بررسی ارتباط شاخص بازار سهام با تقاضای پول در ایران

چکیده

در این تحقیق ارتباط بازار سهام وتقاضای پول در ایران مورد بررسی قرار گرفته است. برطبق بحث میلتون فرید­من(1988) بازار سهام دو اثر مهم روی تقاضای پول دارد. یکی اثر مثبت ثروت و دیگری اثر منفی جانشینی. بنابراین میتوان خالص تاثیر شاخص بازارسهام روی تقاضای پول را مورد بررسی قرارداد. در این تحقیق تاثیر خالص شاخص بازار سهام روی تقاضای پول در اقتصاد ایران با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن-جوسلیوس و داده­های فصلی سالهای 1370:1 تا سال 1385:4 مورد بررسی قرار گرفته و نتایج حاصل نشان می­دهد کشش تقاضای پول نسبت به شاخص بازار سهام برابر با 046051/0 است.بدین معنا که شاخص بازار سهام در ایران بر روی تقاضای پول گسترده (M2) دارای اثر مثبت ثروت است بنابر این بانک مرکزی باید به هنگام افزایش شاخص بازار سهام عرضه پول را افزایش دهد.
 
Abstract
In this paper relation of stock market and money demand investigated. According to Friedman (1988) stock market has two main effects on money demand. One is positive wealth effect and other is negative  substitution  effect. Therefore we can investigate net effect of stock market on money demand .the econometric employad approach is Johansen-Juselius and also data are quarterly (1991Q1-2006Q4)and results show that money demand elasticity respect to stock market index is 0.046051 .This means that stock market index in Iran has wealth positive effect on money demand. Therefore central bank should increase the money supply when stock market index increase.

کلیدواژه‌ها


بررسی ارتباط شاخص بازار سهام با تقاضای پول در ایران

غلامرضا عباسی[1]

خشایار سید شکری[2]

عیسی معبودیان[3]

دریافت: 12/7/1390          پذیرش: 18/9/1390

چکیده     

در این تحقیق ارتباط بازار سهام وتقاضای پول در ایران مورد بررسی قرار گرفته است. برطبق بحث میلتون فرید­من(1988) بازار سهام دو اثر مهم روی تقاضای پول دارد. یکی اثر مثبت ثروت و دیگری اثر منفی جانشینی. بنابراین میتوان خالص تاثیر شاخص بازارسهام روی تقاضای پول را مورد بررسی قرارداد. در این تحقیق تاثیر خالص شاخص بازار سهام روی تقاضای پول در اقتصاد ایران با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن-جوسلیوس و داده­های فصلی سالهای 1370:1 تا سال 1385:4 مورد بررسی قرار گرفته و نتایج حاصل نشان می­دهد کشش تقاضای پول نسبت به شاخص بازار سهام برابر با 046051/0 است.بدین معنا که شاخص بازار سهام در ایران بر روی تقاضای پول گسترده (M2) دارای اثر مثبت ثروت است بنابر این بانک مرکزی باید به هنگام افزایش شاخص بازار سهام عرضه پول را افزایش دهد.

 

واژگان کلیدی : تقاضای پول ، بازارسهام ، روش یوهانسن-جوسیلیوس ، آزمون هم انباشتگی

طبقه بندی JEL : E41 , C13

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

بررسی تقاضای پول و اثرات اجرای سیاستهای پولی نقش بسیار مهمی را در اقتصاد کلان هر کشور ایفا میکند وبررسی­تقاضای پول و شناخت عوامل موثر بر ان و همچنین بررسی ثبات یا عدم ثبات تقا ضای پول از جمله لوازم مهم در اجرای سیاستهای پولی  می باشد .معمولا هدف از تخمین تقاضای پول  براورد یک تابع تقاضای با ثبات برای پول است .تا بحال متغیر های مختلفی در تابع تقاضای پول  بکار رفته است .که این متغیر ها بر حسب کشور  مورد مطالعه  از این نظر که یک کشور در حال توسعه یا توسعه یافته باشد  متفاوت خواهد بود . تاثیر بازار سهام روی تابع تقاضای پول اولین بار توسط میلتون فریدمن (1988) مطرح گردید. در واقع برطبق بحث فریدمن شاخص بازار سهام دو تاثیر بسیار مهم روی تقاضای پول دارد. یکی اثر مثبت ثروت و دیگری اثر منفی جانشینی. وقتی قیمت سهام افزایش پیدا می­کند اثر مثبت ثروت از سه طریق باعث افزایش تقاضای پول میشود. الف- افزایش قیمت سهام باعث افزایش ثروت اسمی می­شود . ب- افزایش قیمت سهام باعث افزایش نسبت داراییهای با ریسک به داراییهای کم ریسک مثل پول میشود که ریسک کمتری نسبت به نگهداری سهام دارد پس تقاضای پول زیادتر خواهد شد  ج- هرگونه افزایش قیمت سهام تقاضای پول را زیادتر میکند چون حجم معاملات افزایش می­یابد و پول بیشتری برای انجام معاملات بیشتر لازم خواهد بود.  اما اثر دوم یعنی اثر جانشینی منفی به این علت است که چون قیمت سهام زیاد شده است بازدهی آن نیز نسبت به سایر داراییها زیادتر خواهد شد پس عده ای پول نقد را به سهام تبدیل خواهند کرد و تقاضای این افراد برای پول کاهش و برای سهام افزایش خواهد یافت. یعنی این عده با وجود این که قیمت سهام و ریسک ناشی از نگه داری آن بالا رفته ولی پول نقد خود را به سهام تبدیل خواهند کرد چون در عین حال بازده آن نیز نسبت به سایر داراییها  زیادتر شده . یا به عبارتی علی رغم ریسک بالا سودآوری آن نیز نسبت به دارایی­ها دیگر بیشتر شده است. (تورتون ،1998 و چودری 1996). البته در قسمت بالا حالت افزایش قیمت سهام در نظر گرفته شده است. بدیهی است در صورت کاهش قیمت سهام عکس حالت بالا اتفاق می­افتد. حال در اینجا باید گفت یکی از دو اثر مثبت ثروت و یا اثر جانشینی منفی نقش غالب را بر روی تقاضای پول خواهد داشت. که دانستن این که کدام یک از این دو اثر غالب میباشد اهمیت بسیار زیادی برای سیاست گذاران پولی در هر کشوری به خصوص بانک های مرکزی دارد. چون اگر اثر مثبت ثروت غالب باشد به هنگام افزایش قیمت سهام بانک مرکزی باید عرضه پول را افزایش دهد. و اگر اثر جانشینی منفی غالب باشد بانک مرکزی به هنگام افزایش قیمت سهام باید عرضه پول را کاهش دهد. در ضمن در برخی از تحقیقات نشان داده شده است که برای به به دست آوردن یک تابع تقاضای با ثبات برای پول باید این متغیر لحاظ گردد در غیر این صورت منجر به خطای تصریح در تابع تقاضای پول می شود. (احمد زوبایدی بهرام شاه و دیگران 2009). تا به حال نیز در این زمینه تحقیقات مختلفی توسط افرادی هم چون فریدمن[4] (1988) و مک کورنک[5] (1991) در مورد اقتصاد آمریکا و ژاپن  و یا گردسمیر[6] (1996) در مورد اقتصاد آلمان و یا چودری (1996) در مورد اقتصاد آمریکا و کانادا و یا بهرام شاه[7] (2004)در مورد اقتصاد مالزی ویا تورنتون[8] (1998) در مورد کشور آلمان انجام شده است. در برخی از این تحقیقات اثر غالب اثر مثبت ثروت بوده است مثلا در مورد آلمان. یا در مورد مالزی اثر منفی جانشینی اثر غالب بوده است. در مورد کشور های در حال توسعه نیز بنا به نظر برخی از اقتصاددان ها این متغییر در تخمین تقاضای پول باید لحاظ شود. (کارسو 2001و وو  و دیگران 2005) چون قرار دادن آن در تابع تقاضای پول تصریح تابع تقاضای پول را بهتر می­کند. حال در این تحقیق قصد داریم به این سوال پاسخ دهیم که در مورد ارتباط شاخص بازار سهام با تقاضای پول در ایران اثر غالب اثر مثبت ثروت است یا اثر منفی جانشینی؟

2- مروری بر تحقیقات انجام شده در خارج از کشور

تاکنون تحقیقات زیادی در زمینه تقاضای پول در خارج از کشور انجام گرفته است. برخی از این تحقیقات فقط روی یک کشور خاص انجام شده است و برخی نیز به صورت منطقه ای تقاضای پول را در چندین کشور مورد بررسی قرار داده است.

قازی محمد ادنان های و دیگران[9] (2009) ، تابع تقاضای پول پاکستان برای دوره زمانی 1971 تا سال2006 وبه صورت فصلی مورد بررسی قرار داده­اند.آنها از متغیرهای تولید ناخالص داخلی و نرخ ارز و نرخ بهره و نرخ تورم و شاخص بازار بورس استفاده کرده­اند. یافته­های آنان با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن- جوسیلیوس[10] نشان میدهد شاخص بازار سهام برروی تقاضای پول دارای اثر مثبت ثروت میباشد. همچنین نرخ ارز در بلندمدت تاثیر زیادی روی تقاضای پول نداردودر­ کوتاه مدت دارای نرخ تورم دارای تاثیر منفی و زیادی روی تقاضای پول است

ماسیمو کاروسو[11] (2006) تقاضای پول در کشور ایتالیا را در طی دوره زمانی 1913-2003 مورد بررسی قرار داده است. وی از متغیرهای پول گسترده (M2)، شاخص قیمتها ، درآمد سرانه حقیقی واقعی، نرخ بهره و شاخص حقیقی بازار بورس که با شاخص قیمت مصرف کننده تعدیل شده است استفاده کرده است. نتایج حاصله نشان میدهد در طول سالهای 1914- 1980 شاخص بازار سهام دارای اثر مثبت ثروت است ولی در طول بیست سال اخیر دارای اثر منفی جانشینی می باشد.   

همدی هارمن و دیگران[12] (2007) نقش شاخص حقیقی بازار بورس را برروی تقاضای پول بلندمدت محدود (M1) را در کشور اندونزی مورد بررسی قرار داده­اند. آنها از دادهای فصلی سالهای 1998- 2006 استفاده کرده­اند. متغیرهای مورد استفاده عبارتند از تولید ناخالص داخلی حقیقی و شاخص حقیقی بازار بورس و نرخ اوراق خزانه یکساله استفاده کرده­اند. نتایج حاصله با استفاده از روش یوهانسن- جوسلیوس نشان دهنده تاثیر مثبت ثروت برروی تقاضای پول میباشد.

یو سینگ[13] (2008) تقاضای پول را در کشور لهستان را با لحاظ متغییرهای تقاضای پول گسترده حقیقی ، تولید حقیقی، نرخ بهره­ی داخلی، قیمت حقیقی سهام و نرخ ارز موثر حقیقی و نرخ بهره­ی جهانی مورد بررسی قرار داده است. نتایج حاصل نشان میدهد بین تقاضای پول و تولید حقیقی و نرخ ارز حقیقی موثر ارتباط مثبت وجود دارد. و با نرخ بهره داخلی و نرخ بهره­در خارج ارتباط تقاضای پول منفی است.

احمد زوبایدی بهرام شاه­و­دیگران[14] (2009) با استفاده از روش هم انباشتگی به بررسی ارتباط شاخص بازار بورس و تقاضای پول گسترده (M2)در کشور چین پرداخته­اند. نتایج حاکی از وجود یک رابطه بلند­­مدت بین تقاضای پول و متغیر­های درامد حقیقی ، نرخ بهره­ی خارجی و شاخص بازار بورس وجود دارد. و همچنین قیمت سهام یک اثر جانشینی بر روی تقاضای پول دارد و حذف آن در مدل منجربه خطای تصریح در تابع تقاضای پول میشود (در کوتاه مدت و بلند مدت). همچنین کشش بلندمت تقاضای پول نسبت به درامد با احتساب متغیر قیمت سهام تفاوت چندانی با یک ندارد.

احمد زوبایدی بهرام شاه (2004) به بررسی ارتباط قیمت سهام وتقاضای پول در کشور مالزی میپردازد. متغیرهای به کار رفته در این تحقیق عبارتند از تولید ناخالص داخلی حقیقی، پول گسترده (M2)، شاخص­حقیقی، قیمت­ حقیقی ­و­اسمی­سهام (شاخص بورس کوالالامپور)، اوراق خزانه سه ماهه ( نشان دهنده­ی هزینه فرصت داخلی پول)، اوراق بهادار خزانه داری آمریکا (هزینه فرصت خارجی پول)، ودوره مورد بررسی سالهای 1976- 1996 وکلیه دادها به صورت فصلی میباشد. کشش تقاضای پول نسبت به قیمت حقیقی سهام 871/0- و نسبت به قیمت اسمی سهام 454/0- میباشد. که در هر دو حالت حاکی از وجود اثر جانشینی منفی بین قیمت سهام و تقاضای پول گسترده دارد.در ضمن وی در تحقیق خود تاکید میکند که حذف­ متغیر قیمت سهام موجب خطای تصریح در تخمین تقاضای پول میشود.

جان تورنتون[15] (12) (1998) به بررسی تقاضای پول محدود حقیقی (M1) در کشور آلمان با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن پرداخته است. وی در تحقیق خود از متغییر های دامد حقیقی ، نرخ بهره ،قیمت حقیقی سهام و داده­های فصلی از سال 1989- 1960استفاده کرده است. نتایج حاصله نشان میدهد بین قیمت حقیقی سهام و تقاضای پول در بلند­­ مدت یک رابطه­ی مثبت وجود دارد.

3- مروری بر تحقیقات انجام شده در داخل کشور

طبیبیان و سوری (1376) با استفاده از الگوی ARDL تقاضای پول در ایران را در دوره­ی زمانی سالهای 1372-1338 مورد بررسی قرار داده­اند. نتایج حاکی از وجود رابطه­ی تقاضای پول با نرخ تورم و با تولید ناخالص داخلی و نرخ ارز میباشد.

کامبیز هژبر کیانی (1378) تابع تقاضای پول برای را در طی دوره­ی زمانی 1372-1338 مورد بررسی قرار داده است. وی در تحقیق خود از متغیرهای تولید ناخالص داخلی ، نرخ تورم، و نرخ ارز در بازار آزاد و ضریب جینی و روش یوهانسن- جوسیلیوس استفاده کرده است.

بهمنی اسکویی (1996) با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن- جوسلییوس تقاضای پول در ایران را در طی سالهای 1990-1959 براورد کرده است. وی در مقاله خود خاطر نشان می سازد که در کشوری که بازا ارز به صورت دو نرخی وجود دارد باید برای بررسی تقاضای پول از نرخ ارز در بازار آزاد استفاده شود.

اسلام لوییان و حیدری (1382) به تخمین رابطه بلند مدت و کوتاه مدت پول در ایران در طی دوره زمانی 1377-1340 می­پردازند. آنها در تخمین خود از روش ARDL استفاده کرده­اند. این محققان با استفاده از روش برون زایی و ابر برون زایی به بررسی ثبات تقاضای پول در ایران پرداخته­اند.

اکبر کمیجانی و رضا بوستانی (1383) به بررسی تقاضای گسترده پول در ایران پرداخته­اند. آنها با استفاده از روش یوهانسن- جوسلیوس و با استفاده از آمار سالهای 1381-1339 تقاضای پول در ایران را تخمین زده اند. نتایج حاکی با ثبات بودن تقاضای گسترده پول در دوره مورد بررسی و وجود ارتباط منفی تقاضای پول با نرخ تورم و نرخ ارز و ارتباط مثبت با تولید ناخالص داخلی میباشد.

احمد جعفری صمیمی ، زهرا علمی و علی صادق زاده­ی یزدی (1384) به بررسی تقاضای پول گسترده و محدود در ایران و با استفاده از آمار سالهای 1381- 1338 پرداخته­اند.آنها در تحقیق خود از متغییرهای کسری بودجه دولت ، تولید ناخالص داخلی ، نرخ تورم ، و نرخ ارز استفاده کرده­اند. نتایج حاکی از وجود ارتباط منفی تمام متغییرها با تقاضای پول بغیر از تولید ناخالص داخلی دارد.

حمید شهرستانی و حسین شریفی رنانی (1387) به بررسی تقاضای پول و ثبات آن در طی دوره­ی زمانی 1384-1364 با استفاده از دادهای فصلی می پردازند. آنان در تحقیق خود از روش ARDL و برای بررسی ثبات تقاضای پول نیز از آزمونهای خلاصه انباشته اجزای عطفی CUSUM و خلاصه­ی انباشته­ی مربع اجزای باقی مانده­ی عطفی CUSUMSQ استفاده کرده­اند. نتایج حاکی از با ثبات بودن تقاضای پول محدود و بی­ثبات بودن تقاضای گسترده پول در طی دوره­ی زمانی مورد نظر می­باشد.

4- مبنای نظری موضوع

مبانی و چهارچوب­های نظری تقاضای پول را می­توان در چندین گروه ، نظریه قبل از کلاسیک­ها ، دیدگاه کلاسیک­ها ، دیدگاه کینزین­هاو دیدگاه تقاضای پول بامول و توبین و همچنین نظر­یه پولی میلتون فریدمن طبقه­بندی کرد. 

4-1- نظریه­پولی­ قبل ازکلاسیک­ها: این نظریه مربوط به گروهی از اقتصاددانان مانند ویلیام پتی ، جان لا، ریچارد کانتیون، و دیوید هیوم می باشد که در طول سالهای1650 تا 1776 میزیسته­اند. عمده­ی نظریات این افراد بر پایه­ی دو محور اساسی یعنی پول محرک اصلی تجارت است و تاکید قابل توجه پول بر حجم تولید و اشتغال استوار بوده است. به عبارت دیگر این نظریات اثرات پول بر روی سطح قیمت ها را نادیده می­گیرند. در واقع این افراد اعتقادی به خنثی بودن پول نداشته­اند. 

4-2- نظریه پولی کلاسیک­ها: نظریه پولی کلاسیک ها عمدتا در قالب نظریه مقداری پول معرفی میگردد. از دیدگاه اقتصاددانان کلاسیک پول در تعادل بلند مدت یک متغیر خنثی میباشد. اصول کلی نظریه های کلاسیک علاوه بر نظریه فوق شامل نظریه سی (در ارتباط با بازارها) نیز میباشد. نظریه مقداری پول از بنیادیترین و قدیمیترین نظریه­های پولی بوده که سلطه آن در قرن نوزدهم و اوایل قرن بیستم ناشی از قدرت آن در بیان نوسانات قیمت­ها بوده است. ریکارده اولین کسی بود که این نظریه را در قالب فورمول بندی جدید  و به منظور بیان رابطه­ی میان حجم پول در جریان و سطح عمومی قیمت­ها ارایه کرد. وی در نظریه خود همانند دیگر اقتصاددانان کلاسیک از پول به عنوان وسیله مبادله و معیار سنجش اقتصادی نام می­برد. ریکاردو معتقد بود اقتصاد در حالت اشتغال کامل قرار داد. بنابراین مداخله­ی پول در اقتصاد نمیتواند تاثیری روی حجم تولید و یا اشتغال بگذارد. بعد از ریکاردو استوارت میل نظریه وی را تکمیل و اصلاح کرد. وی خاطر نشان ساخت که میزان معنی از پول چندین بار در طول یک دوره به عنوان وسیله پرداخت و در معاملات مورد استفاده قرار میگیرد. لذا باید به اهمیت سرعت گردش پول نیز توجه کرد. بر این اساس وی رابطه­ی (1) را به عنوان نظریه­ی مقداری پول مورد بررسی قرار میدهد. که در آن M حجم پول در گردش ،V سرعت گردش پول ،P سطح عمومی قیمت­ها و T نیز کل معاملاتی است که در طول مدت زمان مشخص ( مثلا یک سال) انجام میپذیرد.                                                                                     

(1)                                                                             M.V=P.T              والراس نیز از جمله دیگر اقتصاددانان کلاسیک بود. وی معتقد بود اگر تمام بازارها در حالت تعادل باشند بازار پول نیز در حالت تعادل خواهد بود . از دیگر اقتصاددانان کلاسیک میتوان به آلفرد مارشال و پیروان او مانند پیگو و رابرتسون اشاره کرد. این گروه معتقد بود که حجم تولید و نرخ ­های حقیقی مبادلات تحت تاثیر عوامل و تغییرات حقیقی می­باشند. و تغییرات حجم پول هیچ تاثیری در تعیین آن­ها ندارد. به عقیده مارشال میزان درامد و دارایی افراد مهمترین عوامل تعیین کننده تقاضای پول از طرف انان است. نظریه مارشال را میتوان به صورت معادله­ی (2) که در آن K بیانگر عکس سرعت گردش پول میباشدبیان کرد. همچنین P بیان­گر سطح عمومی قیمت­ها وY حجم تولید میباشد. 

(2)                                                       M=K.P.Y                                                                  4-3- نظریه­ی تقاضای پول از دیدگاه کینز: بحران بزرگ در ده­ی1930 فروض کلاسیک­ها مبنی بر ثبات سطح فعالیت­های اقتصادی و سرعت گردش پول را به طور جدی زیر سوال برد. کینز در کتاب معروف خود نظریه­ی عمومی اشتغال، بهره و پول سعی در مهار این بحران داشت. وی سه انگیزه را برای تقاضای پول بیان میذارد. الف- تقاضای معاملاتی پول: که بر مبنای ان خانوارها به منظور بهای کالاها و خدمات و بنگاهای تولیدی نیز برای پرداخت حقوق و دستمزد کارگران و خرید مواد خام به پول نقد احتیاج دارند.    ب- تقاضای احتیاطی پول: این تقاضا از مخارج ضروری برای مقابله با حوادث غیر مترقبه و انتظارات غیر قابل پیش بینی ظاهر می­گردد. این تقاضا ممکن است به نرخ بهره و سطح قیمتها وابسته باشد. بدین معنی که افراد در هنگام افزایش نرخ بهره به کاهش حجم پول نقد خود و تبدیل آن به داراییهای بهره رسان مانند اوراق بهادار تشویق شوند . و در صورت داشتن انتظار افزایش سطح قیمت­ها در آینده تقاضای احتیاطی پول نقد افراد افزایش پیدا می­کند. ج- تقاضای نقدینگی پول یا رجحان نقدینگی: در شرایط معین که افراد پول خود را به صورت پول نقد ویا داراییهای بهره رسان مانند اوراق قرضه نگهداری کنند. ولی در شرایط نا معلوم بودن آینده­ی اقتصاد سرمایه داری ممکن است افراد بخشی از پول خود خود را به صورت ذخایر بیکار نگه داری کنند. لذا از این جهت این موضوع موجب کمبود تقاضای کل تولید در نظام سرمایه داری می­شود. بر این اساس میتوان در تقاضای پول کینز گفت تقاضای سفته بازی برای پول تابعی معکوس از نرخ بهره است. چون افراد با نگهداری پول از نرخ بهره­ای که میتوانستند با سرمایه گذاری در اوراق قرضه به دست بیاورند صرف نظر کرده­اند. این رابطه را میتوان به صورت معادله (3) نوشت. در این معادله Pb قیمت اوراق قرضه و Y درامد اوراق و r نرخ بهره­ی اوراق قرضه می­باشد.  

(3)                                                                                                                                                 4-4- نظریه­ی پولی بامول و توبین: در این دیدگاه تقاضای معاملاتی پول میتواند تابع نرخ بهره نیز باشد.در این دیدگاه افراد میتوانند بخشی از حقوق خود را دریافت کرده و بخشی دیگر را به اوراق قرضه تبدیل کنند. و بعد از مدتی اوراق قرضه را به پول نقد تبدیل کرده و مصرف کنند.البته بدیهی در این روش هزینه تبدیل اوراق قرضه به پول را هم باید در نظر گرفت وآن را با عایدات بهره ای مقایسه کرد. هر چقدر که نرخ بهره زیاد باشد افراد برای استفاده از دآمد بهره­ای آن تعداد مراجعات و تبدیل اوراق قرضه به پول را بیشتر خواهند کرد. در نهایت در این دیدگاه میتوان تقاضای کل معاملاتی پول را به صورت رابطه (4) نشان داد.

(4)                                                                                   

در این رابطه Y نشان دهنده­ی درآمد و r نشاندهنده­ی نرخ بهره و T تعداد روزهای پرداخت حقوق وα نشاندهنده­ی هزینه تبدیل اوراق قرضه به پول است. و  نشاندهنده­ی تقاضای کل معاملاتی پول است.

4-5- نظریه پولی میلتون فریدمن: میلتون فریدمن (1956) فریدمن نظریه مقداری را دوباره فرموله کرد. تا مقدار پولی را که مردم تمایل به نگهداری آن دارند را تعیین کند.وی معتقد بود شواهد تجربی حدود یک قرن نشان داده استک تقاضای پول پایدار است.و تنها به چند متغییر محدود وابسته است. لذا از دیدگاه وی نظریه مقداری نظریه تقاضا برای پول است.و نظریه سطح درآمد پولی، سطح تولیدو سطح قیمت.تحلیل فریدمن  مبتنی بر سه ایده اصلی است.آول این که وی پول را به عنوان یک تاخیر موقت در قدرت خرید تعمیم یافته تلقی میکند یعنی وی در تابع تقاضای پول خود سپردهای دیداری زو سپرده هایی را که فورا در دسترس قرار نمیگیرند ، را در تابع تقاضای پول خود به عنوان واسطه مبادله قرار میدهد. و دوم اینکه وی برای تقاضای پول بعد زمانی قایل است.یعنی از دیدگاه وی مقدار پولی را که مردم می خواهند نگهداری کنند باید به صورت هفته یا ماه هایی از دآمد که که به صورت پول نگهداری میشود محاسبه و بیان شود. و ایده ی سوم اینکه وی تقاضای پول را به عنوان انتخاب سبد دارایی لحاظ میکند و معتقد است تصمیم در مورد نگهداری پول از طریق انتخاب میان نگهداری پول ، سایر داراییهای مالی و کالاهای فیزیکی انجام میشود. به طور کلی فریدمن پول را برای مصرف کننده و افراد به مثابه کالای مصرفی قلمداد میکند، و همچنین پول برای بنگاهها را به مثابه کالای مولد در نظر میگیرد. طبق نظریه فریدمن نگه داری ثروت است. وی پنج نوع ثروت را برمیشمارد. پول ، اوراق قرضه ، سهام ، کالاهای بادوام و سرماییه انسانی. در نهایت میتوان تابع تقاضای پول فریدمن را به صورت رابطه­ی (5) نشان داد.

(5)                                                        

در رابطه (5)،P  نشان دهنده­ی تورم،Y  نشانگر تولید حقیقی، M نشاندهنده­ی حجم پول،   نشاندهنده­ی نسبت سرمایه انسانی کل به کل سرمایه­های دیگر،r  نرخ بازده بازار پول،rb  نرخ بازدهی اوراق قرضه،  reنرخ بازده سهام ،  نرخ تورم انتظاری، ψ متغییر جامعی است که بر سلیقه و و ترجیحاتو مطلوبیت فرد تاثیر دارد.

5- معرفی­مدل­تقاضای پول: الگوی استفاده شده در این تحقیق الگوی بکاررفته توسط فریدمن[16](13) (1988)، چودری[17] (14)(1996)، واحمد زوبایدی بهرام شاه و دیگران[18](15) (2009) میباشد. این الگو در را­بطه شماره (6) ارایه­­ شده است.

(6)                                                                             

در رابطه (6)،  Yنشاندهنده­ی تولید ناخالص داخلی حقیقی، ir نرخ بهره در داخل کشور (نشان دهنده­ی­هزینه فرصت پول در داخل کشور)،ir*  نرخ بهره در خارج ازکشور (نشان دهنده­ی هزینه فرصت خارجی پول)،  SPشاخص قیمت سهام که با شاخص قیمت مصرف کننده تعدیل شده است و همچنین نشاندهنده­ی تقاضای حقیقی پول است. این الگو با تعدیل بر روی اقتصادایران به صورت رابطه (7) خواهد بود. همچنین تصریح لگاریتمی آن نیز به صورت رابطه (8) ارایه شده­است.

(7)                                                                                                                                              

(8)                                                                                      

در این الگو به جای نرخ بهره از نرخ تورم (به دلیل دستوری بودن نرخ بهره در کشورهای در حال توسعه و با توجه به این که نرخ بهره به وسیله مکانیزم عرضه و تقاضا تعیین نمیشود معمولا در این کشورها نرخ بهره به تقاضای پول چندان حساس نیست. در این زمینه میتوان به تحقیقات افرادی همچون ادینکل[19] (1968) ویاسینگ[20](1970) ویاویلفورد وز یچرر[21] (1979) مراجعه کرد). وبه جای نرخ بهره در خارج ازکشور که نمایانگر هزینه فرصت خارجی پول است از نرخ ارز در بازار آزاد استفاده شده است (در این زمینه میتوان به تحقیق بهمنی اسکویی (2005) ا­شاره کرد همچنین با توجه به این که در کشورهای در حال توسعه دولتها محدودیتهایی را برای ورود و خروج ارز در نظر میگیرند در این کشورها عموما بازارهای ارز موازی شکل میگیرد.تحقیقات افرادی همچون بهمنی اسکویی(1996) ویا تابش(2000) نشان میدهند در اینگونه موارد باید از نرخ ارز در بازار آزاد استفاده شود).  Y تولید ناخالص داخلی به قیمت پایه سال 1376 و همچنین M2 تقاضای حقیقی پول گسترده در اقتصاد (تعدیل شده با شاخص قیمت مصرف کننده به قیمت سال پایه 1376) و SP شاخص حقیقی بازار بورس تهران که با شاخص قیمت مصرف کننده با سال پایه 1376 تعدیل شده است. 

(در مورد تعدیل شاخص بازار بورس با شاخص قیمت مصرف کننده و قرار دادن آن در تابع تقاضای پول باید خاطر نشان ساخت در برخی­از تحقیقات انجام در خارج از کشور نیز به همین منوال عمل شده است. به عنوان مثال میتوان به تحقیق احمد زوبایدی بهرام شاه و دیگران(2009) در مورد اقتصاد چین اشاره کرد که این محققان شاخص بورس شانگهای را به صورت فصلی با شاخص قیمت مصرف کننده تعدیل کرده­اند و سپس شاخص حقیقی قیمت سهام را در تابع تقاضای پول مورد استفاده قرار داده­اند).P  نشاندهنده­ی نرخ تورم فصلی میباشد. کلیه داده­ها به صورت فصلی بوده و دوره­ی زمانی مورد بررسی از فصل اول 1370 تاپایان فصل چهام سال 1385 میباشد. دادهای مذکور از بانک اطلاعات سری­زمانی بانک مرکزی و دادهای مربوط به شاخص بورس نیز از سازمان بورس و اوراق بهادار ایران جمع آوری شده است. کلیه دادها نیز به صورت لگاریتمی تصریح شده­اند.

از آنجا که ممکن است متغیر­های فوق در سطح ایستا نباشند باید آزمون ریشه واحد را روی تک تک متغیر­ها انجام داد. برای انجام آزمون ریشه­ی واحد آزمون­های مختلفی مانند دیکی فولرDF و دیکی­فولر تعمیم یافتهADF ویا فیلیپس پرون PP و یا KPSS مورد استفاده قرار میگیرد. در این تحقیق از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته ADF برای بررسی ایستا­­یی متغیر­ها استفاده شده است.نتایج این آزمون در جدول (1) نشان داده شده است. در این جدول C نشان دهنده­ی عرض از مبدا و T نشان دهنده روند و d نیز نشاندهنده­ی تفاضل مرتبه­ی اول می­باشد. همانطور که نتایج جدول  شماره یک نشان می­دهد کلیه­ی این متغیر­ها در سطح ایستا نیستند ولی با یک بار تفاضل گیری ایستا میشوند. به عبارتی همه این متغیر­ها انباشته از درجه یک یاI(1) هستند. باتوجه به این موضوع مدل را به صورت یوهانسن-جوسیلیوس برآورد کرد.

 

جدول شماره1. آزمون ایستایی متغیرها

 

متغیر

آماره ADF

مقدار بحرانی 5 درصد

متغیر

آماره ADF

مقدار بحرانی 5 درصد

LogY(C,T)

58/0-

48/3-

d LogY(C,T)

79/32-

48/3-

LogEXR(C,T)

82/0-

48/3-

d LogEXR(C,T)

73/8-

48/3-

LogM2(C,T)

27/0-

49/3-

d LogM2(C,T)

01/5-

49/3-

P(C)

52/1-

91/2-

d P(C)

65/4-

91/2-

LogSP(C,T)

85/2-

48/3-

d LogSP(C,T)

23/4-

48/3-

LogSP(C)

61/1-

90/2-

d LogSP(C)

27/4-

90/2-

 

منبع : خروجی نرم افزار Eviews 6

 

برای تمامی متغیرها روند در نظر گرفته شده است. بغیر از نرخ تورم ، البته بایدگفت در برخی از تحقیقات گذشته مانند تحقیق احمد جعفری صمیمی و دیگران(1384) نیز به همین ترتیب عمل شده است. متغیرشاخص بازار بورس هم به صورت رونددار وهم بدون روند موردبررسی قرار گرفته است. برای تخمین به روش یوهانسن باید اول تعداد وقفه­ها را در الگوی خود رگرسیون برداری VAR تعیین کنیم. باید گفت الگوی VAR به تعداد وقفه­ها خیلی حساس است. اگر وقفه­ها خیلی کم تعیین شود، مدل دارای خطای تصریح خواهد شد و اگر تعداد وقفه­ها خیلی زیاد باشد، درجه آزادی کاهش پیدا خواهد کرد (والتر اندرز 2003). برای تعیین تعداد بهینه وقفه­ها در الگوی VAR معمولا از معیارهای مختلفی مانند معیار اطلاعات آکا­ییک AIC و یا معیار شوارتز بیزین SBC ویا حنان کویین HQ و یا نسبت درست نمایی LR ویا سایر معیارها استفاده میشود. در این تحقیق با توجه به فصلی بودن داده­ها، حداکثر وقفه را پنج در نظر می گیریم و با توجه به معیار نسبت درست نمایی LR تعداد بهینه وقفه را تعیین می­کنیم. با توجه به این معیار حداکثر تعداد وقفه پنج خواهد بود. البته سایر معیارها بجز شوارتز بیزین نیز همین تعداد وقفه را پیشنهاد میکند.

 

 

 

 

جدول شماره2. نتایج تعداد بهینه وقفه

                  

Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0

199.4909-

NA

0.001167

7.436031

7.618516

7.506599

1

144.7975

613.4592

08-e1.06

4.174454-

3.079545-

3.751044-

2

249.6250

167.7241

10-e5.97

7.077273-

*5.069940-

6.301021-

3

285.8188

51.32932

10-e4.21

7.484319-

4.564561-

6.355225-

4

330.4467

55.14632

10-e2.32

8.198061-

4.365879-

6.716125-

5

383.1081

*55.53391

*10-e1.04

*9.203932-

4.459326-

*7.369155-

 

منبع : خروجی نرم افزار Eviews 6

 

حال در این مرحله باید یکی ازپنج حالت از مقیدترین تا نامقید­ترین الگو را و همچنین تعداد بردارهای هم انباشتگی را مشخص کنیم. برای تعیین این دو موضوع میتوان به پیشنهاد یوهانسن عمل کرد. بدین­معنی که اول فرضیه­ی وجود صفر بردار هم انباشتگی را در هر یک از الگوها مورد آزمون قرار میدهیم. و اگر فرضیه­ی صفر رد شود سپس فرضیه­ی وجود یک بردار هم انباشتگی را به ترتیب از مقید­ترین­مورد تا نامقید ترین الگو مورد آزمون قرار میدهیم ، وزمانی متوقف میشویم که فرضیه­ی صفر مورد پذیرش قرار گیرد. در این حالت تعداد بردارهای هم انباشتگی و الگوی مناسب هر دو یکجا مشخص می­شود. البته باید گفت الگوی اول به عدم وجود عرض از مبدا وروند در کوتاه مدت و بلندمدت اشاره دارد، وحالت پنجم نیز بر روند زمانی درجه دوم و وجود همیشگی یک رشد فزاینده و یا کاهنده دلالت دارد. از آنجاکه الگوی اول و پنجم در آمارهای اقتصادی بسیار غیر محتمل هستند میتوان الگوی دوم و سوم و چهارم را مورد آزمون قرار داد. جدول مربوط به این آزمون­ها نشان میدهد فرضیه­ی وجود صفر بردار هم انباشتگی در همه­ی الگوها رد میشود. همچنین فرضیه وجود یک بردار هم انباشتگی نیز رد میشود. ولی فرضیه­ی وجود دو بردار هم­انباشتگی در الگوی سوم پذیرفته میشود جدول مربوط به این آزمون­ها به دلیل طولانی بودن در قسمت ضمیمه ارایه شده است. ولی الگوی شماره سه که الگوی انتخاب شده می­باشد در جدول شماره (3) ارایه شده است. آماره­های حداکثر مقدار ویژه و آماره تست اثر  وجود دو بردار هم­انباشتگی را در این الگو نشان می­دهد. البته باید گفت ممکن است این آماره­ها تعداد بردار­های هم انباشتگی را متفاوت نشان دهند، که در این صورت بنا به پیشنهاد یوهانسن آماره حداکثر مقدار ویژه را باید مورد توجه قرار داد ، چون دارای فرض مقابل قویتری است. در اینجا چون بیش از یک بردار هم­انباشتگی وجود دارد نیاز به استفاده از قیود شناسا یا در صورت لزوم بیش از حد شناسا برای شناسایی بردارهای هم انباشتگی داریم. البته این قیود ترجیحاً باید از نظریه­های اقتصادی الهام گرفته باشند. در اینجا  بردار هم انباشتگی اول نسبت به متغییرهای تولید ناخالص­داخلی، نرخ تورم ­و شاخص بازار بورس­­ نرمال شده است و بردار هم انباشتگی دوم نیز نسبت به نرخ تورم نرمال شده است(با الهام از نظریه مقداری پول). نکته قابل توجه در اینجا است که برخی از سایر حالتهای ممکن نیز مورد امتحان قرار گرفت ولی یا نتایج از لحاظ آماری معنادار نبود ویا کششهای به دست آمده با یافتهای نظری سازگاری نداشتند و به همین دلیل شکل حاضر مورد استفاده قرار گرفت. نتایج در جدول 3 ارایه شده است.

جدول3. آزمون وجود هم انباشتگی

 

آزمون اثر

مقدار بحرانی در سطح 95 ٪

آماره آزمون

فرضیه­ی جایگزین

فرضیه­ی صفر

81889/69

5247/102

r=1

r ≤ 0

85613/47

28397/60

r=2

r ≤ 1

79707/29

67114/28

r=3

r ≤ 2

49471/15

58331/13

r=4

r ≤ 3

841466/3

038588/0

r=5

r ≤ 4

آزمون حداکثر مقدار ویژه    

مقدار بحرانی در سطح 95 ٪

آماره آزمون

فرضیه­ی جایگزین

فرضیه­ی صفر

87687/33

24071/42

r≥1

r ≤ 0

58434/27

61284/31

r≥2

r ≤ 1

13162/21

08782/15

r≥3

r ≤ 2

26460/14

54472/13

r≥4

r ≤ 3

841466/3

038588/0

r=5

r ≤ 4

 

منبع: خروجی نرم افزار Eviews 6

 

 

جدول3. نتایج تخمین مدل

 

logSP

P

logEXR

logY

LogM1

متغیر

046051/0

0

0550650/0-

703238/0

000/1-

ضریب

69185/2

 

04701/5-

7206/11

 

آماره t

0

003328/0-

0

0

000/1-

ضریب

 

00301/3-

 

 

 

آماره t

 

منبع: خروجی نرم افزار Eviews 6

 

اگر محدودیتهای بیش از حد شناسا بر بردار همانباشتگی اعمال شود میتوان آنرا با آماره آزمون استاندارد چی دو با درجه آزادی تعداد محدودیتهای بیش از حد شناسا مورد آزمون قرار داد.باید دانست که k ضریب (iβ( در هر ستون β وجود دارد و برای دقیقا شناسا بودن بایدr-1 محدودیت بر هر ستون تحمیل کرد. (β ماتریس ضرایب تعادلی و r نیز تعداد بردارهای هم ­انباشتگی میباشد) این بدان معنی است که حداکثر تعداد تعداد ضریبی که در هر ستون به صورت آزادانه تعیین میشود معادلk-(r-1) است.اگر تعداد ضرایبی که آزادانه براورد میشود (Si)کمتر از این باشد به مفهوم اعمال محدودیتهای بیش از حد شناسا میباشد. بنابراین تعداد کل محدودیتهای بیش از حد شناسا (v) نسبت به تعداد مورد نیاز برای دقیقا شناسا بودن معادل با رابطه 9 خواهد بود.

(9)                                                                                                                                                                                  

یک مقدار بزرگ برای آماره چی­دو بدان معنا است که محدودیتهای بیش از حد شنا­سا با دادها سازگار نیستند (عباسی نژاد و تشکینی ،297). در این تحقیق مقدار آماره چی­دو 4363/3 و مقدار احتمال آن 1793/0 میباشد. با توجه به مقدار آماره و احتمال آن نمیتوان فرضیه صفر یعنی قیود تحمیل شده به سیستم را در سطح معنی­داری 5 درصد وهمچنین 10 درصد­­­رد­کرد. همچنین با توجه به آماره t  معنی دار بودن ضرایب تایید میشود. نتایج به دست آمده با یافته­های تئوریک و ساختار اقتصاد ایران نیز تطابق دارد. این موضوع نشان دهنده­ی ارتباط مثبت خالص تاثیر شاخص بازار سهام روی تقاضای پول گسترده (M2) میباشد.

 

خلاصه و نتیجه گیری

در این تحقیق ارتباط شاخص بازار بورس تهران با تقاضای پول گسترده در ایران و با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن جوسیلیوس مورد بررسی قرار گرفت. دوره مورد بررسی از Q11370 تا سال Q21385 میباشد. متغیرهای مورد استفاده عبارت بودند از تولید ناخالص حقیقی، نرخ تورم، نرخ ارز در بازار آزادو پول گسترده حقیقی. با توجه به وجود دو بردار  هم­انباشتگی یکی از بردارها با توجه به نرخ تورم و دیگری نسبت به بقیه متغییرها نرمال شد. منفی بودن علامت تورم حکایت از آن دارد که با افزایش نرخ تورم تقاضا برای پول کاهش­ می­­­­یابد ­و­ تقاضا برای داراییهای جایگزین پول مثل زمین و مسکن افزایش می­یابد. همچنین منفی بودن کشش تقاضای پول نسبت به نرخ ارز از اثر جانشینی در اقتصاد حکایت دارد. و مثبت بودن کشش تقاضای پول نسبت به تولید بدین معناست که با افزایش تولید ناخالص داخلی تقاضای پول افزایش می­یابد. همچنین ارتباط بین تقاضای پول و شاخص بازار سهام از نوع اثر مثبت ثروت است. بدین معنی که با افزایش شاخص بازار سهام تقاضای پول افزایش می یابد و بانک مرکزی باید در چنین شرایطی عرضه پول را در کشور افزایش دهد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



[1]. استادیار دانشگده اقتصاد و حسابداری داشگاه آزاد اسلامی­واحد تهران مرکز، Email: gabbasi955@gmail.com

[2]. استادیار دانشگده اقتصاد و حسابداری داشگاه آزاد اسلامی­واحد تهران مرکز    Email: ksshokri@yahoo.com 

[3]. دانشجوی کارشناسی ارشد رشته­ی توسعه­ی اقتصادی­و برنامه­ریزی ، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکز (نویسنده مسئول)

Email: eisamabodian@yahoo.com

 

1. Friedman (1988)                                                             

2. Mac Cornac (1991)                                                                                           

3. Gerdsmier (1996)

4. Baharumshah (2009)

5. Thornton(1998)

1. Qazi Muhammad Adnan Hye and et al (2009)

2. Johansen and Juselius (1990)    

3. Massimo Caruso (2009)

4. Hamdy harmen and et al (2007)

5. Yu  Hsing (2008)

1. Ahmad Zubaidi Baharumshah et al (2009)

2. John  Thornton (1998)

1. Friedman (1988)    

2. Choudhry (1996)   

3. Ahmad  Zubaidi Baharumshah (2009)

4. Adekunel (1968)

5. Singh (1970)

6. Wilford  and Zecher (1979)                                                                

-      اسلام لوئیان، کریم وحیدری مرتضی (1382) انتقاد لوکاس و بررسی ثبات تقاضای پول در ایران ، مجله­ی تحقیقات اقتصادی ، شماره 62

-      جعفری صمیمی، احمد و علمی،زهرا و صادق زاده یزدی ، علی (1385) بررسی ثبات تقاضای پول در ایران، کاربرد روش یوهانسن- جوسیلیوس ، مجله تحقیقات اقتصادی ، شماره 72

-      شهرستانی، حمید و شریفی رنانی ، حسین (1387) تخمین تابع تقاضای پول و بررسی ثبات آن در ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، دوره 43 ، شماره 4

-      طبیبیان، محمد و سوری، داوود (1383) تعادل بلند مدت تقاضای پول، پژوهش­های بازرگانی، شماره 3

-      کمیجانی، اکبر­­و بوستانی، رضا(1383) ثبات تابع تقاضای پول در ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 67

-      هژبر کیانی، کامبیز (1376) بررسی ثبات تقاضای پول و جنبه­های پویای آن در ایران، موسسه تحقیقات پولیو بانکی، پژوهشگده بانک مرکزی ج.ا.ا ، شماره 62

 

-       Adnan Hye , Q. et al (2009) Relationship between Stock Prices, Exchange Rate and Demand for Money in Pakistan, Middle Eastern Finance and Economics

-       Agheri, B.Khan, M, and others, Monetary Policy in Selected Asian Countries, IMF Staff papers

-       Akinlo, A.Eniesan (2006) The Stability of Money Demand in Nigeria: An Autoregressive Distributed Lag approach, Journal of Policy Modeling, Vol.28, pp.445-452

-       Bahmani-Oskooee, M. and Ghiath Shabsigh, (1996) The Demand for Money in Japan: Evidence from Cointegration Analysis, Japan and the World Economy, Vol.8, No.1, pp.1-10

-       Bahmani-Oskooee, Mohsen, (2001) How Stable is M2 Money Demand Function in Japan? Japan and World Economy, Vol.13, pp.455-461

-       Bahmani-Oskooee, Mohsen, and Raham Hafez (2005) Stability of Money Demand Function in Asian Developing Countries, Applied Economics, Vol.37, No.7, pp.773-792

-       Bahmani-Oskooee, Mohsen, (1996) The Black Market Exchange Rate and Demand for Money in Iran, Journal of Macroeconomics, Vol.18, pp.171-176

-       Bahmani-Oskooee, Mohsen,Tanku Altin, (2006) Black Market Exchange Rate,Currency Substitution and the Demand for Money in LDC’s , Economic Systems, Vol.30, pp.249-263

-       Bahmani-Oskooee, M., Chi Wing Ng, R., (2002) Long-run Demand for Money in Hong Kong: An Application of the ARDL Model, International Journal of Business and Economics, Vol.1, No.2, pp.147-155

-       Baharumshah, Ahmad Zubaidi, Hamizah Mohd, Siti, Masih.M., Mansour (2009) The Stability of Money Demand in China: Evidence from ARDL Model, Economic Systems, Vol.33, pp.231-244

-       Baharumshah, A.Z. (2004) “Stock Prices and Long Run Demand For Money Evidence from Malaysia”. International Economics Journal, Vol 18, Issue.3 September 2004, 389-407

-       Baumol, W.j., (1952) The Transactions Demand for Cash: An Inventory Theoretic Approach, The Quarterly Journal of Economics, No.66, pp.545-556

-       Cheong Tang, Tuck (2004) Demand for Broad Money and Expenditure Components in Japan: An Empirical Study, Japan and the World Economy, Vol.16, pp.487-502

-       Chien-Chiang , Lee, Chung-Ping Chang ,PEI-Fen Chen (2008) Money Demand Function Versus Monetary Integration Revisiting Panel Cointegration Among GCC Countries , Mathematics and Computers in Simulation ,Vol.79,pp.85-93

-       Dicky,D.A. and Fuller,W.A.,(1979) Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with Unit root , Journal of American Statical Association , Vol.74,pp.427-431

-       Friedmand, Milton, (1956) The Quarterly Theory of Money A restatement, Chicago, Chicago University Press

-       Funke, Michael, (2001) Money Demand in Euroland, Journal of International Money and Finance, Vol.20, pp.701-713

-       Georgopoulos, George .J. (2006) Estimating the Demand for Money in Canada: Does including and an own rate of return Matter? The Quarterly review of economics and finance, Vol.46, pp.513-529

-       Haug , Alfred ,A.and Robert ,F.Lucas ,(1996) Long-run Money Demand in Canada in Search of  Stability , The review of economics and statistics ,Vol.78,pp.345-348

-       Johansen and Katrina Juselius, (1990) Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol.52, pp.169-210

-       Khan, A.H. (1994) Financial Liberalization on the Demand for Money in Pakistan, Pakistan Development Review, Vol.33, pp.997-1006

-       Laidler, E.W, David (1993) The Demand for Money Theories Evidence and Problems, fourth edition, Harper Collins College Publishers

-       Ordonez, Javier (2003) Stability and Non-linear dynamics in the board demand for money in Spain, Economics Letters, Vol.78, pp.139-146

-       R.L.Brown, J.Durbin, and .JM.Evans (1975) Techniques for testing the constancy of regression relationships over time, Journal of the Royal Statistical Society, Vol.35, pp.149-192

-       Trichel, Volker (1997) Broad Money Demand and Monetary Policy in Tunisia, International Monetary Fund, Working papers, Vol.22

-       Tabesh, Hamid, (2000) Demand for Money and the Black Market Exchange Rate Expectations: Further Empirical Evidence, Journal of Economics, Vol.26, pp.1-9

-       Thornton, J. (1998) Real stock prices and the long-run demand for money in Germany, Applied Financial Economics, 8, pp. 513–517

-       Tobin.J. (1956)The Interest Elasticity of Transactions Demand for Cash, The Review of Economics and Statistics, No.38, pp.241-247

-       Hsing, Y (2008) “Impact of Financial Stock Prices and Exchange Rates on the Demand for Money in Poland”. The South East European Journal of Economics and Business

-       Caruso,M.(2006) Stock market fluctuations and money demand in Italy, 1913-2003,Bank of Italy

-       Harmen, H. et al (2007) Does stock price cointegrate with money demand function in the Indonesian economy? Evidence from the post-1997 Asian financial crisis, Thammasat Economic Journal, Vol.25, No.3