بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف‌کننده در ایران (کاربرد روش جوهانسن- جوسیلیوس)

چکیده

هدف پژوهش حاضر بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده در ایران؛ در فاصله­ی سال­های 1357 تا 1387 است. برای تحلیل موضوع از الگوی اقتصاد­سنجی خود توضیح برداری و روش جوهانسن- جوسیلیوس استفاده شده و بر اساس نتایج به­دست آمده از این روش، اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و از نظر آماری معنی­دار می­باشند. نتایج حاکی از آن است که در بلند­مدت، رشد اقتصادی اثر منفی و معنی­دار و بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی، حجم نقدینگی، نرخ ارز و نرخ سود بانکی؛ اثر مثبت و معنی­دار بر شاخص قیمت مصرف­کننده دارد. همچنین نتایج بر اساس ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره حدود 62/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.
 
Abstract
The Objective of this research, Study the effect of economic growth on consumer price index in Iran from 1978 to 2008. For theoretical analysis of topic, using vector autoregressive model and Johansen-Juselius method and the research results of this method, indicate, the impact coefficient of all variables have been expected based on theoretical and coefficient for all variables are significant. The results indicate that in the long run, the economic growth has a significant negative effect and the government debt to Central Bank, liquidity of money, exchange rate, interest rate has a significant positive effect on consumer price index. Also, the results based on error correction model indicate per period, about 0.62 short run imbalances to achieve long run balance is adjusted.
 

کلیدواژه‌ها


بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده در ایران

(کاربرد روش جوهانسن- جوسیلیوس)

رویا آل­عمران[1]

سیدعلی آل­عمران[2]

دریافت: 20/7/1390          پذیرش: 28/9/1390

چکیده

هدف پژوهش حاضر بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده در ایران؛ در فاصله­ی سال­های 1357 تا 1387 است. برای تحلیل موضوع از الگوی اقتصاد­سنجی خود توضیح برداری و روش جوهانسن- جوسیلیوس استفاده شده و بر اساس نتایج به­دست آمده از این روش، اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و از نظر آماری معنی­دار می­باشند. نتایج حاکی از آن است که در بلند­مدت، رشد اقتصادی اثر منفی و معنی­دار و بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی، حجم نقدینگی، نرخ ارز و نرخ سود بانکی؛ اثر مثبت و معنی­دار بر شاخص قیمت مصرف­کننده دارد. همچنین نتایج بر اساس ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره حدود 62/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.

 

واژگان کلیدی: رشد اقتصادی، شاخص قیمت مصرف کننده، هم انباشتگی، روش جوهانسن- جوسیلیوس

طبقه بندی JEL: O47, E31, P24, C22

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

شاخص بهای کالاها و خدمات مصرف­کننده که به­عنوان شاخص مبنای محاسبه­ی نرخ تورم مورد استفاده قرار می­گیرد؛ از نماگر­های مهم ارزیابی عملکرد اقتصادی کشورها است و از این رو همواره مورد توجه تحلیلگران و سیاست­گذاران اقتصادی بوده است (سراج، 1390).

این شاخص از مشهورترین شاخص­ها بوده است که قیمت یک سبد متوسط نوعی کالاها که توسط مصرف­کنندگان خریداری می­شود را اندازه می­گیرد. در واقع هدف از محاسبه­ی شاخص قیمت مصرف­کننده این است که تغییر قیمت یک سبد معین و تعریف شده ای از کالاها و خدمات پی­گیری شود. بنابراین، این شاخص از روش محاسبه­ی لاسپیرز با وزن­های ثابت ( که اهمیت هر کالا­ در بودجه­ی یک مصرف­کننده­ی نوعی را اندازه می­گیرد ) استفاده می­کند. در شاخص مذکور، اطلاعات آماری مربوط به قیمت­ها با نمونه­گیری و از طریق تلفن یا مراجعه به مغازه و راه­ های شبیه آن جمع ­آوری می ­شود و تنها قیمت­های        خرده­فروشی که مصرف­کنندگان برای کالاها پرداخت می­کنند مورد توجه است. سبد کالایی که در این شاخص مورد نظر است؛ از نظر گسترده محدود و ثابت است، مگر این­که با گذشت زمان وزن کالاها تغییر کند و ترکیب سبد شاخص قیمت مصرف­کننده هم به دنبال آن تصحیح  شود. از آن­جا که قیمت­ های خرده ­فروشی همان قیمت­هایی است که مصرف­کنندگان برای کالاها می­پردازند، این شاخص انعکاس دهنده­ی وضعیت هزینه­های زندگی و تغییرات آن است. در کشور ما آمار و اطلاعات مربوط به شاخص قیمت مصرف­کننده توسط بانک مرکزی و مرکز آمار ایران تهیه می­شود که علاوه بر شاخص کل، شاخص­های گروه­های کالایی مختلف مثل خوراکی­ها، آشامیدنی­ها و دخانیات، گروه پوشاک، گروه مسکن و سوخت و گروه کالاها و خدمات مورد استفاده در خانه، حمل و نقل و ارتباطات، درمان و بهداشت، تفریح، تحصیل و مطالعه و کالاها و خدمات متفرقه نیز محاسبه و برآورد می­شود. برای سه گروه کلی­تر 1- کالاها 2- خدمات 3- مسکن، سوخت و روشنایی نیز به طور جداگانه شاخص قیمت مصرف­کننده محاسبه می­شود (شاکری، 1387).

با توجه به این که رشد اقتصادی یکی از اهداف کلان اقتصادی و شاخص قیمت مصرف­کننده نیز شاخصی مهم در محاسبه­ی تورم بوده و تورم نیز یکی از متغیر­های کلان اقتصادی تاثیرگذار در اقتصاد کشور می­باشد؛ این پژوهش به دنبال بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده در ایران است.

در حیطه­ی جستجوی محقق، در کارهای انجام شده­ی قبلی فقط به بررسی رابطه­ی علی تورم و تولید(رشد اقتصادی) پرداخته شده که این ارتباط گاها یک­طرفه و گاها دوطرفه بوده و هم­چنین به لحاظ دوره­ی زمانی مورد بررسی آخرین کار انجام­شده با سری­های زمانی تا سال 1384 بوده است  که در این پژوهش به بررسی میزان تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده و بررسی توابع عکس­العمل ضربه­ای تا سال 1387 پرداخته شده است.

آمار و اطلاعات متغیر­های مورد نیاز در مدل به صورت سری زمانی سالانه (1357-1387) از بانک اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده­اند.

پژوهش حاضر، به دنبال آزمون پنج فرضیه می­باشد که شامل یک فرضیه­ی اصلی و چهار فرضیه­ی فرعی به صورت زیر است:

الف. فرضیه­ی اصلی: رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف کننده تاثیر دارد.

ب. فرضیه­های فرعی: 1- بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی بر شاخص قیمت مصرف­کننده تاثیر دارد. 2- حجم نقدینگی بر شاخص قیمت مصرف­کننده تاثیر دارد. 3- نرخ ارز بر شاخص قیمت مصرف­کننده تاثیر دارد. 4- نرخ سود بانکی بر شاخص قیمت مصرف­کننده تاثیر دارد.

بر­اساس سازماندهی مباحث پژوهش، بعد از مقدمه در قسمت دوم نظریات اقتصادی در خصوص منشا تورم و در قسمت سوم مطالعات تجربی آورده شده است. در قسمت چهارم نیز به معرفی مدل پژوهش و روش تخمین پرداخته و قسمت پنجم به یافته­های تجربی و تفسیر نتایج اختصاص یافته است و نتیجه­گیری و پیشنهادهای سیاستی نیز قسمت پایانی پژوهش را تشکیل می­دهد.

2- نظریات اقتصادی در خصوص منشا تورم

1-2- نظریه­ی مقداری پول

قبل از انتشار کتاب نظریه­ی عمومی اشتغال، بهره و پول نوشته­ی جان مینارد کینز، در میان

اقتصاددانان یک اتفاق نظر عمومی در خصوص علل ایجادکننده­ی تورم وجود داشت. این اقتصاددانان بر اساس نظریه­ی معروف اقتصادی به نام نظریه­ی مقداری پول منشا ایجاد تورم را مورد تجزیه و تحلیل قرار می­دادند. در خصوص این نظریه دو تفسیر وجود دارد که به صورت اجمالی در خصوص هریک بحث می­شود.

الف. معادله­ی مبادله­ی فیشر: ایروینگ فیشر 150 تجزیه و تحلیل خویش را از طریق معادله­ی مبادله­ی 1. آغاز می­نماید:

(1)                                                                                              MV=PY         

که در آن M: حجم کل ذخایر پول، V: سرعت گردش پول، P: سطح عمومی قیمت­ها و Y: سطح محصول تولید شده در اقتصاد را نشان می­دهد. بر اساس این نظریه با فرض این­که سرعت گردش پول و تولید ثابت­اند، هرگاه حجم پول در اقتصاد X درصد بالا رود قیمت­ها نیز به همان نسبت (X درصد) افزایش خواهند داشت. تحلیل افزایش متناسب قیمت­ها بدین صورت است که افزایش حجم پول سبب می­شود که در اقتصاد نسبت به مقداری که برای مبادله در اشتغال کامل لازم است، اضافه پول به­وجود آید، ذخایر پولی تدریجا خرج می­شوند و از آن­جا که سطح محصول و سرعت گردش پول در اقتصاد ثابت است سطح عمومی قیمت­ها به­همان میزان افزایش می­یابد تا این­که ذخایر اضافی از بین برود.

ب. معادله­ی کمبریج: صورت دیگری از فرمول­بندی نظریه­ی مقداری پول که در بسیاری از موارد قانع­کننده­تر می­باشد، شکلی است که توسط اقتصاددانان دانشگاه کمبریج مطرح شده است. این معادله را از نظر ریاضی می­توان به­صورت رابطه­ی 2 نوشت:

(2)                                                                                             M=KPY

اقتصاددانان مکتب کمبریج نیز همان فرضیات مکتب قبل را پذیرفته (ثابت بودن سطح تولید و سرعت گردش پول) و بنابراین فروض، نتیجه­ی حاصله توسط فیشر در این مکتب نیز به راحتی قابل استخراج است. به این شکل که هر تغییری در حجم پول به تغییر متناسب در سطح عمومی  قیمت­ها منجر می­شود.

2-2- نظریه­ی جدید مقداری پول (پولیون)

پولیون اعتـقاد دارند « تورم یک پدیده­ ی پولی است ». این جمله ­ی مـعروف فریـدمن که   

«تورم همیشه و همه­ جا یک پدیده­ی پولی است»، را می­توان به­عنوان شعار واحد اقتصاددانان پولی مطرح نمود. این ادعا که تورم یک پدیده­ی پولی است بدان مفهوم است که میزان بالا و مستمر رشد پول سبب ایجاد تورم بالا می­شود. این دیدگاه که تورم یک پدیده­ی پولی است، مفهوم ضمنی نظریه­ی مقداری پول است.

3-2- الگوی شکاف تورمی کینز

کینز استدلال خویش برای ایجاد تورم را این­طور ارائه می­کند که اگر تقاضا برای کالاهای مصرفی بیش از عرضه­ی آن­ها باشد، این اضافه­ی تقاضا شکاف تورمی ایجاد کرده و قیمت­ها آن ­قدر افزایش می­یابند تا این شکاف پر شود.

4-2- الگوی فشار هزینه

بر خلاف دو نظریه­ی قبلی (مکتب کلاسیک­ها و کینزی­ها) که فزونی تقاضای کل نسبت به عرضه را علت اصلی تورم عنوان می­نمایند، این نظریه افزایش هزینه­های تولید و انتقال منحنی عرضه­ی کل را علت اصلی ترقی قیمت­ها می­داند. این نظریه آن هنگام ارائه شد که پدیده­ی « تورم توام با بیکاری » در دهه­ی 70 به­وقوع پیوست. با وقوع چنین اتفاقاتی دیگر نظریات قبلی قادر به توضیح این پدیده­ها نبودند.

5-2- الگوی تورم از دیدگاه ساختارگرایان

نظریه­های ساختاری تورم معتقد است که ریشه­های بنیانی تورم در ساختار اقتصادی جامعه نهفته است. به­طور کلی می­توان گفت عصاره­ی مطلب ساختارگرایان این است که در کشورهای در حال توسعه تورم معلول عدم توازن­های ساختاری و کشش­ناپذیری عرضه در بخش­های کلیدی اقتصاد است و این­که برای درمان اصولی تورم تغییر در سیستم تولید، ساختار اقتصادی و توزیع درآمد ضروری است. بدین معنا که سیاست­های ضد تورمی نباید به­عنوان یک واکنش مقطعی نسبت به شرایط بحرانی تلقی شود بلکه باید جزئی از استراتژی توسعه باشد (عباسی­نژاد و تشکینی، 1383).

 

3- مطالعات تجربی

پیرایی و دادور (1390) در پژوهشی با عنوان " تاثیر تورم بر رشد اقتصادی در ایران با تاکید بر نااطمینانی "، به بررسی تاثیر تورم و نااطمینانی آن بر رشد اقتصادی پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که تاثیر تورم بر رشد اقتصادی منفی می­باشد. به­طوری­که در سطوح کمتر از 20 درصد این تاثیر منفی، کمترین مقدار و در نرخ­های بالاتر، افزایش می­یابد. همچنین تاثیر نااطمینانی تورم طی دوره­ی مورد مطالعه بر رشد منفی بوده است.

مهرآرا و مجاب (1389) در مطالعه­ای با عنوان " ارتباط میان تورم، نااطمینانی تورم، تولید و نااطمینانی تولید در اقتصاد ایران "، به بررسی عوامل تاثیر­گذار بر نااطمینانی اسمی (تورم) و حقیقی (تولید) و تاثیر این دو نااطمینانی بر رشد اقتصادی در ایران پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که افزایش تورم و کاهش درآمد­های نفت می­توانند علت افزایش نااطمینانی تورم باشند و منشا اصلی نااطمینانی تولید در اقتصاد ایران، ارزش افزوده­ی بخش نفت است. با این حال، نوسانات تورم و تولید در طی دوره­ی نمونه در حدی نبوده است که بر تولید اثرات منفی داشته باشند.

کمیجانی و نقدی (1388) در پژوهشی با عنوان " بررسی ارتباط متقابل بین تولید و تورم در اقتصاد ایران (با تاکید بر تولید بخشی) "، به تجزیه و تحلیل ارتباط متقابل بین تولید بخشی و تورم در اقتصاد ایران پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که ریشه­ی تورم در ایران صرفا پولی نیست و مزمن بودن تورم در ایران به متغیر­های واقعی (یعنی تولید و در پژوهش ایشان تولید بخشی) نیز ارتباط دارد. همچنین بر اساس نتایج پژوهش، رابطه­ی تولید و تورم یک رابطه­ی بلند­مدت می­باشد (یعنی افزایش تولید در بلند­مدت موجب کاهش تورم می­شود). در حالی که این رابطه (تولید بخشی و تورم) در بخش خدمات نسبت به بخش­های صنعت و کشاورزی رابطه­ی کوتاه­مدت­تری است. از طرف دیگر بخش خدمات نسبت به سایر بخش­های تولیدی در مقابل افزایش تورم حساس­تر است؛ به­ طوری­که با افزایش تورم، در کوتاه­مدت تولید بخش خدمات نسبت به سایر بخش­های اقتصادی سریع تر افزایش  می­یابد و با افزایش تولید بخش خدمات نیز نسبت به سایر بخش­ها تورم سریع­تر کاهش می­یابد.

صفدری و پور­شهابی (1388) در پژوهـشی با عنوان " اثر نا­ اطمینانی تورم بر رشد اقتصادی

ایران (کاربرد مدل­های EGARCH و VECM (86-1350)) " به بررسی رابطه­ی بین تورم و رشد اقتصادی ایران با لحاظ نمودن نا اطمینانی ناشی از تورم پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که با افزایش تورم، نااطمینانی تورم افزایش یافته و منجربه کاهش سرمایه ­گذاری بخش خصوصی در اقتصاد ایران شده است و این مساله اثر منفی بلند­مدت بر نرخ رشد اقتصادی کشور داشته­است.

آدو[3](2012)، در پژوهشی با عنوان " بررسی رشد اقتصادی و تورم "، به مطالعه­ی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده پرداخته است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در بلند ­مدت، رشد اقتصادی اثری منفی و معنی­دار بر روی شاخص قیمت مصرف­کننده دارد.

مدهوکار و ناگارجونا[4] (2011)، در پژوهشی با عنوان " تورم و نرخ رشد در هند و چین: چشم اندازی از اقتصاد­های در حال گذر "، به بررسی ارتباط بین تورم و رشد در دو کشور چین و هند پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که بعد از دوره­ی انتقال(گذر)؛ در بلند­مدت در هردو کشور چین و هند، تورم اثری منفی بر روی رشد داشته است. همچنین نتایج نشان داده­اند که کسری بودجه­ی بالا به همراه نرخ تورم بالا، رشد اقتصادی پایین­تری را نتیجه می­دهد.

حسنو و اومای[5] (2011)، در مطالعه ای با عنوان " ارتباط بین تورم، رشد محصول و نااطمینانی آنها "، به بررسی ارتباط میان نرخ تورم و رشد محصول و نااطمینانی­های تورم و تولید برای ده کشور اروپای شرقی و مرکزی پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که نرخ تورم؛ طوری بر روی نااطمینانی تورم و نااطمینانی نرخ رشد محصول اثر می­گذارد که برای فعالیت­های واقعی اقتصادی مضر است. همچنین نتایج نشان داده­اند که نرخ رشد محصول، نااطمینانی­های اقتصاد کلان را کاهش می­دهد.

ایبارا و تروپکین[6](2011)، در پژوهشی با عنوان " ارتباط بین تورم و رشد "، به بررسی ارتباط بین تورم و رشد پرداخته­اند. نتایج پژوهش نشان­ داده ­است که آستانه­ی نرخ تورم برای کشور­های صنعتی 1/4% و برای کشور­های غیر صنعتی 1/19% است. همچنین برای کشور­های در حال توسعه، وقتی تورم نزدیک سطح آستانه است؛ به سرعت بر روی رشد اثر منفی می­گذارد.

دباب و رادهی[7](2011)، در مطالعه­ای با عنوان " تاثیر آزادسازی تجاری بر قیمت های مصرفی داخلی­"، به مطالعه­ی تاثیر آزاد  سازی تجاری بر قیمت­های مصرفی داخلی پرداخته­اند. نتایج مطالعه، حاکی از آن است که تاثیر آزاد سازی تجاری روی قیمت­های مصرفی داخلی با وجود رشد اقتصادی و سرمایه  ­گذاری مستقیم خارجی در مدل؛ مثبت  می­باشد.

دوآ و گاوور[8] (2010)، در پژوهشی با عنوان " تعیین تورم در اقتصاد باز در چارچوب منحنی فیلیپس "، به تعیین تورم در اقتصاد باز در چارچوب منحنی فیلیپس پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که تقریبا در همه­ی کشور­ها، شکاف تولیدی به طور   معنی­داری قدرت توضیح­دهندگی نرخ تورم را دارد. همچنین تفاوت عمده­ی کشور­های در حال توسعه و توسعه­یافته به تاثیر شوک­های عرضه­ی محصولات کشاورزی بر تورم در کشور­های در حال توسعه مربوط می­شود.

کیفت اوغلو و بگوویک[9](2008)، در مطالعه­ای با عنوان " ارتباط بین رشد اقتصادی و شاخص­های کلان انتخابی در گروهی از کشورهای اروپای شرقی و مرکزی "، به مطالعه­ی رابطه­ی بین رشد اقتصادی و شاخص­های مختلف کلان پرداخته­اند. نتایج نشان داده است که هم سطح تورم و هم نوسانات (فراریت) آن دارای تاثیر منفی بر روی رشد اقتصادی در کشور­های منتخب اروپای شرقی و مرکزی می­باشد.

4- معرفی مدل پژوهش و روش تخمین

هدف اصلی این مطالعه، بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده در ایران است. مدل به ­کار رفته در پژوهش حاضر برگرفته از مدل آدو (2012) بوده و مطابق رابطه­ی 1 می­باشد.

(1)       LCPI = b1 + b2 LGVD + b3 LGDP + b4 LLQM + b5 LERT + b6 LIRT + U

که در آن:

CPI : شاخص قیمت مصرف­کننده به قیمت ثابت سال 1376.

GVD : بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی.

GDP : تولید ناخالص داخلی واقعی به قیمت ثابت سال 1376.

LQM : حجم نقدینگی.

ERT : نرخ ارز.

IRT : نرخ سود بانکی.

U : جملات پسماند مدل.

L : علامت لگاریتم.

در ادامه، ابتدا به بررسی روند و پایایی متغیر­های به کار رفته در مدل پرداخته و پس از انتخاب وقفه­ی بهینه بر اساس معیار شوارتز؛ به تخمین مدل خود توضیح برداری[10]مطابق روابط 2 و 3 و 4 و 5 و 6 و 7 پرداخته و توابع عکس­العمل ضربه­ای مورد بررسی قرار   می­گیرد. در پایان نیز با استفاده از آزمون هم­انباشتگی جوهانسن- جوسیلیوس[11]به بررسی وجود و یا نبود بردار هم­انباشتگی پرداخته و در صورت وجود رابطه­ی هم­انباشتگی، بردار هم­انباشتگی نرمالیزه شده (نسبت به متغیر وابسته) استخراج می­گردد.

 

LCPI = C10 + a11 LCPI(-1) + a12 LCPI(-2) + b11 LGVD(-1) + b12 LGVD(-2) + c11 LGDP(-1) + c12 LGDP(-2) + d11 LLQM(-1) + d12 LLQM(-2) + e11 LERT (-1) + e12 LERT(-2) + f11 LIRT(-1) + f12 LIRT(-2) + e1t                                                                              (2)  

LGVD = C20 + a21 LCPI(-1) + a22 LCPI(-2) + b21 LGVD(-1) + b22 LGVD(-2) + c21 LGDP(-1) + c22 LGDP(-2) + d21 LLQM(-1) + d22 LLQM(-2) + e21 LERT (-1) + e22 LERT(-2) + f21 LIRT(-1) + f22 LIRT(-2) + e2t                                                                                (3)  

LGDP = C30 + a31 LCPI(-1) + a32 LCPI(-2) + b31 LGVD(-1) + b32 LGVD(-2) + c31 LGDP(-1) + c32 LGDP(-2) + d31 LLQM(-1) + d32 LLQM(-2) + e31 LERT (-1) + e32 LERT(-2) + f31 LIRT(-1) + f32 LIRT(-2) + e3t                                                                              (4)  

LLQM = C40 + a41 LCPI(-1) + a42 LCPI(-2) + b41 LGVD(-1) + b42 LGVD(-2) + c41 LGDP(-1) + c42 LGDP(-2) + d41 LLQM(-1) + d42 LLQM(-2) + e41 LERT (-1) + e42 LERT(-2) + f41 LIRT(-1) + f42 LIRT(-2) + e4t                                                                                 (5)  

LERT = C50 + a51 LCPI(-1) + a52 LCPI(-2) + b51 LGVD(-1) + b52 LGVD(-2) + c51 LGDP(-1) + c52 LGDP(-2) + d51 LLQM(-1) + d52 LLQM(-2) + e51 LERT (-1) + e52 LERT(-2) + f51 LIRT(-1) + f52 LIRT(-2) + e5t                                                                            (6)  

LIRT = C60 + a61 LCPI(-1) + a62 LCPI(-2) + b61 LGVD(-1) + b62 LGVD(-2) + c61 LGDP(-1) + c62 LGDP(-2) + d61 LLQM(-1) + d62 LLQM(-2) + e61 LERT (-1) + e62 LERT(-2) + f61 LIRT(-1) + f62 LIRT(-2) + e6t                                                                                 (7)  

 

آمار و اطلاعات متغیر­های مورد نیاز در مدل به صورت سری زمانی سالانه(1357-1387) از بانک اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده­اند.

5- یافته­های تجربی و تفسیر نتایج

1-5- بررسی روند متغیرها

1-1-5- روند متغیر شاخص قیمت مصرف کننده به قیمت ثابت سال 1376 (CPI)

شاخص قیمت مصرف کننده از سال 1357 تا سال 1375 روند صعودی داشته و از سال 1375 به بعد نیز همین روند صعودی وجود داشته ولی با شدت بیشتری ادامه پیدا کرده است.

 

 

 

 

 

2-1-5- روند متغیر بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی (GVD)

متغیر بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی از ابتدای دوره تا سال 1370 روند افزایشی داشته بعد تا سال 1378 همین روند صعودی ادامه داشته منتها با نرخ شدیدتر و مجددا همین روند افزایشی با سرعت بیشتری تا سال 1382 ادامه داشته و بعد از سال 1382 تا سال 1384 دوباره کاهش پیدا کرده و مجددا افزایش و سپس کاهش پیدا کرده است.

 

 

 

 

 

 

 

 

3-1-5- روند متغیر تولید ناخالص داخلی واقعی به قیمت ثابت سال 1376 (GDP)

تولید ناخالص داخلی از سال 1357 تا سال 1368 یک روند نوسانی ملایم داشته؛ پس از سال 1368 روند صعودی خود را شروع کرده و تا پایان دوره ی مورد بررسی ادامه داشته است.

 

 

 

 

 

 

 

4-1-5- روند متغیر حجم نقدینگی (LQM)

متغیر حجم نقدینگی از ابتدای دوره روند افزایشی داشته و این روند از سال 1378 تا انتهای دوره شدیدتر شده است.

 

 

 

 

 

 

 

5-1-5- روند متغیر نرخ ارز (ERT)

متغیر نرخ ارز از سال 1357 تا سال 1372 روند ملایم افزایشی داشته ولی از سال 1372 تا سال 1378 با روند فزاینده ای بیشتر شده و در سال 1378 به بیشترین مقدار رسیده و سپس تا سال 1381 به تدریج کاهش یافته و مجددا از سال 1381 به بعد روند صعودی خود را ادامه داده است.

 

 

 

 

 

 

 

 

6-1-5- روند متغیر نرخ سود بانکی (IRT)

متغیر نرخ سود بانکی روند نوسانی ثابتی تا سال 1368 داشته؛ سپس روند افزایشی  خود را تا سال 1372 ادامه داده و مجددا از سال 1373 تا سال 1375 افزایش پیدا کرده و همین طور روند ثابت خود را تا سال 1379 حفظ نموده و از آن به بعد در طول یک سال کاهش و دوباره روند ثابتی داشته و در پایان دوره از سال 1386 تا 1387 افزایش پیدا کرده است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2-5-بررسی پایایی متغیر­ها

جدول1. آزمون پایایی متغیر­ها را بر اساس آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته[12] نشان می­دهد. در آزمون پایایی مربوط به سطح متغیر­های به­کار­رفته در مدل، قدرمطلق آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته از قدرمطلق مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5درصد کوچک­تر بوده بنابر­این فرضیه­ی H0 مبنی بر وجود ریشه­ی واحد مورد تایید قرار گرفته و تمامی متغیر­های مدل ناپایا در سطح می­باشند. در آزمون پایایی مربوط به تفاضل مرتبه­ی اول متغیر­های به­کار­رفته در مدل، قدرمطلق آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته از قدرمطلق مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد بزرگ­تر بوده بنابر­این فرضیه­ی H0 مبنی بر وجود ریشه­ی واحد رد شده و متغیر­های مدل پایا در تفاضل مرتبه­ی اول (I1) می باشند.

سیمز[13] (1980) و سیمز، استاک[14]و واتسون[15] (1990) معتقدند حتی اگر متغیر­ها دارای ریشه­ی واحد باشند؛ نباید تفاضل آنها را در سیستم وارد کرد. استدلال آنها این است که هدف از تحلیل VAR تعیین روابط متقابل میان متغیر­ها است و نه برآورد پارامتر­ها. در واقع استدلال اصلی آنها در مورد ضرورت وارد نمودن سطح متغیر آن است که با    تفاضل­گیری، اطلاعاتی را که نشان­دهنده­ی وجود همجمعی[16] میان متغیر­هاست؛ از دست خواهیم داد. به همین ترتیب، استدلال می­شود که نیازی به روند­زدایی از متغیر­های موجود

در مدل VAR نیست (صادقی و شوال پور، 1389).

جدول1. بررسی پایایی متغیر­ها با استفاده از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم ­یافته

 

تفاضل مرتبه ی اول

سطح

نام متغیر

67/3-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

37/2-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

LCPI

97/2-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

57/3-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

65/4-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

72/1

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

LGVD

57/3-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

95/1-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

74/2-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

89/1-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

LGDP

95/1-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

58/3-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

98/2-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

48/2-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

LLQM

96/2-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

57/3-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

06/5-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

47/2-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

LERT

95/1-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

56/3-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

24/5-

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

25/0

آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته

LIRT

95/1-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

95/1-

مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

3-5-برآورد الگوی خود توضیح برداری

سیمز (1990) برای تخمین مدل VAR روشی را پیشنهاد می­کند که شامل دو مرحله است: مرحله­ی اول تعیین متغیرهایی است که باید وارد مدل شود و مرحله­ی دوم تعیین تعداد وقفه­های مناسب مدل می­باشد. انتخاب متغیرهایی که می­بایست در مدل VAR وارد شوند بر اساس تئوری­های رایج اقتصادی صورت می­پذیرد. آزمون­های تعیین طول وقفه نیز به منظور تعیین وقفه­ی بهینه مورد استفاده قرار می­گیرد. نکته قابل توجه آن است که در مدل­های VAR هیچ تلاشی در جهت حذف و یا کاهش پارامترهای موجود در مدل صورت نمی­گیرد. در مدل VAR ماتریس مربوط به عرض از مبدا مشتمل بر n پارامتر بوده و هر یک از ماتریس­های ضرایب نیز n2 پارامتر دارند؛ لذا لازم است در مجموعn + pn2   پارامتر برآورد شود(p: تعداد وقفه و n تعداد متغیرهاست). بدون شک تعداد پارامترهای مدل VAR بیش از اندازه است؛ چرا که بسیاری از پارامترهای برآورد شده در مدل از نظر آماری معنی­دار نیستند. اما هدف از تخمین این مدل­ها حصول به روابط متقابل اساسی موجود میان متغیرهاست و نه بدست آوردن پیش­بینی­های دقیق کوتاه­مدت. لذا قیود نادرست بر مدل، موجب از دست رفتن اطلاعات مهم خواهد شد. بعلاوه، در این مدل­ها، متغیرهای توضیحی عموما دارای هم­خطی شدیدی با یکدیگر هستند و لذا آماره­ی t مربوط به تک تک ضرایب، ابزار مطمئنی برای حذف و یا کاهش متغیرها به شمار نمی­آید (همان منبع، ص 69).

اولین مرحله در تخمین مدل VAR، تعیین مرتبه­ی بهینه­ی آن می­باشد که با توجه به کمتر بودن حجم نمونه­ی مورد مطالعه از صد، از معیار شوارتز[17] استفاده شده است. بر اساس این معیار؛ وقفه­ی دو به­عنوان وقفه­ی بهینه­ی مدل انتخاب شده و مدل خود توضیح برداری مطابق جدول2. تخمین زده شده است[18].

جدول2. نتایج حاصل از برآورد مدل خود توضیح برداری

 

متغیر­های توضیحی

متغیر­های وابسته

LCPI

LGVD

LGDP

LLQM

LERT

LIRT

LCPI(-1)

880461/0

(31122/0)

333161/0-

(69873/0)

006271/0

(29911/0)

068817/0-

(30156/0)

017426/0-

(08599/2)

127197/0

(64132/0)

LCPI(-2)

382189/0-

(23034/0)

413542/0

(51713/0)

003051/0-

(22137/0)

050455/0-

(22318/0)

273071/0-

(54384/1)

241397/0

(47464/0)

LGVD(-1)

080068/0

(11432/0)

586058/0

(25666/0)

103697/0-

(10987/0)

149324/0-

(11077/0)

256629/0

(76623/0)

377970/0-

(23557/0)

LGVD(-2)

012205/0

(11174/0)

126703/0

(25087/0)

038893/0-

(10739/0)

210392/0

(10827/0)

001348/0-

(74894/0)

218488/0

(23025/0)

LGDP(-1)

608421/0-

(29381/0)

910686/0-

(65964/0)

936158/0

(28238/0)

459786/0-

(28469/0)

650662/1

(96928/1)

287967/0

(60544/0)

LGDP(-2)

280992/0

(23377/0)

384805/0

(52484/0)

660238/0-

(22467/0)

331836/0

(22651/0)

909456/0

(56686/1)

073784/1-

(48172/0)

LLQM(-1)

311113/0

(26408/0)

260589/0

(59289/0)

040292/0

(25380/0)

520148/1

(25588/0)

602483/2

(77000/1)

007502/0

(54417/0)

LLQM(-2)

056908/0

(26425/0)

169392/0-

(59327/0)

162766/0

(25397/0)

467622/0-

(25605/0)

540550/1-

(77115/1)

132105/0-

(54453/0)

LERT(-1)

009542/0-

(02395/0)

103161/0

(05378/0)

022910/0

(02302/0)

036055/0

(02321/0)

124006/0

(16054/0)

027667/0

(04936/0)

LERT(-2)

023361/0

(02210/0)

037523/0-

(04962/0)

006858/0

(02124/0)

011021/0-

(02142/0)

137989/0-

(14814/0)

021492/0

(04554/0)

LIRT(-1)

247191/0

(10797/0)

171145/0

(24240/0)

016426/0

(10376/0)

177658/0

(10461/0)

366488/0-

(72365/0)

552235/0

(22248/0)

LIRT(-2)

081412/0

(12683/0)

172735/0

(28475/0)

010198/0-

(12190/0)

087951/0-

(12289/0)

789868/3

(85010/0)

142830/0

(26136/0)

C

349981/0-

(10605/3)

175062/7

(97341/6)

124849/8

(98517/2)

477567/0

(00960/3)

61421/45-

(8183/20)

37355/12

(40044/6)

R2

999339/0

995286/0

988258/0

999575/0

981528/0

902031/0

 

998843/0

991750/0

979451/0

999256/0

967675/0

828554/0

F

128/2015

4956/281

2155/112

735/3135

84926/70

27636/12

4-5- توابع عکس­العمل ضربه­ای[19]

این توابع یکی از ابزارهای مطرح در بررسی حرکات پویای متغیر است. در این توابع بروز یک انحراف معیار شوک در هریک از متغیر­های انتخابی سیستم بر کل متغیرهای سیستم ارزیابی می­شود. با استفاده از این معیار می­توان مدت زمان تاثیر شوک و حداکثر تاثیر شوک را پس از وقوع شوک مشخص نمود. بدین ترتیب سیاست­گذاران می­توانند تاثیر شوک­ها را بر سیستم اقتصادی شناسایی کنند و از آن­ها جهت سیاست­گذاری استفاده نمایند (خنجری و همایونی­فر، 1390).

نمودار1 واکنش لگاریتم شاخص ­قیمت ­مصرف­کننده را نسبت به شوک­های وارده از طرف متغیر­های لگاریتم بدهی دولت به بانک مرکزی، لگاریتم تولید ناخالص داخلی، لگاریتم حجم نقدینگی، لگاریتم نرخ ارز و لگاریتم نرخ سود بانکی و به اندازه­ی یک انحراف معیار برای ده دوره را نشان می­دهد. همان­طور که در نمودار ملاحظه می­شود، شوک وارد شده از طرف متغیر لگاریتم بدهی دولت به بانک مرکزی، تا اواسط دوره­ی ششم و هفتم، هیچ تاثیری بر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده نداشته ولی از این دوره به بعد تا اواسط دوره­ی نهم و دهم، باعث افزایش لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده و در یک سطح ثابت شده و بعد از این دوره، تا دوره­ی دهم نیز دوباره باعث افزایش لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده در یک سطح ثابت می­شود. شوک وارد شده از طرف متغیر لگاریتم تولید ناخالص داخلی (متغیر رشد اقتصادی)، تا دوره­ی سوم؛ باعث کاهش لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده شده و اثر منفی بر روی آن دارد. از دوره­ی سوم اثر این شوک بر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده مثبت و باعث افزایش آن شده و در دوره­ی ششم این مقدار افزایش به بیشترین مقدار رسیده و بعد از دوره­ی ششم دوباره تاثیر شوک وارد شده از طرف متغیر تولید ناخالص داخلی بر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده کاهش یافته تا این­که دوباره از دوره­ی نهم به بعد اثر منفی آن بر متغیر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده ایجاد می­شود. واکنش متغیر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده نیز بر شوک وارد شده بر متغیر لگاریتم حجم نقدینگی مثبت بوده؛ به­طوری­که این واکنش مثبت تا دوره­ی پنجم روند افزایشی داشته و از این دوره به بعد روند کاهشی به خود می­گیرد. شوک وارد شده از طرف متغیر لگاریتم نرخ ارز، تا دوره­ی دوم اثری بر متغیر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده نداشته ولی بعد از آن اثری مثبت بر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده داشته است؛ به این صورت که متغیر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده، در واکنش به شوک وارده از طرف این متغیر؛ از دوره­ی دوم شروع به افزایش نموده تا این که این حالت افزایشی از اواخر دوره­ی سوم تا اواخر دوره­ی ششم در یک سطح ثابت مانده و بار دیگر افزایش یافته تا اواخر دوره­ی هشتم در یک سطح ثابت مانده است و بعد از آن با اندکی کاهش به همان سطح ثابت قبلی باز می­گردد. شوک وارده از طرف متغیر لگاریتم نرخ سود بانکی نیز همواره اثری مثبت و افزایشی بر روی متغیر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده داشته طوری­که تا پایان دوره­ی مورد بررسی تاثیر شوک وارده از طرف متغیر نرخ سود بانکی بر لگاریتم شاخص قیمت مصرف­کننده پایدار بوده و متغیر لگاریتم شاخص قیمت مصرف کننده تا آخر دوره به سطح

دائمی خود باز نمی­گردد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نمودار1. عکس­العمل شاخص قیمت مصرف­کننده به شوک­های وارد شده از طرف     متغیر­های دیگر

5-5-  بررسی بردار همگرایی

باتوجه به این­که متغیر­های مدل، دارای مرتبه­ی هم­انباشتگی یکسان بوده و همگی پایا در تفاضل مرتبه­ی اول می­باشند؛ می­توان از آزمون همجمعی جوهانسن- جوسیلیوس جهت تعیین بردار­های همگرایی استفاده نمود. بر اساس انتخاب مقدار وقفه­ی بهینه­ی دو؛ به­عنوان وقفه­ی بهینه­ی مدل خود توضیح برداری، با استفاده از آزمون­های ماتریس اثر[20] و حداکثر مقادیر ویژه[21]، به تعیین تعداد بردار­های هم­انباشتگی پرداخته شده است. جداول 3 و4 نتایج مربوط به تعیین تعداد بردار­های همگرایی توسط این دو آزمون را نشان می­دهد.

همانطور که در جداول 3 و 4 ملاحظه می­شود، بر اساس نتایج آماره­ی آزمون ماتریس اثر؛ وجود چهار بردار هم­انباشتگی بین متغیر­های مدل تایید شده و بر اساس نتایج مربوط به آماره­ی آزمون حداکثر مقادیر ویژه نیز سه بردار هم­انباشتگی بین متغیر­های مدل تایید شده است. حال با توجه به مبانی نظری مربوط به روش همجمعی جوهانسن- جوسیلیوس، چون آماره­ی آزمون حداکثر مقادیر ویژه دارای فرضیه­ی مقابل دقیق­تر و قوی­تری است؛ به نتایج مربوط به این آماره­ی آزمون استناد کرده و می­توان بیان نمود که سه بردار هم­انباشتگی بین متغیر­های مدل وجود دارد.

جدول3. نتایج آزمون ماتریس اثر (ctrace)

 

فرضیه­ی صفر

فرضیه­ی مقابل

مقدار آماره­ی آزمون

مقدار بحرانی در سطح 95%

ارزش احتمال در سطح 95%

*              r = 0

r ³ 1

34/240

75/95

0000/0

*              r £ 1

r ³ 2

44/127

81/69

0000/0

*              r £ 2

r ³ 3

32/67

85/47

0003/0

*              r £ 3

r ³ 4

51/35

79/29

0098/0

r £ 4

r ³ 5

98/14

49/15

0595/0

 

جدول4. نتایج آزمون حداکثر مقادیر ویژه (cmax)

 

فرضیه­ی صفر

فرضیه­ی مقابل

مقدار آماره­ی آزمون

مقدار بحرانی در سطح 95%

ارزش احتمال در سطح 95%

*              r = 0

r = 1

89/112

07/40

0000/0

*              r £ 1

r = 2

11/60

87/33

0000/0

*              r £ 2

r = 3

80/31

58/27

0135/0

r £ 3

r = 4

53/20

13/21

0605/0

 

در ادامه، مطابق رابطه­ی 8 رابطه­ی بلند­مدت بین متغیر­های مدل تخمین زده شده و بردار نرمال شده نسبت به متغیر درون­زای اول انتخاب شده است. این بردار بایستی از نظر علامت ضرایب متناسب با تئوری­های اقتصادی بوده و هم­چنین ضرایب متغیر­های توضیحی به لحاظ آماری معنی­دار باشند. همان­طور که در بردار بهینه­ی انتخاب شده ملاحظه      می­شود؛ ضرایب تمامی متغیر­های مدل، بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و از نظر آماری نیز معنی­دار می­باشند.

 

LCPI= 9.192+0.050 LGVD–1.594 LGDP+0.989 LLQM+0.019 LERT+0.745 LIRT

               (t= 34.83)    (t= 1.97)     (t= 48.01)       (t= -20.00)       (t= 2.66)           

با توجه به این­که متغیر­ها به صورت لگاریتمی وارد مدل شده­اند؛ ضرایب نشان­گر کشش نیز می­باشند. به­طوری­که طبق رابطه­ی 8 کشش شاخص قیمت مصرف­کننده نسبت به متغیر رشد اقتصادی در مقایسه با سایر متغیر­های مدل، بیشترین مقدار و برابر 59/1- می­باشد که با لحاظ نمودن قدر­مطلق؛ بزرگ­تر از یک بوده و بیان­گر بیشتر بودن حساسیت شاخص قیمت مصرف­کننده به متغیر رشد اقتصادی در بلند­مدت می­باشد. بر اساس رابطه­ی 8   می­توان بیان داشت که در بلند­مدت، یک درصد افزایش در رشد اقتصادی باعث کاهش 59/1 درصد در شاخص قیمت مصرف­کننده شده و یک درصد افزایش در هریک از  متغیر­های بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی، حجم نقدینگی، نرخ ارز و نرخ سود بانکی به ترتیب باعث افزایش 05/0، 98/0، 01/0 و 74/0 درصد در شاخص قیمت مصرف­کننده می­شود.

در مرحله­ی بعد، الگوی تصحیح خطای برداری[22] برآورد شده و نتایج مربوط به آن در جدول 5 نشان داده شده است. با توجه به جدول 5 ملاحظه می­شود که ضریب جمله­ی تصحیح خطا {ECM(-1)}؛ معنی­دار بوده و بین اعداد صفر و منفی­یک بوده و برابر رقم 62/0-  بدست آمده است. این عدد بیان­گر این مطلب است که در هر دوره 62/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.

جدول5. الگوی تصحیح خطای برداری

 

مقدار آماره ی t

انحراف معیار

ضریب

نام متغیر

-

-

-

D(LCPI)

1429/3

0666/0

2094/0

C

6555/2-

2338/0

6208/0-

ECM(-1)

 

6- نتیجه­گیری و پیشنهادهای سیاستی

هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر رشد اقتصادی بر شاخص قیمت مصرف­کننده در ایران است. بر این اساس این پژوهش در پنج بخش سازماندهی شد؛ به­طوری­که بعد از مقدمه، در بخش دوم و سوم به­ترتیب نظریات اقتصادی در خصوص منشا تورم و مطالعات تجربی آورده­شد و در بخش چهارم نیز مدل پژوهش و روش تخمین معرفی گردید و بخش پنجم نیز به یافته­های تجربی و تفسیر نتایج اختصاص ­یافت. بر اساس یافته­های پژوهش، در بلندمدت؛ افزایش رشد اقتصادی باعث کاهش شاخص قیمت مصرف­کننده شده است. چون بنابر نظریاتی که در مورد عرضه و تقاضای کل وجود دارد؛ چنانچه میزان عرضه (تولید) افزایش­ یابد، قیمت به­دلیل مازاد عرضه کاهش و شاخص قیمت مصرف­کننده نیز کاهش می­یابد. هم­چنین افزایش متغیر­های بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی و حجم نقدینگی و نرخ ارز و نرخ سود بانکی باعث افزایش شاخص قیمت مصرف­کننده شده­است. براین اساس که مطابق نظریه­ی مقداری پول کلاسیک­ها و با توجه به کم­کشش بودن طرف عرضه در اقتصاد ایران، با افزایش حجم نقدینگی؛ سطح قیمت­ها یا همان شاخص قیمت مصرف­کننده افزایش می­یابد. با افزایش بدهی دولت به بانک مرکزی چون این متغیر یکی از منابع پایه­ی پولی است، پایه­ی پولی افزایش و در نتیجه حجم نقدینگی و به­دنبال آن سطح قیمت­ها افزایش می­یابد. با افزایش نرخ ارز میزان صادرات افزایش و به­دنبال آن خالص دارایی­های خارجی که یکی از منابع پایه­ی پولی است بیشتر می­شود و در نتیجه حجم نقدینگی و شاخص قیمت مصرف­کننده افزایش می­یابد. با افزایش نرخ سود بانکی که به­عنوان یک پروکسی بر نرخ بهره استفاده شده، سرمایه­گذاری کاهش و منحنی IS به سمت پایین منتقل می­شود و به­دنبال این انتقال میزان تولید کاهش یافته و با کاهش تولید؛ سطح قیمت­ها بالا می­رود. از این­رو با توجه به یافته­های پژوهش، فرضیه­های مطرح شده در پژوهش؛ مورد تایید علمی قرار می­گیرد. هم­چنین نتایج مربوط به الگوی تصحیح خطای برداری نیز حاکی از آن است که در هر دوره 62/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود. بنابراین با توجه به نتایج به­دست­آمده از پژوهش، پیشنهاد می­شود که بانک مرکزی با جلوگیری از رشد بیش از حد حجم نقدینگی از طریق سیاست­های پولی انقباضی نظیر عملیات بازار باز و کنترل نرخ سود بانکی و نرخ ارز، تا حدی جلوی افزایش قیمت­ها را بگیرد. هم­چنین با اتخاذ سیاست­های مناسب پولی (از طرف بانک مرکزی) و سیاست­های مالی ( از طرف دولت) به ­منظور افزایش میزان تولید، زمینه­ی کاهش شاخص قیمت مصرف­کننده فراهم­شود.

لازم به توضیح است که در زمینه­ی اتخاذ سیاست­های پولی و مالی، با رعایت استقلال عملیاتی و استفاده از ابزارهای مناسب پولی توسط بانک مرکزی، با هماهنگی­های لازم بین دولت و بانک مرکزی زمینه برای مهار تورم و رسیدن به رشد اقتصادی فراهم­شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



[1]. استادیار دانشگاه آزاد اسلامی، گروه اقتصاد واحد تبریز، (نویسنده مسئول) Aleemran@iaut.ac.ir Email:

 

[2]. دانشجوی دکتری اقتصاد شهری و منطقه¬ای دانشگاه تبریز، Email: s.a_aleemran@hotmail.com

1. Adu

2. Madhukar & Nagarjuna

3. Hasanov & Omay

4. Ibarra & Trupkin  

1. Debab & Radhi

2. Dua & Gaur

3. Ciftcioglu & Begovic

1. Vector Autoregressive Model

2. Johansen-Juselius

1. Augmented Dickey-Fuller Test

2. Sims

3. Stock

4. Watson

5. Co-integration 

1. Schwarz Information Criterion

[18]. ارقام نوشته شده در داخل پرانتزهای زیر ضرایب، مقادیر انحراف­معیار ضرایب را نشان می­دهند.

1. Impulse Response Functions

1. Trace Matrix

2. Maximum Eigen Value

1. Vector Error Correction Model

-      پیرایی، خسرو؛ دادور، بهاره (1390) " تاثیر تورم بر رشد اقتصادی در ایران با تاکید بر نااطمینانی "، فصلنامه­ی پژوهشهای اقتصادی، شماره­ی اول، صص 67-80.

-      خنجری، سمیه؛ همایونی­فر، مسعود (1390) " بررسی اثرات شوک­های اسمی بر دستمزد واقعی در بخش صنعتی ایران "، پژوهشنامه­ی اقتصادی، شماره­ی دوم، صص 97-110.

-      سراج، سودابه (1390) " تحولات شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی در مناطق مختلف جهان "، تازه­های اقتصاد، شماره­ی صد و سی و دو، صص 132-138.

-      شاکری، عباس (1387). « اقتصاد کلان: نظریه ها و سیاست ها ». چاپ نخست، تهران: پارس نویسا.

-      صادقی، مهدی؛ شوال­پور، سعید (1389). « اقتصادسنجی سری­های زمانی با رویکرد کاربردی ». چاپ دوم، جلد دوم، تهران: انتشارات دانشگاه امام صادق.

-      صفدری، مهدی؛ پورشهابی، فرشید (1388) " اثر نا­اطمینانی تورم بر رشد اقتصادی ایران ( کاربرد مدل­های EGARCH و VECM (86-1350)) "، مجله­ی دانش و توسعه، شماره­ی بیست و نه، صص 65-87.

-      عباسی نژاد، حسین؛ تشکینی، احمد (1383) " آیا تورم در ایران یک پدیده پولی است؟ "، تحقیقات اقتصادی، شماره­ی شصت و هفتم، صص 181-212.

-      کمیجانی، اکبر؛ نقدی، یزدان (1388) " بررسی ارتباط متقابل بین تولید و تورم در اقتصاد ایران ( با تاکید بر تولید بخشی ) "، پژوهشنامه­ی علوم اقتصادی، شماره ی یک، صص 99-124.

-      مهرآرا، محسن؛ مجاب، رامین (1389) " ارتباط میان تورم، نااطمینانی تورم، تولید و نااطمینانی تولید در اقتصاد ایران "، فصلنامه­ی پول و اقتصاد، شماره­ی دوم، صص 1-30.

 

-       Adu, George (2012), " Studies on Economic Growth and Inflation ", Acta Universitatis agricalturae Sueciae(1652-6880), Vol. 14, pp. 1-26.

-       Ciftcioglu, Serhan and Begovic, Nermin (2008), "­ The relationship between economic growth and selected macroeconomic indicators in a group of Central and East European countries: a panel data approach ", Problems and Perspectives in Management, Vol. 6, Issue 3.

-       Debab, Nassima and Radhi, Saeed J. (2011),­ " Effect of Trade Liberalization on Domestic Consumer Price: A Case Study of Gulf Cooperation Council­", European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, ISSN 1450-2275 Issue 37.

-       Dua, Pami and Gaur, Upasna (2010)­" Determination of Inflation in an Open Economy Philips Curve Framework: The Case of Developed and Developing Asian Countrie­", Macroeconomics and Finance in Emerging Market Economies, Vol. 3, No. 1, pp. 33-51.

-       Hasanov, Mubariz and Omay, Tolga (2011)­" The relationship between inflation, output growth and their uncertainties: Evidence from selected CEE countries ", Emerging Markets Finance and Trade, Vol. 47,­pp. 5-20.

-       Ibarra, Raul and Trupkin, Danilo (2011) " The relationship between Inflation and Growth: A Panel Smooth Transition Regression Approach for Developed and Developing Countries­", available at: www.google.com

-       Madhukar, S. and Nagarjuna, Boppan (2011) " Inflation and Growth Rates in India and China: A Perspective of Transition Economies­", International Conference on Economics and Finance Research, Vol. 4, pp. 489-492.