه خواهد کرد ، صادرات افزایش می یابد ، و از آنجا که تقریباً 45 ٪ از بنگاه های ذکر شده در بورس سهام شانگهای و شنژن نهادهای صادراتی هستند ، آنها افزایش می یابند که افزایش می یابند. درآمد آنهابه امید افزایش بازده ، سرمایه گذاران به سمت بورس اوراق بهادار می روند و شاخص سهام را بالا می برند (Clive et al. ، 2000). این را می توان در رفتار REQ به شوک مثبت نرخ ارز مشاهده کرد. در مورد چین ، شاخص های سهام افزایش می یابد در حالی که در مورد ASEAN ، شاخص های سهام باید رو به کاهش باشد ، از این رو افزایش REQ. این می تواند به دلیل از دست دادن مزیت رقابتی برای شرکت های ASEAN در مقایسه با صادرکنندگان چینی باشد. همچنین ، واکنش سرمایه گذاران به کاهش ارزش یوان منجر به واگذاری بازار سهام ASEAN می شود. بنابراین ، REQ 20 ٪ افزایش می یابد و در سه ماهه چهاردهم (LAG) به 25 ٪ افزایش می یابد. تأثیر طولانی مدت کاهش ارزش را بر صادرات و از این رو درآمد بنگاه های صادراتی گرا ، به شرط آنکه این اثر را کاهش دهد ، زمان لازم برای فروکش کردن است.

بنابراین ، یک شوک مثبت یوان تأثیر مثبت و زیادی بر شاخص های عدالت چین دارد ، که از روند REQ تا شوک نرخ ارز مشهود است. نتیجه با رویکرد جریان گرا ، با استناد به علیت از نرخ ارز به شاخص های سهام سازگار است.

تغییر در REQ ، که با نرخ ارز توضیح داده می شود ، در سه ماهه اول تقریباً 3 ٪ است و در سه ماهه دهم به 2. 67 ٪ کاهش می یابد (جدول A2). تنوع با تئوری کلان اقتصادی سازگار است. در سال 2010 ، به دلیل کاهش ارزش ، بازارهای سهام چینی به شدت افزایش یافت. آنها پس از کاهش ارزش یوان در سال 2012 دوباره افزایش یافتند (جو ، 2015). تأثیر فوری ، تنظیم اثر معکوس J منحنی و سود یک مزیت رقابتی برای صادرکنندگان چینی را ذکر می کند. علاوه بر این ، در اقتصادهای نسبتاً باز مانند ایالات متحده و انگلیس ، در سال 2012 ، 2013 و 2014 ، استهلاک دلار آمریکا و پوند استرلینگ نیز به ترتیب منجر به افزایش NASDAQ و FTSE شد (هولبرت ، 2015). بنابراین ، رویکرد جریان گرا ، در اقتصادهای صنعتی ، در مورد چین-آسانا قابل مشاهده است.

نکته جالب توجه این است که شوک نرخ ارز بیشتر تغییرات در نرخ ارز را توضیح می دهد. تجزیه واریانس 89 ٪ از تغییرات در نرخ ارز را توضیح می دهد (جدول A2 - که در پیوست آورده شده است). این می تواند به دلیل پیش بینی زیاد شوک نرخ ارز و کنترل سخت دولت بر بازار فارکس باشد. در 15 سال گذشته ، بانک مرکزی چین از نرخ ارز به عنوان ابزاری برای تحریک رشد اقتصادی استفاده کرده است. هر زمان که اقتصاد لاغر شود ، یعنی نرخ رشد زیر 7. 5 ٪ کاهش می یابد ، چین با افزایش صادرات ، کاهش ارزش ارز را برای شبیه سازی تقاضای کل می کند. کاهش ارزش پس از رکود اقتصادی ایالات متحده در سال 2001 (بزرگترین شریک تجاری چین) ، بحران های مالی 2007-08 ، و همچنین اخیراً در اثر سقوط بازار سهام چین در سال 2015 صورت گرفت. در نتیجه ، شوک نرخ ارز یا دولتی به رهبری دولتکاهش ارزش بیشتر توسط نمایندگان اقتصادی (مصرف کننده ، بنگاه ها و سرمایه گذاران) انتظار می رود ، که تصمیمات خود را پس از در نظر گرفتن احتمال زیاد شوک نرخ ارز ، تنظیم می کنند (لو و پاتریک ، 2016). بنابراین ، پیش بینی زیاد از کاهش ارزش و تنظیم بالا ، نظارت و تعدیل بازار فارکس توسط دولت ، بخش عمده ای از تغییرات یوان را که توسط یک شوک نرخ ارز توضیح داده شده است ، توضیح می دهد.

در مورد تأثیر سایر متغیرها ، برای مهار فشارهای تورمی در مالی و همچنین در بخش واقعی به دلیل افزایش REQ و تولید ناخالص داخلی ، به دلیل افزایش صادرات ، دولت به ترتیب نرخ بهره را افزایش می دهد1 ٪ از IRF مشاهده می شود (شکل 1 (ب)). با این حال ، تأثیر بر قیمت ها مبهم است. به دلیل کاهش ارزش ، صادرات افزایش می یابد و منجر به افزایش تقاضای کل و همراه با واردات گران قیمت می شود ، نتیجه آن افزایش تورم در چین خواهد بود. از طرف دیگر ، به دلیل افزایش نرخ بهره ، مصرف داخلی و سرمایه گذاری داخلی دلسرد می شود و منجر به کاهش تقاضای کل می شود و در نهایت منجر به سقوط در سطح قیمت داخلی می شود.

با این حال ، IRF CPI چینی روند فزاینده ای را تا سه ماهه هفتم قبل از شروع کاهش نشان می دهد ، این بدان معنی است که پدیده دوم تا سه ماهه هفتم و پس از آن اثر قبلی در آن قرار دارد (شکل 1 (ب)). به عبارت دیگر ، در ابتدا ، کاهش مصرف و سرمایه گذاری کمتر از افزایش صادرات است و منجر به افزایش سطح قیمت داخلی می شود. پس از سه ماهه هفتم ، کاهش مصرف داخلی و سرمایه گذاری بیشتر از افزایش صادرات است و منجر به کاهش سطح قیمت می شود. پس از سه ماهه هفتم ، مصرف کنندگان و بنگاهها با واردات و سرمایه گذاری های گران قیمت ، تغییر ترجیحات آنها را تغییر می دهند و منجر به کاهش مصرف و سرمایه گذاری می شوند که بیشتر از افزایش صادرات است و از این طریق قیمت ها را کاهش می دهد. علاوه بر این ، پس از سه ماهه هفتم ، همراه با افزایش رقابت در بازارهای صادراتی ، اقتصاد قادر خواهد بود ظرفیت تولیدی را برای تأمین تقاضای صادرات افزایش دهد و از این طریق فشارهای تورمی را کاهش داده و منجر به کاهش سطح قیمت داخلی شود.

این رفتار همچنین از روند تولید ناخالص داخلی قابل مشاهده است ، که تا سه ماهه هفتم قبل از پایدار شدن 1. 5 ٪ افزایش می یابد. از این رو ، به دلیل کاهش ارزش ، افزایش ارتجاعی در نرخ بهره و کاهش مصرف و سرمایه گذاری بیشتر از افزایش صادرات منجر به کاهش سطح قیمت داخلی خواهد شد.

بنابراین ، شوک نرخ ارز مثبت تأثیر مثبتی بر بازار سهام چین ، تولید واقعی و نرخ بهره و تأثیر منفی بر سطح قیمت داخلی خواهد داشت.

5- نتیجه گیری

این مقاله رابطه بلندمدت قابل توجهی بین بازارهای فارکس و سهام در چین و آسه آن پیدا می کند. در مورد شوک مالی (صفحه)، علت افزایش شاخص های بازار سهام به کاهش ارزش یوان قابل توجه بود و در نتیجه از رویکرد پرتفوی معکوس حمایت می کرد. در صورت شوک نرخ ارز، علت ناشی از کاهش ارزش یوان به شاخص های بازار سهام نیز قابل توجه بود، بنابراین از رویکرد جریان گرا حمایت می کند.

این مقاله به طور منحصر به فرد رابطه بین بازارهای فارکس و سهام در چین و آسه آن را شناسایی می کند. در صورت شوک مالی، REQ افزایش می یابد که به معنای افزایش شاخص های بازارهای سهام چین بیشتر از ASEAN است. به طور مشابه، به دلیل کاهش ارزش یوان، REQ افزایش می یابد که به معنای افزایش در بازارهای سهام شانگهای کامپوزیت و شنژن و کاهش میانگین وزنی شاخص سهام ASEAN است. شاخص آسه آن به دلیل از دست دادن مزیت رقابتی صادرکنندگان داخلی در برابر شرکت های چینی کاهش می یابد.

نتایج مقاله تکمیل کننده نتیجه گیری های Ma و Kao (1990)، Abdalla and Murinde (1997)، Chow و همکاران است.(1997)، و بارترام و همکاران، 2005) و با یافته های گری و شیگوانگ (2010)، که با استفاده از رویکرد ARDL، تئوری بازار کالا را مشاهده کردند اما نظریه تعادل پرتفولیو را در مورد چین مشاهده نکردند، مطابقت دارند. همچنین، این مقاله از یافته های ریچارد و امبوجا (1996) و پائو-لین (2009) پشتیبانی می کند، که نشان می دهد شوک های پولی مهم ترین شوک هایی نیستند که تغییرات نرخ ارز را در بازارهای توسعه یافته و در حال توسعه توضیح می دهند.

علاوه بر این ، رفتار سایر متغیرهای مرتبط مانند تولید ناخالص داخلی نسبی ، نرخ بهره نسبی و RP تمایل به پیروی از نظریه کلان اقتصادی پیش بینی شده در مورد چین-آسمانی دارد و با یافته های Clive و همکاران سازگار است.(2000). با این حال ، یک رابطه پیچیده بین تعیین نرخ ارز و شاخص های عدالت وجود دارد. با توجه به مداخله ایالت در فارکس و همچنین در بورس سهام و اتصال این نهادها با بخش های واقعی و دیگر اقتصاد ، جداسازی تأثیر نرخ ارز در بازار سهام و برعکس ، از طریق مدل دو متغیره دشوار می شود (کلیو و همکاران ، 2000). در این مقاله به کاستی با شامل تعیین کننده های مربوط به شاخص بازار سهام و نرخ ارز که توسط مطالعات قبلی مشخص شده است ، می پردازد. در مورد چین-آساین ، با این حال ، به دلیل مداخله بالای دولت چین در بازار فارکس ، بخش واقعی و تنظیم بخش مالی ، اثرات و بر روی نرخ ارز در درجه اول ناشی از مداخله مستقیم دولت بودوادعلاوه بر این ، جالب خواهد بود که توجه داشته باشید که چگونه نیروهای بازار به دلیل شوک مالی و برعکس در مورد چین ، نرخ ارز را هدایت می کردند.

طبق تجزیه و تحلیل های ارائه شده در این مقاله ، بر اساس روش و گنجاندن سایر متغیرهای مرتبط ، تعامل قابل توجهی بین بازارهای فارکس و مالی را می توان در چین یافت. هرگونه تغییر در سیاست نرخ ارز توسط بانک مرکزی چین پیامدهای مستقیمی برای شاخص های بازار سهام چین (شانگهای و شنژن) دارد. عملکرد بازارهای مالی چین یا عملکرد شرکتهای ذکر شده عمومی به طور خاص تأثیر قابل توجهی بر سیاست نرخ ارز دارد.