اثر سیاست پولی بر نرخ ارز در ایران با استفاده از الگوی خود همبسته با وقفه توزیع شده (ARDL)

نویسندگان

1 کارشناس ارشد اقتصاد، عضو باشگاه پژوهشگران جوان؛ کارمند بانک توسعه صادرات ایران، تهران.ایران

2 عضو هیات علمی دانشگاه آزاد اسلامی واحد شیراز.شیراز.ایران

چکیده

چکیده
امروزه کسب حداکثر وجوه ارزی ناشی از صادرات کالا و خدمات، از عمده‌ترین سیاست‌های اقتصادی کشورها است. زیرا چنانچه کشوری با کمبود ذخایر ارزی مواجه شود، برای تأمین نیازهای وارداتی خود، به ناچار می‌باید از مجامع، کشورها یا بانک‌های بیگانه وام بگیرد. لذا می توان گفت سیاست تعیین نرخ ارز، تنظیم کننده جریان ورود و خروج ارز در اقتصاد ملی است. بنا براین دولت ها با به‌کارگیری سیاست های مناسب شرایط عرضه و تقاضا در بازار ارز را تحت مدیریت خود قرار می دهد.‌ با توجه به اهمیت نرخ ارز و سیاست های تاثیر گذار بر آن، بر آن شدیم تا در این تحقیق اثر سیاست پولی بر نرخ ارز را طی سال های 1351-1388 مورد بررسی قرار دهیم. برای این منظور با استفاده از روش خودهمبسته با وقفه توزیع شده مدل مورد نظر تخمین زده شده است که نتایج حاصل از تحقیق نشان دهنده اثر مثبت و معنی دار متغیرهای عرضه پول داخلی و قیمت داخلی و اثر منفی و معنی دار درآمد ملی بر نرخ ارز، هم در کوتاه مدت و هم در بلند مدت است . جزء ناپایدار نرخ حقیقی ارز نیز به عنوان دیگر متغیر مورد بررسی نشان داد که این متغیر در کوتاه مدت دارای اثر منفی و معنی دار بر نرخ حقیقی ارز دارد اما تأثیر این متغیر در بلند مدت بی معنی می باشد.
 
Nowadays, earning maximum foreign exchange through export goods and services are main economic policies of countries, because, if a country faces with shortage of foreign exchange reserves, it must ask other countries for loan to fulfill it's import needs. then, it can be saied that the policy of determining exchange rate regulates entry and exit of exchange in national econom.
Therefore, through applying proper policies, the government should take the control of supply and demand conditions in the exchange market. given the importance of exchange and the policies affecting it, in this study it is aimed at reviewing the impact of monetary policy on exchange from 1972 to 2010. To this end using Auto Regressive Distributed Lag model the hypothesized model was estimated. the findings of this study show that there are a positive and significant effect of the domestic money and domestic price and negative and significant effect of national income on the exchange rate both in long term and short term.
As another variable shows in this study, unstable component of real exchange rate indicated that this variable has a negative and significant impact on real exchange rate, but the impact of this variable is meaningless in long term.
 

کلیدواژه‌ها


اثر سیاست پولی بر نرخ ارز در ایران با استفاده از الگوی خود همبسته                      با وقفه توزیع شده (ARDL)

سید مجتبی حسین زاده یوسف آباد[1]

علی حقیقت[2]

دریافت: 15/07/1392                  پذیرش: 18/09/1392

چکیده

امروزه کسب حداکثر وجوه ارزی ناشی از صادرات کالا و خدمات، از عمده‌ترین سیاست‌های اقتصادی کشورها است. زیرا چنانچه کشوری با کمبود ذخایر ارزی مواجه شود، برای تأمین نیازهای وارداتی خود، به ناچار می‌باید از مجامع، کشورها یا بانک‌های بیگانه وام بگیرد. لذا می توان گفت سیاست تعیین نرخ ارز، تنظیم کننده جریان ورود و خروج ارز در اقتصاد ملی است. بنا براین دولت ها با به‌کارگیری سیاست های مناسب شرایط عرضه و تقاضا در بازار ارز را تحت مدیریت خود قرار می دهد.‌ با توجه به اهمیت نرخ ارز و سیاست های تاثیر گذار بر آن، بر آن شدیم تا در این تحقیق اثر سیاست پولی بر نرخ ارز را طی سال های 1351-1388 مورد بررسی قرار دهیم. برای این منظور با استفاده از روش خودهمبسته با وقفه توزیع شده مدل مورد نظر تخمین زده شده است که نتایج حاصل از تحقیق نشان دهنده اثر مثبت و معنی دار متغیرهای عرضه پول داخلی و قیمت داخلی و اثر منفی و معنی دار درآمد ملی بر نرخ ارز، هم در کوتاه مدت و هم در بلند مدت است . جزء ناپایدار نرخ حقیقی ارز نیز به عنوان دیگر متغیر مورد بررسی نشان داد که این متغیر در کوتاه مدت دارای اثر منفی و معنی دار بر نرخ حقیقی ارز دارد اما تأثیر این متغیر در بلند مدت بی معنی می باشد.

 

واژگان کلیدی: نرخ ارز، سیاست پولی، صادرات، واردات، آزمون کرانه‌ها، روش خودهمبسته با وقفه توزیع‌شده

طبقه بندیJEL :   F31,E63,F19,F10,C19,C29

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

نرخ ارز[3] به عنوان یکی از عوامل کلان اقتصادی، همواره مورد توجه جامعه اقتصادی و مالی قرار داشته است. در واقع این نرخ، بیانگر شرایط اقتصادی کشور بوده و عاملی جهت مقایسه اقتصاد ملی با اقتصاد سایر ملل می باشد. از این رو انتخاب سیاست های ارزی با توجه به شرایط اقتصادی، به گونه ای که منجر به استقرار سیستم مناسب نرخ ارز گردد نه تنها می تواند راهی در سمت گیری رشد و توسعه باشد، بلکه به نوبه خود بر عوامل کلان دیگر نیز اثر گذار خواهد بود. جایگاه تجارت بین الملل در مباحث توسعه در کشورهای رو به توسعه تا جایی اهمییت یافته است که اغلب از آن به عنوان موتور رشد و توسعه اقتصاد داخلی نام برده می شود که بار این رسالت سنگین را امروز عمدتا" بر دوش صادرات قرار می دهند[4]. تغییرات نرخ ارز بر قیمت کالاهای داخلی در بازار خارجی و همچنین بر قیمت کالاها و خدمات وارداتی در بازار داخلی تاثیرگذار بوده و به همین دلیل یکی از اساسی ترین عواملی است که بر صادرات و واردات، ترازپرداختها، ذخایر ارزی و به بالطبع بر رشد اقتصادی، اشتغال و... اثرگذار خواهد بود[5]. بنابراین با توجه به اهمیت نرخ ارز در پیشرفت و توسعه اقتصادی هر کشوری، بررسی عوامل موثر بر آن، ضروری به نظر می رسد.

2- پیشینه تحقیق

طیبی و نصر اللهی(1381)[6]

در مقاله ای تحت عنوان "نقش متغیر های اساسی در تبیین رفتار نرخ واقعی تعادلی بلند مدت ارز در ایران" با توجه به نقش متغیر های اساسی در تبیین رفتار نرخ واقعی ارز که از سوی عرضه و تقاضا در اقتصاد مطرح هستند شامل تغییر سیاست مالی دولت، تغییر شرایط مالی بین المللی، تفاوت نرخ رشد کارایی در بخش تجاری و بخش غیر تجاری، تغیر رابطه مبادله و تغییر سیاست های تجاری، به این نتیجه دست یافته اند که متغیرهای کارایی، رابطه مبادله، نسبت ذخیره های ارزی بانک مرکزی به پایه پولی، نسبت مخارج جاری به مخارج عمرانی دولت و نسبت واردات به سرمایه گذاری در تبیین رفتار بلند مدت نرخ های واقعی ارز در اقتصاد ایران، نقش مؤثری را ایفا می کند.

اخباری (1385)[7]

اخباری در مقاله ای تحت عنوان " آزمون پولی بودن روند حرکت نرخ ارز در دوره درآمد 83- 1357" به دنبال یافتن چگونگی روند نرخ ارز از مدل پولی کشور می باشد. در این مقاله مدل نرخ ارز ریال به دلار، با پیروی از روش پولی تعیین نرخ ارز و تجزیه و تحلیل هم‌انباشتگی انگل گرنجر و یوهانسن-یوسیلیوس، برازش و نشان داده شد که تمامی متغیرهای موجود در مدل هم‌انباشته‌اند. یعنی دارای ارتباط بلندمدت‌ می باشند.

کازرونی و دیگران (1389)[8]

در مقاله ای تحت عنوان "رهیافت پولی نسبت به نرخ ارز اسمی: مطالعه موردی ایران" به بررسی تاثیر متغیرهای پولی بر نرخ ارز اسمی طی سال های 1340 - 1384 پرداخته است و برای این منظور با استفاده از روش هم انباشتگی جوهانسن - جوسیلیوس طی دوره 1340 - 1384 مدل پولی نرخ ارز تخمین زده شده است.

نتایج بدست آمده در این تحقیق حاکی از آن است که متغیر اختلاف تولید ناخالص داخلی دارای تاثیر منفی و معنی دار بر نرخ ارز اسمی بوده است. تاثیر متغیر اختلاف حجم نقدینگی واقعی بر متغیر نرخ ارز اسمی مثبت و معنی دار بوده است. متغیر اختلاف نرخ تورم تاثیر مثبت و معنی دار بر نرخ ارز اسمی داشته است. تاثیر مثبت این متغیر بر نرخ ارز اسمی نیز بدین صورت است که با افزایش نرخ تورم در کشور داخلی، قدرت رقابت پذیری کالاهای داخلی کاسته شده و تقاضا برای کالاهای کشور خارج افزایش می یابد که این امر به نوبه ی خود به افزایش نرخ ارز اسمی منجر می شود. و  به عنوان یک نتیجه گیری کلی از تاثیر متغیرهای پولی بر نرخ ارز اسمی می توان بیان کرد که متغیرهای اختلاف نرخ تورم و اختلاف حجم نقدینگی واقعی از متغیرهای مهم و موثر بر نرخ ارز اسمی محسوب می شوند.

کرنز و منرز (2006)[9]

در تحقیق ای تحت عنوان­" تاثیر سیاست های پولی بر نرخ ارز: مطالعه ای با استفاده از داده های روزانه­" به بررسی تاثیرسیاست پولی بر نرخ ارز برای چهار کشور استرالیا، نیوزلند، کانادا و انگلستان می پردازد. در ابتدا بیان می کند که سیاست پولی در این کشورها برروی نرخ ارز متمرکز نمی باشد و تصمیمات در مورد نرخ ارز بدون در نظر گرفتن تاثیراتی که سیاست پولی می تواند بر نرخ ارز داشته باشد، از قبل تعیین می شود. سپس با بهره گیری از داده های روزانه[10] و روش Pooled Data، مدل مورد نظر خود را تخمین می زند. نتایج تحقیق نشان می دهد که با افزایش 100 واحد در سیاست پولی بطور میانگین نرخ ارز  5/1 درصد افزایش می یابد و برای تک تک کشورها در بازه1 تا8/1درصد افزایش وجود دارد. در انتها بیان می دارد که تاثیرات سیاست پولی بر نرخ ارز به طور قطع لحظه ای و آنی است و شواهد حاکی از آن است که تمام سیاست های پولی تاثیرات مشابهی برروی نرخ ارز ندارند و آنهایی که قابلیت پیش بینیشان در آینده کمتر است، تاثیرات بیشتری خواهند داشت؛بطوری که اگر شوک های پولی بر انتظارت سیاست پولی قابل پیش بینی اثر بگذارد با تغیر 100 واحدی، نرخ ارز به اندازه7/1%تغیر می کند ولی اگر شوک ها بر انتظارات بی تاثیر باشد نرخ ارز را به مقدار 9/0% تغیر می دهد.

گنکلوز و گیمرز (2008)[11]

در مطالعه ای به بررسی سیاست پولی و نرخ ارز در کشور برزیل می پردازد. او با استفاده از روش حداقل مربعات(­OLS­) به تخمین مدل پرداخته و دوره زمانی را ازسال 2000تا سال 2006 انتخاب کرده است. وی بیان می کند که طی این دوره زمانی بطور متوسط سیاست های پولی با کاهش ارزش پول ملی برزیل همراه بوده است که برای تعین یک رابطه بین سیاست پولی و نرخ ارز از این فر ضیه استفاده می کند که نرخ ارز تنها متأثر از نرخ بهره است.  ایشان با برآورد مدل ها نتایج زیر  را بدست آوردند:

الف- نرخ بهره و نرخ ارز در برزیل دارای رابطه منفی می باشند. از این رو بیان می کند که بین سیاست پولی و نرخ ارز یک رابطه مثبتی وجود دارد و آن را اینگونه توجیه می کند که با اجرای یک سیاست پولی انبساطی، نرخ بهره در حالت عادی کاهش می یابد و با وجود رابطه منفی نرخ ارز و نرخ بهره، به این نتیجه می رسد که میان نرخ ارز و سیاست پولی رابطه مثبت برقرار است. رابطه نرخ ارز و سیاست پولی مثبت است ولی غیر مستقیم می باشد.

ب- در مورد تآثیرپذیری نرخ ارز از سیاست پولی در دو نوع نظام نرخ ارز می توان گفت که در حالت میخکوب بودن نرخ ارز تأثیرپذیری آن کمتر از حالت شناور بودن نرخ ارز می باشد.

3- مبانی نظری

3-1- مدل های پولی[12]

تا قبل از سالهای­1970 الگوهای رایج تعین نرخ ارز براساس سطح قیمت های نسبی و جریان های تجاری و کشش های عرضه و تقاضای ارز بود، نوسانات شدید نرخ ارز در سالهای بعد ار شناورسازی آن، این ایده را در افکار اقتصاددانان شکل داد که نوسانات آن بسیار شبیه قیمت ها در بازار دارایی می باشد و به نظر می آید که تحت تاثیر شرایط پولی قرار دارد. ار آن سال به بعد، ادبیات نظری تعین نرخ ارز به طرف الگو های مبتنی بر بازار دارایی معطوف گردید که در آن نقش کلیدی نرخ ارز،به عنوان قیمت نسبی پول ملی کشورها به جای قیمت محصولات ملی می باشد.[13]

 

3-1-1- مدل پولی با قیمت های متغیر[14]

فروض اولیه این مدل برقراری برابری قدرت خرید بطور پیوسته و وجود یک تابع تقاضای پولی با ثبات است. تابع تقاضا پول در اقتصاد داخل و خارج توسط معادلات زیر نشان داده می شوند[15]:

(13)                                                                              (14)                                                                          که در این روابطm، yوr، به ترتیب عرضه پول داخلی، تولید داخلی و نرخ بهره داخلی هستند و متغیرهای ستاره دار مقادیر خارجی  هستند. همچنین تمام متغیرها که با حروف کوچک نوشته شده اند لگاریتم متغیر می باشند. حال اگر شرط برابری قدرت خرید به طور پیوسته صادق باشد یعنی:    

(15)                                                                                                                                                                                                                      از جایگزینی رابطه های (13) و (14)در رابطه برابری قدرت خرید خواهیم داشت:

(16)                                                                                                                                    به این ترتیب مدل ساده پولی فوق عنوان می کند که افزایش عرضه پول داخلی نسبت به عرضه پول خارجی باعث افزایش در  و کاهش ارزش پول ملی می شود.از طرف دیگر ، افزایش در تولید داخلی باعث کاهش و افزایش ارزش پول ملی، همچنین افزایش نرخ بهره داخلی باعث افزایش  و کاهش ارزش پول ملی خواهد شد.

3-1-2- مدل های پولی با قیمتهای چسپنده[16]

مشکل مدل پولی با قیمت منعتف برقراری برابری قدرت خرید به طور پیوسته می باشدکه در این حالت نرخ حقیقی ارز در یک مقدار ثابت باقی می ماند. که با آنچه در حقیقیت اتفاق افتاده تطابق ندارد. در واقع بعد از شناور سازی ارزها، نرخ حقیقی ارز کشورها نوسانات زیادی انجام داده است­ که نشان دهنده تغیر در قدرت رقابت بین المللی است. بنابرین، جهت توضیح این مسئله، براساس مطالعات دورنبوش[17] دومین نسل از مدل های پولی پدید آمد. این الگو امکان می دهد که نرخ اسمی و حقیقی ارز و نرخ بهره در برابر پاسخ به اطلاعات جدید از سطح تعادل بلند مدت خود افزایش یا کاهش سریع داشته، اگر سایر متغیرها (مانند قیمت کالاها) تغییرات کند و تدریجی داشته باشند.[18] در این مدل فرض پیوسته برابری قدرت خرید رها شده و فقط آن را برای بلند مدت در نظر گرفته می شود و تغیرات نرخ ارز و نرخ بهره بار چسپنده بودن قیمت ها را بر دوش می کشند.

در شرایط تعادل تغییرات در حجم پول، سطح قیمت ها و نرخ ارز با هم برابر هستند.

مدل درنبوش به وضوح نرخ تعادلی ارز را در بلند مدت نرخی می داند که بوسیله برابری قدرت خرید تعیین می شودو عنوان می کند که شوکهای پولی در کوتاه مدت باعث انحراف نرخ ارز از این تعادل بلند مدت می شود، برای مثال اگر حجم پول افزایش یابد بلافاصله عرضه حقیقی پول زیاد شده (چون قیمتها در کوتاه مدت ثابت هستند) برای جبران مازاد عرضه در بازار پول نرخ بهره داخلی کاهش می یابد (چون تقاضا برای خرید اوراق داخلی زیاد شده و قیمت اوراق قرضه بالا می رود). کاهش نرخ بهره داخلی باعث ایجاد جریان خروج سرمایه و افزایش نرخ ارز می شود. اما نرخ ارز جهشی بیش از مقدار تعادلی دارد به این دلیل که افراد تا جایی به خارج کردن سرمایه ادامه می دهند که سودی که از این کار بدست می آورند برابر صفر بشود، این اتفاق زمانی می افتد که نرخ ارز با بیشتر شدن از حد تعادلی انتظاراتی را شکل می دهد که برابر اختلاف نرخ بهره داخلی و خارجی باشد. این شرایط یک تعادل کوتاه مدت را شکل می دهد، با گذشت زمان قیمتها شروع به افزایش می کنند، در نتیجه نرخ بهره افزایش و نرخ ارز کاهش پیدا می کند تا به سطح تعادلی جدید برسند.

4-  معرفی مدل

مدل در نظر گرفته شده در این تحقیق تابعی از عوامل تاثیر گذار بر نرخ ارز به صورت زیر است:

(17)              

در مدل مذکور از تمام متغیرها لگاریتم گرفته شده است که علت لگاریتم گرفتن به خاطر یکسان نبودن واحد متغیرها و همچنین به علت کمتر کردن نوسانات زیاد برخی از متغیرها می باشد.

نمادهای مورد استفاده و توضیحات مربوط به آن ها به شرح ذیل می باشد:

: لگاریتم نرخ اسمی ارز

: لگاریتم درآمد ملی

: لگاریتم عرضه پول داخلی

: لگاریتم قیمت داخلی (با یک وقفه)

در این تحقیق از شاخص قیمت مصرف کننده استفاده می شود.

: لگاریتم جز ناپایدار(موقت) نرخ حقیقی ارز

: لگاریتم نرخ سپرده قانونی بانک ها

(از­ جدا­ کردن نرخ ارز حقیقی به دو قسمت یکی جزء پایدار(دائمی) و دیگری جزء ناپایدار (موقت) بدست  می آید.)

لازم به ذکر است برای بدست آوردن جز ناپایدار، از نرم افزار Eviews و ﻓﻴﻠﺘﺮ ﻫﺪرﻳﻚ-ﭘﺮﺳﻜﺎت[19] استفاده خواهیم نمود؛ که در این روش تغییرات ناپایدار و پایدار در یک سری زمانی از یکدیگر تفکیک می شوند.

: جزء اخلال

در­ این تحقیق به بررسی تأثیرات سیاست های پولی بر نرخ ارز با استفاده از الگوی خود همبسته با و قفه توزیع شده (ARDL) با بهره گیری از داده های سری زمانی طی فاصله زمانی 1351 تا 1388 پرداخته و سپس به تجزیه و تحلیل نتایج بدست آمده می پردازیم.

4-1-  فیلتر هدریک- پرسکات

این فیلتر ابزاری است ریاضی، مورد استفاده در اقتصاد کلان که برای جدا کردن  دو جزء مستقل از هم (جزء روند و جزء سیکل) مورد استفاده قرار می گیرد.

برای تبیین این روش فرض می کنیم مقادیر تا  مشخص است و می خواهیم این سری را به یک روند ویک جزء ساکن  تجزیه کنیم ، بدین منظور مقدار زیر را محاسبه  می کنیم:

(18)                                                       

: لگاریتم مقدار حقیقی متغیر

: لگاریتم مقدار بالقوه متغیر

به طوریکه یک مقدار ثابت و  کل مشاهدات در سری می باشد.

اگر  باشد مجموع مربعات زمانی حداقل خواهد شد که  باشد و لذا در این حالت روند برابر با  خواهد شد. اگر ، مجموع مربعات زمانی حداقل خواهد شد که باشد.[20]

5- نتایج حاصل از تخمین مدل

5-1- آزمون ساکن پذیری

5-1-1- آزمون دیکی فولر تعمیم یافته

برای بررسی متغیر ها از نظر ساکن پذیری از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته استفاده شده است که فرضیه صفر، در این آزمون، وجود ریشه واحد می باشد.

( (= وجود ریشه واحد

( (= عدم وجود ریشه واحد

جدول (1) نشان دهنده نتایج آزمون دیکی فولر تعمیم یافته در سطح  پنج درصد برای متغیرهای مورد نظر می باشد.

همانطور­که در این جدول مشاهده می‌شود،­ متغیرهای LER،LY، LM،LP و LR به دلیل آنکه قدرمطلق آماره محاسباتی از قدرمطلق آماره جدول در سطح­5 درصد کوچکتر می‌باشد، در نتیجه، این متغیرها در سطح، باعرض از مبدأ و یا با عرض از مبدأ و روند غیرساکن هستند. تنها متغیرLRERC  در سطح و با عرض از مبدأ و روند ساکن می‌باشد.

جدول1. نتایج آزمون ساکن پذیری متغیرها درسطح

 

عوامل جبری

متغیر

آماره محاسباتی

آماره  جدول

نتیجه آزمون

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LER

54/2-

52/2-

97/2-

58/3-

غیرساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LY

95/0-

45/1-

97/2-

58/3-

غیرساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LM

65/0

81/1-

97/2-

58/3-

غیرساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LP

33/0-

29/1-

97/2-

58/3-

غیرساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LRERC

21/5-

18/5-

97/2-

58/3-

ساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LR

81/1-

63/2-

97/2-

58/3-

غیرساکن

منبع: یافته‌های تحقیق

بنابراین در مرحله بعد آزمون ساکن‌پذیری بر روی تفاضل مرتبه اول متغیرهایی که درسطح ساکن نبوده‌اند، صورت گرفته است. نتایج در جدول (2) آمده است. همانطور که مشاهده می‌شود، در تفاضل مرتبه اول متغیرهایی که در سطح ساکن نبوده‌اند، قدرمطلق آماره محاسباتی از قدرمطلق آماره جدول در سطح 5 درصد بزرگتر است و در نتیجه فرضیه صفر، یعنی وجود ریشه واحد، در تفاضل مرتبه‌ اول این متغیرها که در سطح ساکن نبوده‌اند رد می‌شود و این متغیرها در تفاضل مرتبه اول ساکن می باشند.

 

 

 

 

 

 

جدول2. نتایج آزمون ساکن پذیری متغیرها درتفاضل مرتبه اول

 

عوامل جبری

متغیر

آماره محاسباتی

آماره جدول

نتیجه آزمون

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LER

75/5-

70/5-

97/2-

59/3-

ساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LY

37/5-

36/5-

97/2-

59/3-

ساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LM

78/3-

71/3-

97/2-

59/3-

ساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LP

12/4-

06/4-

97/2-

59/3-

ساکن

عرض ازمبدأ

عرض از مبدأوروند

LR

41/5-

45/4-

97/2-

59/3-

ساکن

منبع: یافته‌های تحقیق

5-1-2- آزمون ریشه واحد با وجود شکست ساختاری پرون

پرون[21](1989) معتقد است­ که اغلب سری های زمانی اقتصاد کلان، دارای ریشه واحد نیستند و غیر ساکن بودن متغیرها می تواند به دلیل شکست ساختاری در روند آنها باشد. برخی از شوکهای اقتصاد ایران در دهه های اخیر، ساکن نبودن متغیرها را امکان پذیر می سازد. بنابراین آزمون شکست ساختاری پرون ضروری بنظر می رسد. زمانی که شکست ساختاری رخ می دهد، میتواند در عرض از مبدا تابع روند، شیب تابع روند و یا عرض از مبدا و شیب تابع روند تغییر ایجاد کند. در این آزمون چنانچه قدر مطلق tمحاسباتی ازt  جدول در سطح 5 درصد بیشتر باشد، آنگاه شکست ساختاری، علت ساکن نبودن متغیر مورد بررسی می باشد. جدول (3) مربوط به بررسی آزمون شکست ساختاری، همزمان، در حالت تغییر در عرض از مبدا و شیب تابع روند می باشد.

 

 

 

جدول3. نتایج آزمون شکست ساختاری در حالت تغییر در شیب و عرض از مبدا تابع روند

 

عوامل جبری

متغیر

t محاسباتی

t جدول

 

نتیجه آزمون

تغییر در شیب و عرض از مبدا تابع روند

LY

248/1-

75/3-

1/0

غیر ساکن

تغییر در شیب و عرض از مبدا تابع روند

LM

691/2-

24/4-

6/0

غیر ساکن

تغییر در شیب و عرض از مبدا تابع روند

LP

327/1-

99/3-

2/0

غیر ساکن

تغییر در شیب و عرض از مبدا تابع روند

LRERC

30/3-

99/3-

2/0

غیر ساکن

تغییر در شیب و عرض از مبدا تابع روند

LR

70/2-

75/3-

1/0

غیر ساکن

منبع: یافته‌های تحقیق

در جدول (3) نتایج آزمون شکست ساختاری انجام گرفته بر روی همه متغیر ها، به جز متغیر LRERC که در آزمون دیکی فولر تعمیم یافته ساکن بودن آن مشخص شد، آورده شده است و  باتوجه به اینکه برای همه این متغیرها  قدر مطلق t محاسباتی از  tجدول در سطح 5 درصد کمتر شده، لذا  فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد را نمی توان رد کرد و شکست ساختاری علت ساکن نبودن متغیرها نمی باشد. بنابراین با توجه به تایید نتایج حاصل از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته، توسط آزمون شکست ساختاری پرون، با بررسی جدول (3)، نتیجه نهایی آزمون ساکن پذیری در جدول (4) آمده است.

جدول4. نتیجه نهایی آزمون ساکن پذیری متغیرها

 

متغیر

نتیجه آزمون ساکن پذیری

LER

I(1)

LY

I(1)

LM

I(1)

LP

I(1)

LRERC

I(0)

LR

I(1)

 

 

 

 

 

 

 

با توجه به نتایج حاصل از آزمون ساکن‌پذیری، چون متغیرهای مورد استفاده، همگی ساکن‌، I(0)، نیستند، روش مورد استفاده با توجه به مباحث گفته شده در قسمت مبانی نظری از الگوی خود همبسته با وقفه توزیع شده (ARDL) استفاده می‌شود. معمولاً در داده های سالانه، وقفه را یک یا دو و برای داده های با فراوانی بیشتر(مثل داده‌های فصلی و ماهانه) طول وقفه را می‌توان بیشتر وارد کرد، که این انتخاب با تشخیص محقق انجام می‌شود.[22] پس از انتخاب حداکثر وقفه، با انتخاب معیار شوارتز- بیزین[23] از بین معیارهایی مانند آکاییک، حنان- کوئین و ضریب تعیین تعدیل شده، وقفه های بهینه تعیین می‌شود. معمولاً در نمونه‌های کمتر از 100، از معیار شوارتز- بیزین استفاده می‌شود، تا درجه آزادی زیادی از دست نرود.[24]

5-2- تخمین مدل پویا

مدل مورد نظر را توسط نرم افزار4.1  Microfit تخمین می زنیم. با وارد کردن داده های مربوط به ایران از سال 1351 تا 1388 هجری شمسی، و در نظر گرفتن وقفه1 به عنوان حداکثر وقفه، نرم افزار مدل ARDL (1,0,1,1,0,0) را مطابق معیار شوارتز- بیزین، به عنوان بهترین مدل برآوردی انتخاب می کند که خلاصه نتایج این مدل در جدول (5) ارائه شده است.

 

 

 

 

 

 

 

جدول 5. نتایج ضرایب کوتاه مدت ARDL(1,0,1,1,0,0)

 

سطح اطمینان

T آماره

انحراف معیار

ضریب

متغیر

000/0

69/35

02/0

88/0

LER(-1)

000/0

19/5

01/0

09/0

LM

000/0

88/30-

03/0

16/1-

LRERC

000/0

43/14-

05/0

76/0-

LRERC(-1)

023/0

16/2-

06/0

15/0-

LY

012/0

69/2-

06/0

17/0-

LY(-1)

000/0

96/30

03/0

16/1

LP

000/0

38/16-

04/0

78/0-

LR

062/0

95/1-

67/0

32/1-

C

R-Squared=0/999        R-Bar-Squared=0/999           F-Stat= 32196/6        

DW-Statistic=1/9321

 

منبع: پیوست کامپیوتری (خروجی نرم افزار)

در جدول بالا LER،LM،LY،LRERC،LPوLR، به ترتیب نشان دهنده لگاریتم نرخ ارز اسمی، لگاریتم حجم نقدینگی، لگاریتم درآمد ملی، لگاریتم نوسانات ناپایدار نرخ ارز حقیقی، لگاریتم قیمت داخلی و لگاریتم نرخ سپرده قانونی بانکها می باشند. C نیز عرض از مبدا است.

5-2-1- تحلیل نتایج تخمین مدل پویا

در جدول (5) معنی داری همه متغیرهای مدل در سطح 5 درصد مورد بررسی قرار گرفتند و نتایج حاکی از آن است که­:

ضریب LER(-1) اثر مثبت و معنی داری بر نرخ ارز سال بعد LER بجا می گذارد. یعنی یک درصد افزایش در نرخ ارز هر سال منجر به افزایش نرخ ارز در سال بعد به میزان (88/0) درصد می شود.

عرضه پول داخلی LM تأثیر مثبت و معنی داری بر نرخ ارز دارد. ضریب متغیر عرضه پول داخلی (09/0) درصد می باشد. به این معنی که یک درصد افزایش در عرضه پول داخلی در یک سال، نرخ ارز همان سال را به میزان (09/0) درصد افزایش می دهد.

ضریب متـغیر جزء ناپایدار نرخ ارز LRERC منفی و معنی دار می باشـد. با توجه به اینکه

ضریب این متغیر (16/1- ) می با شد، یک در صد کاهش در این متغیر باعث افزایش نرخ ارز به میزان (16/1) درصد می گردد و با توجه به ضریب LRERC(-1) که (76/0-) و معنی دار می باشد میتوان گفت که نرخ ارز هر سال از جزء ناپایدار نرخ ارز در سال قبل تأثیر منفی به میزان (76/0-) درصد می پذیرد.

ضریب درآمد ملی LY منفی و معنی دار می باشد. با توجه به اینکه ضریب متغیر درآمد ملی (17/0-) درصد می باشد، یعنی یک درصد افزایش درآمد ملی در یک سال سبب کاهش نرخ ارز همان سال به میزان (17/0) درصد می شود.

ضریب متغیر قیمت داخلی LP مثبت و معنی دار می باشد. ضریب متغیر قیمت داخلی (16/1) می باشد، به این معنی که یک درصد افزایش در این متغیر منجر به افزایش نرخ ارز به میزان (16/1) درصد خواهد شد.

ضریب متغیر نرخ سپرده قانونی بانکها LR دارای تاثیری منفی و معنی دار به میزان (78/0-)  می باشد.

همانطورکه از جدول (4-5) مشخص است، ضریب تعیین تعدیل شده (999/0) و آماره F (6/32196)، نشان از قدرت توضیح دهندگی بسیار بالای مدل دارد و همچنین از آنجایی که ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده با یکدیگر برابر و به عدد یک نزدیک       می باشند، می توان نتیجه بگیریم که با مشکل ورود متغیر زائد در مدل برآوردی رو به رو نمی باشیم. همچنین آماره دوربین واتسون هم نزدیک به عدد 2 می باشد که نشان از عدم خود همبستگی دارد.

5-3- آزمون فروض کلاسیک

همان­ طور­­که جدول (6) نشان می ­دهد،­­ آزمون تشخیص فروض کلاسیک برای معادله برآورد شده، به دلیل بیشتر بودن عدد داخل براکت از سطح 05/0، از نظر آماری، معنی دار بوده و دلیلی برای رد فرضیه صفر وجود ندارد. بنابراین مدل با مشکلات همبستگی سریالی[25]، فرم تبعی (تصریح مدل)[26]، نرمالیتی[27] و ناهمسانی واریانس[28]، مواجه نیست.

جدول6. نتایج آزمون تشخیص فروض کلاسیک

 

F Version

LM Version

Test Statistics

]810/0[ 03637/0

]832/0[ 04494/0

Serial Correlation

]446/0[ 59926/0

]361/0 [83359/0

Functional Form

Not applicable

]254/0[ 7415/2

Normality

]894/0[ 0181/0

]890/0[ 0191/0

Heteroscedasticity

منبع: پیوست کامپیوتری (خروجی نرم افزار)

5-4- آزمون وجود رابطه بلند مدت

دراینجا از آزمون کرانه ها[29] که بر پایه تخمین مدل تصحیح خطای غیرمقید، (UECM) با استفاده از برآوردگرحداقل مربعات معمولی(OLS) می باشد، برای­ آزمون وجود یا عدم وجود رابطه بلند مدت بین متغیرها استفاده شده است. آماره F حاصل از آزمون کرانه ها در جدول (7) نشان داده شده است.

جدول­7. آمارهF  حاصل از آزمون کرانه ها

 

آمارهF  آزمون کرانه ها : [000/0] 037/21

   

مقادیر بحرانی پسران

049/4

850/2

معنی داری در سطح 5%

منبع: یافته های تحقیق

با توجه به جدول (7)، مقدار آماره F برآورد شده، (037/21) می باشد که در مقایسه با مرزهای مقادیر بحرانی ارائه شده در این جدول، مشخص می شود که این مقدار، بیشتر از کران بالای مقادیر بحرانی بوده، لذا فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود همجمعی بین متغیرها رد شده و وجود رابطه بلند مدت، بین متغیرهای تحت بررسی پذیرفته می شود. حال بعد از اطمینان از وجود رابطه بلند مدت بین متغیرها، قادر به تخمین بلند مدت این معادله و بررسی نتایج آن خواهیم بود.

5-5- تخمین بلندمدت مدل

نتایج حاصل از تخمین بلند مدت مدل در جدول (8) ارایه شده است.

جدول­8. نتایج تخمین بلندمدت مدل

 

P-Value

T-Ratio

Standard Error

Coefficient

Variable

000/0

06/5

16/0

81/0

LM

000/0

62/5-

60/0

38/3-

LRERC

031/0

27/2-

68/0

56/1-

LY

000/0

35/5

64/0

44/3

LP

029/0

33/2-

28/0

65/-

LR

115/0

63/1-

80/6

09/11-

C

منبع: یافته‌های تحقیق

5-5-1- تحلیل نتایج بلند مدت

با توجه به جدول (8) می توان گفت که در بلند مدت متغیر های عرضه پول داخلی، قیمت داخلی تأثیرات مثبت بر نرخ ارز دارند و با توجه به اینکه ضرایب آن ها به ترتیب (81/0)، (44/3) می باشد می توان گفت که در صورتی که هر کدام ازین متغیر ها یک درصد افزایش بیابند به ترتیب نرخ ارز را (81/0)، (44/3)درصد افزایش خواهند داد. همچنین با توجه به ضریب منفی و معنی دار متغیر درآمد ملی که معادل (56/1-) می باشد می توان گفت که در صورت افزایش این متغیر به میزان یک درصد، نرخ ارز را به میزان (56/1) درصد کاهش خواهد داد.(طبق نظریه کلاسیک ها افزایش درآمد ملی سبب تقویت پول ملی می گردد.) ضریب متغیر جز ناپایدار نرخ ارز حقیقی (38/3-­) و به این معنی است که با کاهش یک درصدی این متغیر نرخ ارز به میزان (38/3) درصد افزایش می یابد.

5-6- تخمین الگوی تصحیح خطا

در ادامه به برآورد الگوی تصحیح خطا که بیانگر ارتباط کوتاه مدت میان متغیر وابسته و متغیرهای مستقل الگو می باشد، می پردازیم که ضرایب مربوط به آن در جدول (9) ارائه شده اند.

 

جدول­9. نتایج الگوی تصحیح خطا

 

P-Value

T-Ratio

Standard Error

Coefficient

Variable

0.000

19/5

01/0

09/0

LM

0.000

88/30-

03/0

16/1-

LRERC

0.023

16/2-

06/0-

15/0-

LY

0.000

96/30

03/0

16/1

LP

0.000

38/16-

04/0

78/0-

LR

0.062

95/1-

67/0

32/1-

C

0.000

8300/4-

024675/0

11918/0-

ECM(-1)

منبع: پیوست کامپیوتری (­خروجی نرم افزار­)

آن چه در مدل تصحیح خطا بیش از همه حائز اهمیت است، ضریب جمله تصحیح خطا است که نشان دهنده ی سرعت تعدیل فرآیند عدم تعادل به سمت تعادل در بلندمدت  می باشد. همان طور که در جدول (9) ملاحظه می شود، این ضریب معنی دار و دارای علامت منفی است، بنابراین چون ضریب ECM، بین صفر و منفی یک و معنی دار است، وجود رابطه هم جمعی و بلندمدت بین متغیرها، از این روش نیز تایید می شود. همچنین با توجه به این که ضریب جمله تصحیح خطا برابر (11918/0-) برآورد شده است، به این نتیجه می رسیم که در هر دوره حدود 11 درصد از عدم تعادل ایجاد شده در متغیر وابسته از مقادیر تعادلی بلندمدت خود در یک دوره، در دوره بعد تعدیل شده و از بین می رود.

5-7- آزمون ثبات ساختاری[30]

به منظور بررسی ثبات ضرایب مدل از آزمون های CUSUM[31], CUSUMQ[32]­ که در ادبیات اقتصاد سنجی دارای قدمت طولانی هستند، استفاده شده است. در این آزمون ها فرضیه صفر، ثبات پارامترها را در سطح معنی داری 5 درصد مورد آزمون قرار می دهد. فاصله اطمینان در این دو آزمون دو خط مستقیم است که سطح اطمینان 95 درصد را نشان می دهند. چنان چه آماره آزمون در بین این دو خط قرار گیرند، نمی توان فرضیه صفر مبنی بر ثبات ضرایب را رد کرد. نمودارهای (1) و (2) نتایج آزمون ها را نشان می دهند. این آماره ها در مقابل زمان رسم می شوند. همان طور که نمودارها نشان می دهند، آماره های این آزمون ها در داخل خطوط مستقیم قرار دارند که این خود به معنی ثبات ضرایب در سطح معنی دار 5 درصد هستند؛ به عبارتی نمی توان فرضیه صفر مبنی بر ثبات ضرایب را در سطح اطمینان 95 درصد رد کرد.

نمودار1. آزمون CUSUM

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

منبع: پیوست کامپیوتری ( خروجی نرم افزار )

 

نمودار­2. آزمون CUSUMQ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

منبع: پیوست کامپیوتری ( خروجی نرم افزار )

6- نتیجه گیری

نتایج حاصل را می توان به شرح زیر اعلام نمود:

1- طبق مدل تخمین زده شده، مشخص می شود که هم در کوتاه مدت و هم در بلند مدت بین حجم نقدینگی و نرخ ارز رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد. به این ترتیب هر دو فرضیه تحقیق،"تاثیر سیاست پولی بر نرخ ارز در کوتاه مدت معنی دار است" و"تاثیر سیاست پولی بر نرخ ارز در بلند مدت معنی دار است" اثبات می شود. همچنین با تغییر یک درصدی در حجم نقدینگی در کوتاه مدت، نرخ ارز به میزان 09/0 درصد افزایش می یابد که این میزان در بلند مدت، باعث سبب افزایش نرخ ارز به میزان 81/0 درصد خواهد بود. به بیان دیگر کشش نرخ ارز نسبت به نقدینگی در کوتاه مدت 09/0 و در بلندمدت به­ 81/0 می باشد. رابطه مثبتی که بین این دو متغیر وجو دارد بر اساس تئوری نیز کاملا درست است، یعنی زمانی که حجم پول افزایش می یابد، طبق رابطه (MV=PY)، P (قیمت ها) افزایش می یابد ( کالاها در داخل گران تر) و در نتیجه صادرات کاهش (واردات افزایش) و بنابراین عرضه ارز کاهش می یابد و موجب افزایش نرخ ارز خواهد شد.

2- نرخ سپرده قانونی بانک ها به عنوان یکی دیگر از اجزای سیاست پولی مورد بررسی در این رساله، در کوتاه مدت و بلند مدت تاثیر منفی و معنی داری بر نرخ ارز بر جای گذاشته است. لذا این متغیر نیز، فروض تحقیق عنوان شده در بلند مدت و کوتاه مدت تایید می نماید. نتایج نشان داده که با افزایش یک درصدی در نرخ سپرده قانونی بانک ها نرخ ارز در کوتاه مدت 78/0­درصد و در بلند مدت 65/0 درصد کاهش می یابد. زمانی که نرخ سپرده قانونی بانک ها افزایش یابد می توان انتظار داشت که حجم پول کاهش خواهد یافت و بنابراین طبق رابطه (MV=PY)، P (قیمت ها) کاهش می یابد (­کالاها در داخل ارزان تر) و در نتیجه صادرات افزایش (واردات کاهش) و بنابراین عرضه ارز افزایش می یابد و سبب افزایش نرخ ارز خواهد شد.

3- طبق نتایج بدست آمده از تخمین مدل، درآمد ملی در کوتاه مدت و بلند مدت تاثیر منفی بر نرخ ارز دارد. کشش درآمد ملی نسبت به نرخ ارز در کوتاه مدت، در سطح برابر با 15/0 درصد و با یک وقفه 17/0 درصد و در بلند مدت برابر با 56/1درصد می باشد که نشان می دهد، یک درصد افزایش در درآمد ملی باعث کاهش 15/0درصدی در سطح و 17/0 درصدی با یک وقفه در کوتاه مدت و 56/1 درصدی در بلندمدت بر نرخ ارز خواهد شد. طبق نظریه کلاسیک ها با افزایش درآمد (درآمد از دیدگاه کلاسیک ها جنبه تولیدی دارد) ملی، دو اتفاق رخ خواهد داد؛ یکی سبب کاهش واردات و دیگری سبب افزایش صادرات (افزایش کالاهای جایگزین واردات) می شود که هر دو موجب کاهش نرخ ارز خواهند شد.

5- جزء ناپایدار نرخ ارز حقیقی در کوتاه مدت و بلند مدت با نرخ اسمی ارز رابطه منفی دارد که ضرایب آن در کوتاه مدت 16/1 درصد در سطح و 76/0 درصد با یک وقفه و در بلند مدت 38/3 می باشد. یعنی با افزایش جزء ناپایدار نرخ حقیقی ارز در کوتاه مدت نرخ ارز 16/1 درصد در سطح و 76/0­ با یک وقفه، و در بلند مدت 38/3 درصد کاهش       می یابد. رابطه منفی که میان این دو متغیر وجود دارد را می توان اینگونه تحلیل کرد که چون جزء ناپایدار همراه با نوسان است (حالتی شبیه به تلاطم[33] است)، مردم نسبت به بازار ارز نا اطمینانی پیدا می­کنند و این موضوع سبب راکد شدن بازار خرید و فروش ارز و در نتیجه کاهش نرخ ارز خواهد شد.

6- آخرین متغیری موجود در این تحقیق قیمت داخلی می باشد. نتایج بیانگر این است که در کوتاه مدت این متغیر تاثیر مثبت و معنی دار با ضریب 16/1 و در بلند مدت 44/3 درصدی دارد. یعنی اگر قیمت های داخلی به میزان یک درصد افزایش بیابد، سبب افزایش نرخ ارز به میزان 16/1 درصد در کوتاه مدت و 44/3 درصد در بلند مدت خواهد شد. این موضوع بر اساس تئوری نیز مورد انتظار می باشد. چراکه با افزایش قیمت ها، واردات افزایش (صادرات کاهش) می یابد و بنابراین موجب افزایش نرخ ارز خواهد شد.

7- پیشنهادات

1- از آنجایی که در این تحقیق متوجه شدیم که رابطه سیاست پولی و نرخ ارز یک رابطه مثبت است. با یک سیاست پولی انبساطی نرخ ارز افزایش، یعنی ارزش پول ملی کاهش   می یابد. لذا به منظور کاهش اثرات منفی سیاست پولی بر ارزش پول ملی، پیشنهاد می شود که سیاستها و ابزارات اجرایی مناسبی از سوی دولت طراحی و اجرا شود تا با مدیریت صحیح، بتوان در مسیر فعالیتهای اقتصادی در جامعه قرارگیرد. نیاز به ثبات سیاست پولی وجود دارد که این خود مستلزم وجود یک بانک مرکزی مستقل است.

2- با توجه به این موضوع که کشور ما وابسته به درآمدهای ارزی فراوان حاصل از نفت است، شناخت سایر عوامل تاثیر گذار بر نرخ ارز اهمیت ویژه ای دارد. لذا پیشنهاد می شود که عوامل دیگری به جزء سیاست پولی شناسایی و با مدیریت علمی در آینده شاهد افزایش ارزش پول ملی باشیم.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



[1]. کارشناس ارشد اقتصاد، عضو باشگاه پژوهشگران جوان؛ کارمند بانک توسعه صادرات ایران، تهران.ایران (نویسنده مسئول) Email:Sm1365H@gmail.com                          

[2]. کارشناس عضو هیات علمی دانشگاه آزاد اسلامی واحد شیراز.شیراز.ایران

1. Exchange Rate

[4].­مسعود نونژاد، (1386)، "تجارت بین الملل: نظریه ها و الگوها"، چاپ دوم، شیراز: انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی شیراز،ص­3.

3.­کامبیز سیلان، (1374)، "اثرافزایش نرخ ارز در بازار آزاد بر تورم"،پایانامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصادعلامه طباطبایی، ص 15.

[6].­کمیل طیبی و خدیجه نصر اللهی،(1381)،" نقش متغیر های اساسی در تبیین رفتار نرخ واقعی تعادلی بلند مدت ارز در ایران" ، فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران،شماره 13،صفحه 109-133.

1.محمد اخباری،(1385)،" آزمون پولی بودن روند حرکت نرخ ارز در دوره درآمد 83- 1357"،مجله تحقیقات اقتصادی دانشگاه تهران،شماره 75،صفحه 43-74.

[8].­سیدعلیرضا کازرونی، علی رضازاده،مجیدفشاری،(1389)،" رهیافت پولی نسبت به نرخ ارز اسمی: مطالعه موردی ایران"،پژوهشنامه ی علوم اقتصادی،شماره 37،صفحه 101-120.

1. J.Kearns. and P.H.Manners,(2006),”The Impact of Monetary Policy on the Exchange Rate: A Study Using Intraday Data”, Reserve Bank of Australia,25(3),157-184.

2. Intraday Data 

3. C.E.Gonçalves and B.Guimaraes, (2008),”Monetary policy and the exchange rate in Brazil”, Journal of International Money and Finance, 24,1-7.

1. Manetary Models

2.­W.H. Branson and H.Halttunen and P.Masson.(1997)," Exchangerates in the shortrun: The dollar-dentschemark rate", European Economic Review, NO.10.PP:303-324.

1. Flexibl- Prices Monetary Models

2.­M.P. Taylor. (1995),"The Economics of Exchange Rates", journal of Economic Literature, pp:13-47.

3. Sticky- Prices Monetary Model

1. Dornbusch

2.­R.Dornbusch.(1988)­, "­Exchange Rate and Inflation London", ­The MIT press, PP:61-77.

1. Hodric-Proscott Filter

1. اندرز، والتر، (1386)، "اقتصاد سنجی سریهای زمانی با رویکرد کاربردی"، مترجمان: مهدی صادقی شاهدانی و سعید شوال پور، چاپ اول، تهران: دانشگاه امام صادق(ع)،جلد اول.

1. Perron

1. M.H. Pesaran and B.Pesaran, (1996)," Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis", Oxford: Oxford University Press, p. 123.

2. Schwarz Bayesian Criterion (SBC)

[24]. احمد تشکینی، (1384) ،پیشین، ص 146.

1. Serial Correlation

2. Functional Form

3. Normality

4. Heteroscedasticity

1. Bounds test

 

1. Structural Stability

2. Cumulative Sum of Recursive Residuals

3. Cumulative Sum of Squares of Recursive Residuals

1. Volatility

-      احمد،تشکینی (1384) ." اقتصاد سنجی کاربردی به کمک Microfit". موسسه فرهنگی هنری دیباگران. تهران. ص 146.

-      اندرز،والتر (1386). "اقتصاد سنجی سریهای زمانی با رویکرد کاربردی".مترجمان: مهدی صادقی شاهدانی و سعید شوال پور.چاپ اول. تهران: دانشگاه امام صادق(ع).جلد اول.

-      سیدعلیرضا، کازرونی.علی، رضازاده.مجید،فشاری (1389)." رهیافت پولی نسبت به نرخ ارز اسمی: مطالعه موردی ایران".پژوهشنامه ی علوم اقتصادی.شماره 37.صفحه 101-120.

-      کامبیز،سیلان (1374). "اثرافزایش نرخ ارز در بازار آزاد بر تورم". پایانامه کارشناسی ارشد. دانشکده اقتصادعلامه طباطبایی. ص 15.

-      کمیل،طیبی. خدیجه،نصر اللهی (1381)." نقش متغیر های اساسی در تبیین رفتار نرخ واقعی تعادلی بلند مدت ارز در ایران" . فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران.شماره 13.صفحه 109-133.

-      محمد،اخباری (1385)." آزمون پولی بودن روند حرکت نرخ ارز در دوره درآمد 83- 1357".مجله تحقیقات اقتصادی دانشگاه تهران.شماره 75.صفحه 43-74.

-      مسعود،نونژاد  (1386). "تجارت بین الملل: نظریه ها و الگوها". چاپ دوم. شیراز: انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی شیراز.ص 3.

 

-       Gonçalves ,C.E.Guimaraes, Bernardo (2008).”Monetary policy and the exchange rate in Brazil”.Journal of International Money and Finance.24,1-7.

-       Kearns, Jonathan . Manners, Phil (2006).”The Impact of Monetary Policy on the Exchange Rate: A Study Using Intraday Data”.Reserve Bank of Australia.25(3).157-184.

-       Pesaran,Hashem.Pesaran,Bahram (1996)." Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis".Oxford:Oxford University Press.p.123.

-       Taylor,Mark P (1995)."The Economics of Exchange Rates".journal of Economic Literature. pp:13-47.

-       Dornbusch, Rudiger (1988)." Exchange Rate and Inflation London". The MIT press.PP:61-77.

-       Branson, William H. Halttunen, Hannu.Masson, Paul (1997)." Exchangerates in the shortrun: The dollar-dentschemark rate". European Economic Review. NO.10.PP:303-324.