تحلیل اثرپذیری قیمت‌ دارایی‌ها از سیاست‌های پولی در ایران

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسنده

استادیار دانشگاه آزاد واحد اردبیل

چکیده

چکیده
این مقاله به تحلیل اثرگذاری سیاست­های پولی بر قیمت­گذاری دارایی­ها در ایران برای دوره زمانی ۱۳۹۲-۱۳۶۹ می­پردازد. برای این منظور از آمار­هایی که از بانک اطلاعات سری­های زمانی اقتصادی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و سایر منابع مرتبط به دست­­ آمده و هم­چنین الگوی هم­جمعی و تصحیح خطای برداری استفاده شد. نتایج حاصل نشان داد که یک رابطه کوتاه مدت و بلندمدت از اعتبارهای بانکی و یک رابطه بلندمدت از اعتبارات بانکی، نقدینگی و نرخ تورم به قیمت دارایی­های فیزیکی وجود دارد. همچنین یک رابطه کوتاه­مدت و بلندمدت از نرخ تورم و  یک رابطه بلندمدت از  نرخ سود سپرده­های کوتامدت بانکی و نقدینگی به قیمت دارایی­های مالی وجود دارد. نکته قابل‌توجه در نتایج به دست آمده این است که اثر سیاست­های پولی به خصوص در بازارهای مالی با تأخیر نمایان می­شود.
 

کلیدواژه‌ها


 

تحلیل اثرپذیری قیمت­ دارایی­ها از سیاست­های پولی در ایران

 

 

 

تاریخ دریافت: 26/7/1394              تاریخ پذیرش: 16/9/1394

مجید احمدلو[1]

 

 

 

چکیده

این مقاله به تحلیل اثرگذاری سیاست­های پولی بر قیمت­گذاری دارایی­ها در ایران برای دوره زمانی ۱۳۹۲-۱۳۶۹ می­پردازد. برای این منظور از آمار­هایی که از بانک اطلاعات سری­های زمانی اقتصادی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و سایر منابع مرتبط به دست­­ آمده و هم­چنین الگوی هم­جمعی و تصحیح خطای برداری استفاده شد. نتایج حاصل نشان داد که یک رابطه کوتاه مدت و بلندمدت از اعتبارهای بانکی و یک رابطه بلندمدت از اعتبارات بانکی، نقدینگی و نرخ تورم به قیمت دارایی­های فیزیکی وجود دارد. همچنین یک رابطه کوتاه­مدت و بلندمدت از نرخ تورم و  یک رابطه بلندمدت از  نرخ سود سپرده­های کوتامدت بانکی و نقدینگی به قیمت دارایی­های مالی وجود دارد. نکته قابل‌توجه در نتایج به دست آمده این است که اثر سیاست­های پولی به خصوص در بازارهای مالی با تأخیر نمایان می­شود.

 

واژه‌های کلیدی: سیاست­های پولی، قیمت دارایی­های فیزیکی و مالی، آزمون هم جمعی، الگوی تصحیح خطای برداری.

طبقه بندی JEL : E52, D51, C51

 

 

 

 

 

1- مقدمه

بازار دارایی­ها از مهم‌ترین بازارهای فعال در اقتصاد ایران محسوب می‌شوند، چون این بازار بیش از سایر بازارها منعکس‌کننده قیمت دارایی‌ها در اقتصاد بوده و حساسیت زیادی نیز به شرایط اقتصادی دارد. در قالب سازوکار انتقال پولی از طریق این بازارها، سیاست پولی بر قیمت این نوع دارایی‌ها اثر می‌گذارد. این اثرگذاری به نوبه خود بر مخارج مصرفی و سرمایه‌گذاری در اقتصاد تأثیر می‌گذارند. افراد به بازار سهام و مسکن به عنوان منبعی مستقل از نوسان‌های اقتصاد کلان، که سیاست‌گذاران درصدد پاسخ به این نوسان‌ها هستند، می‌نگرند. قیمت‌های سهام اغلب نوسان‌های مشخصی از خود نشان داده و نگرانی‌هایی در مورد انحراف پایدار قیمت سهام از ارزش ذاتی آن و پیامد نامناسبی برای اقتصاد دارند. بررسی دقیق اثر تغییر سیاست‌های پولی بر بازار سهام از اهمیت زیادی برخوردار است.

 قیمت دارایی‌ها یکی از متغیرهای مهم در شکل‌گیری انتظارهای تورمی و پیش‌بینی‌های تورم بانک مرکزی است. بنابراین در سیاست‌های پولی متکی بر هدف‌گذاری تورم یا هدف‌گذاری نرخ ارز، نمی‌توان بی‌توجه از کنار بازار دارایی‌ها گذشت. اتخاذ سیاست پولی متکی به هدف‌گذاری تورم انعطاف‌پذیر توسط بانک مرکزی زمانی موفق خواهد بود که تغییرات قیمت دارایی‌ها در پیش‌بینی‌های نرخ تورم بانک مرکزی لحاظ شده باشد. همچنین قیمت دارایی‌ها در سازوکار انتقال پولی هم در نقش نمایانگر تورم آینده و هم از بعد آثار ثروت بر مصرف و آثار دارایی‌ها در سرمایه‌گذاری، بر حجم فعالیت‌های اقتصادی و تثبیت قیمت‌ها مؤثر است. از دیگر سو، به‌ دلیل نقش مهم بانک‌ها در ادوار تجاری، تغییرات قیمت دارایی‌ها بیش‌ترین اثر را بر ترازنامه بانک‌ها دارد.

بررسی رابطه سیاست پولی و قیمت دارایی‌های مالی (سهام) و فیزیکی (مسکن) در به دست آوردن نگرشی بهتر از سازوکار انتقال سیاست پولی اهمیت به سزایی دارد. در این مطالعه سعی بر این است که به این سؤال پاسخ داده شود که ارتباط میان سیاست­های پولی و قیمت دارایی‌های مالی و فیزیکی در اقتصاد ایران چگونه است. در صورت مثبت‌ بودن پاسخ چنین سؤالی این نتیجه حاصل خواهد‌ شد که بانک مرکزی می‌تواند از طریق اعمال سیاست‌های پولی و دخالت در بازار دارایی‌ها با حباب قیمت دارایی‌ها در این بازار مبارزه کند. در بخش دوم بررسی مبانی نظری و تجربی موضوع به اختصار بیان می­شود. در بخش سوم به معرفی نمونه کاربردی و داده‌های مورد استفاده در تحقیق پرداخته می­شود. و در بخش پایانی نتایج به دست آمده از تحقیق و نتیجه‌گیری حاصل از آن­ها ارائه می­شود. 

 

۲- مبانی نظری و تجربی رابطه بین سیاست­های پولی و قیمت دارایی­ها    ­  

 در سنت مرسوم تفکر اقتصادی، تحت فروض رفتار عقلایی و انتظارات عقلایی، قیمت یک دارایی به سادگی باید مبانی اساسی بازار آن دارایی را منعکس نماید. در واقع قیمت یک دارایی می‌تواند تنها به اطلاعات در مورد بازدهی‌های جاری و آینده ناشی از یک دارایی بستگی داشته باشد. انحراف از این ارزش بنیادی بازار دارایی، به عنوان قرائن ظاهری غیر عقلایی بودن شناخته می‌شود. این در حالی است که ایده فعالان بازارهای مالی منعکس‌کننده نگرش متفاوتی در مورد نحوه شکل‌گیری قیمت‌‌ها در بازارهای دارایی‌ است. آنان معتقدند که مبانی اساسی بازار دارایی تنها بخشی از چیزی است که قیمت‌های دارایی‌ها را تعیین می‌نماید. اقتصاددانان با توجه به تجربیات تاریخی در مورد شکل‌گیری حباب‌ها در بازارهای دارایی، به تدریج به این ایده گرایش بیشتری پیداکرده‌ و به نظریه‌پردازی در مورد حباب‌ها پرداخته‌اند. اقتصاددانان مکتب شیکاگو و طرفداران اقتصاد طرف عرضه وجود هرگونه حباب را تکذیب کرده و معتقدند آنچه به عنوان حباب مطرح می­شود، در واقع نتیجه عوامل واقعی است. و نیز معتقدند که اعلان وجود حباب در بازار یک نوع توهین به انسان اقتصادی است، چرا که آن‌ها این موضوع را به عنوان بیان یک سری نقایص روانی و ذهنی در افراد می‌دانند که رفع آن‌ها نیاز به دخالت دولت دارد(گرجی و مدنی، ۱۳۸۴، ۱۰۳).

دیدگاه دوم که از سوی کینزین‌ها و طرفداران رفتار مالی[i] مانند رابرت شیلر[ii] حمایت می‌شود، بیانگر این مطلب است که اول وجود حباب‌ها، یک واقعیت است و دوم حباب‌ها به دلیل عوامل روانی‌ و ذهنی فعالان بازار که در عبارت غیرعقلانی بودن افراطی خلاصه می‌شود و در کانون آن رفتارهای سفته‌بازی فعالان بازار قرار دارد، ایجاد می‌شوند. دیدگاه سوم متعلق به مکتب اتریشی است که معتقد است حباب‌ها متشکل از تغییرهای واقعی و روانی‌ای هستند که از مسیر سیاست‌های پولی ایجاد می‌شوند و در واقع حباب، ناشی از سیاست­های پولی انبساطی است. به عبارت دیگر در غیاب تزریق پول، حباب‌ها حادث نمی‌شوند. نتیجه تزریق پول به اقتصاد این است که توزیع نادرست منابع گسترش می‌یابد و بدین وسیله فعالیت‌های سفته‌بازی و نامولد نسبت به فعالیت‌های مولد افزایش می‌یابند و از آن‌ها پیشی می‌گیرند(نوبخت و همکاران، ۱۳۸۷، ۱۴۷).

 

۲-۱- رابطه بین سیاست­های پولی و قیمت دارایی­ها

در تجزیه و تحلیل پولی مکاتب فکری اقتصاد کلان، کمتر به نقش بازارهای دارایی توجه شده است. بیشتر مباحث در مورد نقش و تأثیرهای پول در اقتصاد، به بررسی تأثیرهای پول در عملکرد بازار کالاها و خدمات و در نتیجه تولید و اشتغال محدود شده است. ماهیت و کارکرد پول در سنت کلاسیکی اساساً به عنوان وسیله مبادله و سنجش ارزش است و اهمیتی بیش‌ از این ندارد به نحوی که هر کالای دیگری می‌تواند نقش پول را ایفا نماید. بر این اساس، اقتصاد به دو بخش واقعی و پولی تفکیک می­شود که در آن پول در بلندمدت خنثی است و در تعیین متغیرهای واقعی اقتصاد مانند تولید واقعی، اشتغال و نرخ بهره واقعی نقشی نداشته و در نتیجه پول از تحلیل‌های بخش واقعی اقتصاد کنار گذاشته می­شود(بیابانی، ۱۳۸۹، ۶۳).

مکاتب فکری دیگر در اقتصاد کلان، ایده کلاسیک­ها را زیر سؤال برده و درصدد برآمدند تا نقش پول را در عملکرد واقعی اقتصاد مورد تحلیل قرار دهند. وجه مشترک نظری های اقتصادی در زمینه نقش پول این بود که کمتر  به نقش و ظرفیت بازارهای دارایی در هضم و جذب پول توجه شد و بازارهای دارایی در حاشیه تجزیه و تحلیل‌های پولی قرار داشتند و آنچه اهمیت داشت، نقش پول در تولید و اشتغال بود. کینز در نظریه عمومی خود جهت پیوند دادن پول و عملکرد بخش واقعی اقتصاد، انتظارها و پیش‌بینی عوامل اقتصادی را از طریق مفهوم رجحان نقدینگی و تقاضای سفته‌بازی پول وارد نظریه عمومی خود درباره نرخ بهره نمود و از مسیر نرخ بهره، تأثیر پول بر عملکرد اقتصادی را مورد بررسی قرارداد. کینز در نظریه تقاضای پول خود، جانشین نگه‌داری پول به عنوان ذخیره ارزش را فقط به اوراق قرضه محدود نمود. در واقع کینز اوراق قرضه را به عنوان نماینده دارایی‌های مختلف در نظر گرفت. از آنجا که کینز تغییرهای قیمت اوراق قرضه را تابعی از نرخ بهره انتظاری می‌دانست، از تأثیر مستقیم حجم پول بر تقاضای اوراق قرضه و به خصوص سایر دارایی‌ها غافل ماند یا اهمیت آن را کمتر از حد برآورد نمود. به همین جهت بود که کینز در برآورد تقاضای سفته‌بازی پول دچار خطا شد و اهمیتی بیش از حد برای تقاضای سفته‌بازی پول قائل شد.(بیابانی، ۱۳۸۹، ۱۸۶)

میلتون فریدمن با ارائه نظریه تقاضای پول خود، گسترش و پیشرفت قابل‌ملاحظه‌ای در نظریه تقاضای پول ایجاد نمود به طوری که جایگاه بازارهای دارایی در نظریه فریدمن نسبت به نظریه کینز، قابل ملاحظه بود. اما فریدمن نیز اساساً متوجه اثر پول بر تولید، اشتغال و تورم بود و بازارهای دارایی نقشی حاشیه‌ای در تحلیل فریدمن بازی می‌کردند. در واقع فریدمن نیز به ظرفیت بسیار عظیم بازارهای دارایی برای جذب پول چندان توجهی ننمود.

یک مساله مهم این است که اثر تخصیصی و توزیعی تغییرات حجم پول در اقتصاد،(جز مواردی خاص) مورد تجزیه و تحلیل مکاتب فکری اقتصاد کلان قرار نگرفته است. در عموم تجزیه و تحلیل‌های اقتصادی، این فرض ضمنی برقرار بوده است که مقدار پول اضافی که وارد سیستم اقتصادی می‌گردد، به طور متناسب بین همه افراد و نیز به طور متناسب بین همه بازارها تقسیم می‌گردد و بر این اساس در عمده تحلیل‌ها، اثر تولیدی پول اضافی مورد بررسی قرار می‌گیرد. در این شرایط با افزایش موجودی پول، با وجود اینکه درآمد پولی همه افراد افزایش می‌یابد، اما سهم همه افراد از کل درآمد پولی ثابت باقی خواهد ماند. اینکه به لحاظ نظری این پول اضافی در بازارها و عملکرد کل اقتصاد چه اثری باقی خواهد گذارد، به مفروضات در مورد اقتصاد و عوامل اقتصادی بر می‌گردد. اگر فروض کلاسیک‌ها و نیوکلاسیک‌ها مبنی بر عدم توهم پولی فعالان اقتصادی و تسویه مداوم و پیاپی بازارها و در نتیجه اشتغال کامل صادق باشد، آنگاه این پول اضافی بدون تغییر دادن قیمت‌های نسبی، صرفاً به افزایش سطح عمومی قیمت‌ها در تمامی بازارها و به عبارتی تورم منجر خواهد شد و در نتیجه بر متغیرهای واقعی اعم از تولید کل جامعه و اشتغال بی‌تأثیر است. از طرف دیگر اگر اقتصاد در شرایط رکودی قرار داشته باشد یا درجاتی از توهم پولی حاکم باشد، تحت نگرش کینزین‌ها و مکتب پولی، این پول اضافی می‌تواند منجر به افزایش تولید و اشتغال در اقتصاد شود. اما مساله مهم­تر این است که علاوه بر میزان پول اضافی که وارد سیستم اقتصادی می‌شود، اینکه پول اضافی چگونه و از چه مسیری وارد سیستم اقتصادی گشته شده و راه خود را در سیستم اقتصادی پیدا می‌کند، در نحوه اثرگذاری آن بر عملکرد اقتصادی نقشی تعیین‌کننده دارد. این مساله مورد توجه مکتب اتریشی بوده است، به نحوی که میزس[iii] در این مورد می‌گوید: «مقدار اضافی پول در مرحله اول به جیب تمامی افراد راه پیدا نمی‌کند، آن افرادی نیز که در ابتدا منتفع شده‌اند، به یک میزان انتفاع نبرده‌اند و افرادی هم که به یک میزان پول اضافی به دست­شان رسیده است، رفتار و عملکرد یکسانی ندارند». این مساله در واقع ناظر بر این امر است که پول اضافی به طور متناسب میان همه افراد و نیز در همه بازارها در اقتصاد توزیع نمی‌شود، در نتیجه با تزریق پول جدید، با توجه به نحوه توزیع و انتشار پول اضافی در سیستم اقتصادی، علاوه بر کاهش قدرت خرید پول، قیمت‌های نسبی نیز تحت تأثیر قرار خواهند گرفت، بنابراین نه‌تنها بازارهای مختلف با تزریق پول در اقتصاد به یک میزان تحت تأثیر قرار نمی‌گیرند، بلکه نحوه تخصیص منابع، توزیع درآمد و توزیع ثروت نیز تغییر می‌یابد(گرجی و مدنی، ۱۳۸۴، ۲۳۹).

بازارهای دارایی اعم از دارایی‌های مالی و فیزیکی بیشتر آبستن فعالیت‌های سفته‌بازی فعالان بازار که در پی کسب سود به خصوص در کوتاه مدت هستند، قرار دارند. آشکار است که فعالیت‌های سفته‌بازی با ایجاد انتظار سودهای سرمایه‌ای بالا برای یک دارایی، می‌توانند منجر به افزایش قیمت‌های بزرگ و ایجاد حباب‌ گردند که این امر به خوبی در بازارهای سهام و مسکن قابل مشاهده است. سؤال اساسی اینجاست که عوامل اساسی و تعیین‌کننده در شکل‌گیری و گسترش حباب‌های بزرگ در بازارهای دارایی و موثر در سطح اقتصاد کلان چیست؟ به نظر می‌رسد که پول مهم‌ترین عامل در فرآیند شکل‌گیری و گسترش حباب‌های بزرگ دارایی می‌باشد. به عبارت دیگر یک حباب بزرگ‌، در غیاب خلق و تزریق پول در حجمی قابل‌توجه،درعمل حادث نمی‌شود. برای مثال، شکل‌گیری یک حباب بزرگ در بازار مسکن یا بازار سهام به عنوان یک کل بدون پول نمی‌تواند صورت پذیرد. با خلق پول اضافی و عرضه آن، بازار پول از تعادل خارج می‌شود. افرادی که پول اضافی را به دست آوردند، پول اضافی خود را علاوه بر خرید دارایی‌های مالی، به خرید دارایی‌های دیگر مانند زمین و مسکن و سایر کالاهایی مانند خودرو، یخچال، لباس و غیره تخصیص می‌دهند. با توجه به این­که پول اضافی به صورت متناسب وارد همه بازارها نمی‌شود، نقش بازارهای دارایی در جذب پول اضافی، نقشی تعیین‌کننده است. با ورود پول اضافی به بازار دارایی‌ها و افزایش تقاضای دارایی‌ها، سطح قیمت دارایی‌ها، مانند دیگر بازارها، شروع به افزایش می‌نماید. این افزایش قیمت در بازار دارایی‌، انتظارها را شکل می‌دهد و فعالان بازار انتظار سود سرمایه‌ای بالاتر و در نتیجه بازدهی کل بالاتری را خواهند داشت. مادامی که بازدهی دارایی‌های مالی که رقیب پول به عنوان یک دارایی هستند، بیشتر از بازدهی انتظاری حاصل از نگهداری پول می‌باشد، فعالان بازار سهم بیشتری از پول اضافی خود را به خرید دارایی اختصاص می‌دهند تا به خرید کالا و خدمات. در واقع انتظار سود سرمایه‌ای بالا در بازارهای دارایی، دارندگان پول اضافی را جهت کسب سود به بازارهای دارایی می‌کشاند که این امر ظرفیت بالقوه بالای بازارهای دارایی را برای جذب مازاد عرضه پول در اقتصاد نشان می‌دهد.

چن[iv] با استفاده از نمونه تعادل عمومی پویا، چرایی همزمان بودن بحران­های بانکی با رکود بازار دارایی­ها را توضیح می­دهد. نتایج تجربی اقتصادهای نوظهور نشان می‌دهد که علیت یک طرفه معکوسی وجود دارد. کولینز و سن هاجی[v]  به این نتیجه دست یافتند که رشد اعتبار اثر همزمانی معنا­داری بر قیمت­ دارایی مسکن در تعدادی از اقتصادهای آسیایی دارد.  مک کارتی و پیچ[vi] اثر سیاست پولی بر قیمت دارایی­ها در ایالات‌متحده امریکا را مورد بررسی قراردادند. آن­ها به این نتیجه رسیدند که در ۲۵ سال گذشته بازسازی سیستم تأمین مالی مسکن، بیشترین سهم در توسعه بازار دارایی را به خود اختصاص داده است. در ضمن نتایج نشان‌دهنده اثر بسیار بزرگ سیاست پولی بر قیمت دارایی­ها می­باشد.

هافمن[vii] جهت علّیت بین وام­دهی بانک­ها و قیمت دارایی­ها در ۲۰ کشور صنعتی در طول دو دهه گذشته را مورد تجزیه و تحلیل قراردادند. طبق نتایج، علیت بلندمدت از قیمت دارایی­ها به وام­دهی بانک­ها (بیان­کننده سیکل قیمت دارایی­ها) مشاهده می­شود. ریگوبون و ساک[viii]  به این نتیجه رسیدند که افزایش در نرخ بهره کوتاه مدت باعث کاهش قیمت سهام شده و زمینه انتقال به سمت بالای منحنی عایدی[ix] را که در سررسیدهای طولانی­تر کوچک­تر می­شود، فراهم می­کند. از طرف دیگر، تغییر قیمت دارایی­ها عامل مهمی در تصمیم های سیاست پولی به دلیل اثر آن­ها بر شرایط اقتصاد کلان به واسطه اثر مشهور ثروت[x] بر مصرف کل، اثر q توبین[xi] و اثر  شتاب­دهنده مالی[xii] بر سرمایه­گذاری می­باشند. گرلاچ و پنگ[xiii] رابطه بین وام دهی بانک­ها و قیمت دارایی­ها در هنگ کنگ را مورد بررسی قراردادند. نتایج حاصل نشان می­دهد که یک همبستگی قوی بین رشد اعتبار و وام­دهی بانک­ها به دلیل تعدیل در قیمت دارایی­ها وجود دارد. آن­ها بیان می­کنند که وام­دهی زیاد بانک­ها دلیل اصلی چرخه­های رونق و رکود بازار دارایی در هنگ‌کنگ نیست.

لیانگ و کائو[xiv] رابطه بین قیمت دارایی­ها و وام­دهی بانک­ها را در کشور چین برای دوره فصل اول ۱۹۹۹ تا فصل دوم ۲۰۰۶ بررسی کردند. نتایج حاصل از نمونه ARDL نشان می­دهد که یک رابطه علّیت یک طرفه از وام­دهی بانک­ها به قیمت دارایی­ها و یک علّیت از طریق جمله تصحیح خطا از وام­دهی بانک­ها، تولید ناخالص داخلی و نرخ بهره به قیمت دارایی­ها وجود دارد. در این مقاله با استفاده از آمار­های دوره زمانی ۱۳۹۲-۱۳۶۹ که از بانک اطلاعات سری­های زمانی اقتصادی بانک مرکزی ایران به دست­­ آمده، به بررسی رابطه بین سیاست­های پولی و قیمت دارایی‌های پرداخته می­شود. انتخاب دوره زمانی مذکور به دلیل نقش ناچیز و حتی قابل اغماض اوراق بهادار و بورس در اقتصاد ایران در دوره قبل از آن و راه­اندازی مجدد فعالیت‌های بورس در دوره مذکور و اعمال سیاست­های خصوصی­سازی دولت و نیز استفاده از مکانیزم بورس به منظور فروش سهام شرکت­های دولتی می­باشد.  

 

۳- داده­ها و روش کار

در این تحقیق برای بررسی و تجزیه و تحلیل رابطه بین سیاست­های پولی و قیمت دارایی­ها از الگوی تصحیح خطای برداری[xv] استفاده می­شود. الگوی تصحیح خطا بیان می­کند که تغییرات متغیر وابسته تابعی از انحراف از رابطه تعادلی بلندمدت (که با جزء تصحیح خطا نشان داده می‌شود) و تغییرات سایر متغیرهای توضیحی است. این الگو که رفتار کوتاه مدت و بلندمدت متغیرها را به هم مربوط می‌سازد، به صورت زیر بیان می‌شود (نوفرستی، ۱۳۷۸):

 (1)    

که در آن،L  عبارت از عملگر وقفه بوده و ut-1 جمله تصحیح خطا[xvi] ( نشان­دهنده رابطه بلندمدت) می­باشد. برای به‌کارگیری نمونه تصحیح خطای برداری باید ابتدا از وجود رابطه هم جمعی[xvii] بین متغیرهای الگو اطمینان حاصل نمود. در تحلیل همگرایی و رابطه تعادلی بین متغیرهای الگو، نخستین گام تعیین مرتبه جمعی بودن متغیرهاست تا از این طریق بتوان برای به دست آوردن بردار یا بردارهای هم جمعی، الگوی مورد نظر را به گونه‌ی مناسبی تنظیم و از بروز رگرسیون کاذب جلوگیری کرد. جهت رسیدن به این مقصود، پایایی[xviii] کلیه متغیرهای موجود در الگو مورد آزمون قرار می­گیرد که برای این منظور از آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته استفاده می­شود.

داده­های مورد استفاده در این تحقیق عبارت‌اند از: شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی، شاخص قیمت دارایی­های مالی، حجم نقدینگی، اعتبارات بانکی، نرخ تورم و نرخ سود کوتاه مدت بانکی که در شکل لگاریتم طبیعی وارد نمونه شده­اند.

 

4- نتایج و بحث

در این بخش ابتدا به بررسی پایایی متغیرهای الگو پرداخته می­شود. نتایج آزمون ریشه­واحد در جدول (۱) نشان داده شده است.

PP: شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی،

Pf: شاخص قیمت دارایی­های مالی،

M2: حجم نقدینگی،

BC: اعتبارات بانکی،

SR: نرخ سود کوتاه مدت بانکی،

P: شاخص کل قیمت­ها

 

جدول (۱)- آزمون ریشه واحد­

شرح

نماد متغیرها

آماره آزمون

مقدار بحرانی

سطح معنا­داری

سطح

Pp

2.46-

3.67-

5 درصد

Pf

1.004-

3.67-

5 درصد

M2

1.8-

3.67-

5 درصد

BC

3.61-

3.67-

5 درصد

SR

1.67-

3.76-

5 درصد

P

1.7-

3.02-

5 درصد

تفاضل مرتبه اول

Pp

6.36-

3.96-

5 درصد

Pf

5.68-

3.96-

5 درصد

M2

2.95-

2.66-

10 درصد

BC

3.94-

3.73-

5 درصد

SR

4.19-

3.69-

5 درصد

P

4.48-

3.79-

5 درصد

منبع: یافته­های تحقیق

 

بر اساس نتایج به دست آمده از آزمون ریشه واحد متغیرها ملاحظه می­شود که متغیرهای شاخص قیمت دارایی­های مالی، شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی، حجم نقدینگی، اعتبارات بانکی، نرخ سود کوتاه مدت بانک­ها و شاخص کل قیمت­ها همگی در سطح دارای ریشه واحد بوده اما در حالت تفاضل مرتبه اول ریشه واحد نداشته و پایا می­باشند.  

 

۴-۱- دارایی­های فیزیکی

در این بخش بر اساس نتایج آزمون ریشه­واحد و اطمینان از پایا بودن متغیرها به انجام آزمون هم­جمعی و الگوی تصحیح خطای برداری معادله شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی پرداخته می­شود. نتایج حاصل از آزمون هم­جمعی جوهانسون نشان می­دهد که با وجود عرض از مبدأ در معادله هم­جمعی و معادله VAR و بدون روند و با استفاده از آزمون اثر تنها یک بردار هم­جمعی بین متغیرهای الگو که به صورت زیر می­باشد، وجود دارد:

 Pp= f (M2, BC, P)      (2)              

بردار هم­جمعی به دست­آمده به صورت زیر می­باشد:                                                            

 

جدول (۲)- بردار هم­جمعی معادله شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی

pp

M2

BC

P

C

000/1

1958/0-

(062/0)

714/0-

(074/0)

044/0-

(025/0)

426/1

منبع: یافته­های تحقیق­

 

با توجه به اینکه وجود حداقل یک بردار هم­جمعی بین متغیرهای انباشته از درجه یک برای تخمین الگوی تصحیح خطای برداری لازم است بنابراین در ادامه به تخمین مدل تصحیح خطای برداری پرداخته می­شود که نتایج حاصل از این الگو در جدول (۳) نشان داده شده است. البته قابل‌ذکر است که قبل از تخمین این مدل باید به تعیین وقفه بهینه متغیرها اقدام کرد که در این مورد وقفه یک برای تفاضل متغیرها یا وقفه دو برای سطح متغیرها بهینه شناخته شد.

 

جدول (۳)- نتایج الگوی تصحیح خطای برداری شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی

تخمین زننده‌ها

ضریب

خطای استاندارد

نسبت t

C

17/0

059/0

87/2

CE

72/0-

17/0

2/4-**

D(Pp(-1))

11/0

16/0

66/0

D(BC(-1))

02/0-

012/0

66/1-*

D(M2(-1))

19/0

16/0

16/1

D(P(-1))

28/0-

2/0

39/1-

منبع: یافته­های تحقیق ،** سطح معنی­داری ۵ درصد،*سطح معنی­داری ۱۰ درصد

 

نتایج حاصل از تخمین الگوی تصحیح خطای برداری در جدول (۳) نشان می­دهد که ضریب جمله تصحیح خطا که ارتباط بلندمدت را تبیین می­کند در سطح ۵ درصد و ضریب اعتبارات بانکی در سطح ۱۰ درصد معنا­دار هستند اما متغیرهای نقدینگی و تورم اثر معنا­داری در کوتاه­مدت بر شاخص قیمت دارایی­های فیزیکی ندارند این در حالی است که در بلندمدت و از طریق جمله تصحیح خطا رابطه­ای بین حجم نقدینگی و قیمت دارایی­های فیزیکی و هم­چنین تورم و قیمت دارایی­های فیزیکی وجود دارد؛ بنابراین متغیرهای حجم نقدینگی، تورم و اعتبارات بانکی با یک دوره تأخیر و با سرعت بالای ۷۲/۰ باعث حرکت قیمت دارایی­های فیزیکی به سمت مقدار تعادلی خود می­گردند. البته اعتبارات بانکی در کوتاه­مدت و با ضریب ۰۲/۰- نیز بر قیمت دارایی­های فیزیکی اثر می­گذارد و این نشان می­دهد که افزایش یک درصدی اعطای اعتبارات در بخش مسکن از سوی بانک­ها منجر به کاهش ۰۲/۰ درصدی در قیمت آن می­شود. این نتایج بیانگر این نکته هستند که اگر سیاست­های پولی در قالب افزایش یا کاهش اعتبارهای بانکی انجام شود می­تواند حتی در کوتاه­مدت بر قیمت دارایی­های فیزیکی مؤثر باشد. از طرف دیگر سیاست­های پولی که منجر به تغییرات در حجم نقدینگی می­شوند، بلافاصله باعث تغییر در قیمت دارایی­های فیزیکی نمی­شوند بلکه اثر آن­ها در دوره بعدی و با سرعت بالایی نمایان می­شود. 

 

۴-۲- دارایی­های مالی

در این بخش سعی بر این است که به تخمین ضرایب عوامل کلان اقتصادی مؤثر بر قیمت دارایی­های مالی پرداخته شود. برای این منظور آزمون هم­جمعی و الگوی تصحیح خطای برداری که در مورد دارایی­های فیزیکی استفاده شد، به‌کاربرده می­شوند. نتایج حاصل از آزمون هم­جمعی جوهانسون نشان می­دهد با وجود عرض از مبدأ و روند در معادله هم­جمعی و وجود تنها عرض از مبدأ در معادله VAR دو بردار هم­جمعی بین متغیرهای الگو که به صورت زیر می­باشد وجود دارد:

 (3)             Pf= g(M2, P, SR)  

                                                                                                                                                                                                       

در تابع شاخص قیمت دارایی­های مالی با توجه به این­که نگه­دارندگان دارایی­های مالی به بازدهی کوتاه­مدت آن بیشتر توجه می­نمایند و تغییرهای آن باعث تغییر در عرضه و تقاضای این نوع دارایی­ها و به دنبال آن قیمت آن­ها می­شود، نرخ سود کوتاه­مدت بانکی را به عنوان نماینده­ای جهت نشان­دادن اثر این رفتار وارد الگو نموده­ایم. بردارهای هم­جمعی به­دست آمده در جداول (۴) و (۵) نشان داده شده است.

با توجه به وجود دو بردار هم­جمعی بین متغیر­های الگو به تخمین ضرایب متغیرهای اثرگذار بر قیمت­ دارایی­های مالی پرداخته می­شود.

       

جدول (۴)- بردار اول هم­جمعی معادله شاخص قیمت دارایی­های مالی

Pf

M2

P

SR

Trend

C

000/1

000/0

81/4-

(37/0)

78/4

(62/0)

6/0

(07/0)

58/1-

منبع: یافته­های تحقیق

 

جدول (۵)- بردار دوم هم­جمعی معادله شاخص قیمت دارایی­های مالی

Pf

M2

P

SR

Trend

C

000/0

000/1

7/0

(2/0)

28/1

(39/0)

37/0-

(04/0)

62/13-

مبنع: یافته­های تحقیق

 

نتایج حاصل از تخمین مدل تصحیح خطای برداری در جدول (۶) نشان داده شده است. البته قبل از اقدام به تخمین مدل، وقفه بهینه متغیرها مورد بررسی قرار گرفت و وقفه یک با استفاده از معیار شوارتز - بیزین که صرفه­جویی در انتخاب وقفه­ها مهم­ترین ویژگی آن است انتخاب شد.

 

جدول (۶)- نتایج الگوی تصحیح خطای برداری شاخص قیمت دارایی­های مالی

تخمین زننده‌ها

ضریب

خطای استاندارد

نسبت t

C

22/0-

43/0

51/0-

CE(1)

42/0-

18/0

3/2-**

CE(2)

83/0-

42/0

97/1-**

D(Pf(-1))

25/0

23/0

09/1

D(SR(-1))

82/1

9/1

95/0

D(M2(-1))

07/0

61/1

04/0

D(P(-1))

18/2

31/1

66/1*

منبع: یافته­های تحقیق، ** سطح معنا­داری ۵ درصد،* سطح معناداری ۱۰ درصد

 با توجه به نتایج مدل تصحیح خطا برداری در جدول (۶) ملاحظه می­گردد که ضرایب جمله ها که نشان­دهنده روابط بلندمدت و در سطح ۵ درصد و ضریب نرخ تورم در سطح ۱۰ درصد از لحاظ آماری معنی­دار هستند و متغیرهای نقدینگی و نرخ سود کوتاه­مدت بانکی در کوتاه­مدت معنی­دار نیستند. معنی­داری ضرایب جمله ها تصحیح خطای الگو بدین معنی است که بر اساس هر یک از جملات تصحیح خطای اول و دوم در هر سال به ترتیب ۲۲/۰ و ۴۲/۰ درصد از عدم تعادل یک دوره در قیمت­های دارایی­های مالی در دوره بعد تعدیل می­گردد که حاکی از مناسب بودن سرعت تعدیل است. هم­چنین ملاحظه می­شود که یک رابطه کوتاه­مدت بین قیمت دارایی­های مالی و نرخ تورم در سطح ۱۰ درصد و با ضریب ۱۸/۲ وجود دارد که نشان از اثرگذاری بالای نرخ تورم بر قیمت دارایی­های مالی می­باشد؛ بنابراین نتایج بیانگر این مطلب هستند که یک ارتباط بلندمدت بین قیمت دارایی­های مالی و متغیرهای نرخ تورم، نقدینگی و نرخ سود کوتاه­مدت بانکی و یک ارتباط کوتاه­مدت بین نرخ تورم و قیمت دارایی­های مالی وجود دارد و نشان می­دهد که سیاست­های پولی در قالب تغییرات در نرخ سود بانکی و یا سایر سیاست­هایی که منجر به تغییر در حجم نقدینگی شود، در کوتاه مدت اثری بر قیمت دارایی­های مالی نداشته بلکه با یک دوره تأخیر بر آن اثر می­گذارد.      

 

۵- نتیجه­گیری

سیاست­های پولی از جمله سیاست­های اقتصادی است که بر متغیرهای اقتصادی چه در سطح خرد و چه در سطح کلان اثراتی را بر جای می­گذارد. این تحقیق به بررسی اثر سیاست­های پولی بر قیمت­ دارایی­ها برای اقتصاد ایران طی دوره ۱۳۹۲-۱۳۶۹ می­پردازد. در این تحقیق دارایی­ها به دلیل ساختار متفاوت بازارهای مربوطه به دو دسته دارایی­های فیزیکی و مالی تقسیم‌شده و مورد تجزیه و تحلیل قرار می­گیرند که متناسب باهر کدام از بازارها، الگوی تصحیح خطای برداری مربوطه طراحی شد. نتایج حاصل از الگوی تصحیح خطای برداری قیمت دارایی­های فیزیکی نشان داد که در دوره زمانی کوتاه­مدت یک رابطه از اعتبارهای بانکی به قیمت دارایی­های فیزیکی وجود دارد. همچنین یک رابطه بلندمدت از حجم نقدینگی، اعتبارهای بانکی و نرخ تورم به قیمت دارایی­های فیزیکی وجود دارد. همچنین نتایج الگوی تصحیح خطای برداری دارایی­های مالی نشان داد که سیاست‌های پولی همچون نرخ سود سپرده­های بانکی و سایر سیاست­هایی که به تغییر در حجم نقدینگی منجر شوند تنها در بلندمدت و با تأخیر به دلیل معنی­داری جمله های تصحیح خطای اول و دوم می­توانند بر قیمت دارایی­های مالی اثرگذار باشند؛ اما در کوتاه­مدت طبق نتایج به دست­آمده اثری بر بازارهای مالی ندارند؛ بنابراین با توجه به نتایج به دست­آمده می­توان گفت که سیاست­های پولی چه در بازار دارایی­های مالی و چه در بازار دارایی­های فیزیکی با یک دوره تأخیر اثرگذاری خود را در جهت افزایش یا کاهش قیمت دارایی­ها نشان می­دهد؛ بنابراین بسته به اینکه سیاست‌گذاران پولی چه هدفی را در بازار دارایی­ها دنبال می­کنند، می­توانند با توجه به تأخیر در اثرگذاری این سیاست­ها اقدام به طراحی و اجرای سیاست­های پولی بنمایند.    ­   



1- دکترای تخصصی علوم اقتصادی،گروه مدیریت، واحد اردبیل، دانشگاه آزاد اسلامی، اردبیل، ایران    mahmadlu@gmail.com



[i] Financial Behavior

[ii] Robert Shiller

[iii] Mises

[iv] Chen, 2001

[v] Collyns and Senhadji, 2001

[vi] McCarthy and Peach, 2002

[vii] Hofmann, 2003

[viii] Rigobon and Sack, 2004

[ix] Yield Curve

[x] Wealth Effect

[xi] Tobin’s q Effect

[xii] Financial Accelerator Effect

[xiii] Gerlach and Peng, 2005

[xiv] Qi Liang and Hua Cao, 2007

[xv] Vector Error Correction Model

[xvi] Error Correction Term

[xvii] Co-integration

[xviii] Stationary

فهرست منابع

1)    بانک اطلاعات سری­های زمانی اقتصادی، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران. 

2)    برانسون، و، ا. ۱۳۸۳، تئوری و سیاست­های اقتصاد کلان. ترجمه: شاکری، ع. نشر نی، چاپ هفتم.

3)    بیابانی، جهانگیر. ۱۳۸۹، اقتصاد پولی، دانشگاه پیام نور.

4)    گرجی، ابراهیم و مدن، شیما. ۱۳۸۴، سیر تحول در تجزیه و تحلیل‌های تئوری کلان اقتصادی، شرکت چاپ و نشر بازرگانی.

5)    نوبخت، م، ب، لامعی، بهزاد و معنوی، م. ۱۳۸۷، بررسی ابعاد مختلف تجهیز منابع سرمایه­ای در جهت توسعه اقتصادی کشور. معاونت پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی، دفتر گسترش تولید علم، چاپ اول.

6)    نوفرستی، م. ۱۳۷۸، ریشه واحد و هم­جمعی در اقتصادسنجی. انتشارات رسا، چاپ اول.

7)     Chen, N.K., 2001. Bank net worth, asset prices and economic activity. Journal of Monetary Economics 48, 415--436.

8)     Collyns, C., and Senhadji, A., 2001. Lending booms, real estate bubbles and the Asian crisis. IMF Working Paper No. 02/20.

9)     Gerlach, S., and Peng, W.S., 2005. Bank lending and property prices in Hong Kong. Journal of Banking & Finance 29, 461-481.

10)     Flood, Robert P. and Peter M. Garber, 1980. Market Fundamentals versus price-level Bubbles: The first test. Journal of Political Economy 88, No: 4.

11)    Hofmann, B., 2003. Bank lending and property prices: Some international evidence. The Hong Kong Institute for Monetary Research Working Paper No. 22.

12)    Liang, Q and Cao, H. 2007. Property prices and bank lending in China. Journal of Asian Economics, 18, 63-75. 

13)    McCarthy, J., and Peach, R., 2002. Monetary policy transmission to residential investment. Federal Reserve Bank of New York Economic Policy Review 3, 139--158.

14)    Olivier J. Blanchard, Mark W. Watson, 1982. Bubbles Rational Expectations and Financial Markets, National Bureau of Economic Research.

15)    Rigobon, R., and Sack, B., 2004. The impact of monetary policy on asset prices. Journal of Monetary Economics 51, 1553--1575.

 

 

یادداشت‌ها