نوع مقاله: علمی پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران،
2 کارشناس ارشد علوم اقتصادی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
تأثیر نااطمینانی تولید ناخالص داخلی و تورم بر منابع و مصارف
جواد صلاحی
|
تاریخ دریافت: 05/07/1395 تاریخ پذیرش: 10/09/1395 |
سیدرضا خادمی[2]
چکیده
بانکها در ایران از تأثیرگذارترین بازیگران اقتصادی محسوب می شوند. . بانکها به عنوان نهادهای مالی و اقتصادی باید درآمدزا بوده و سودآوری آنها تابعی از وضعیت منابع، میزان تسهیلات، حجم سرمایه گذاری و ارایه انواع خدمات بانکی و متنوع بودن آنها است. دگرگونی درهر یک از این متغیرها ، موجب تغییر در سودآوری و نوسان در سطح سود بانکها خواهد شد. هدف اصلی این پژوهش بررسی نااطمینانی تولید ناخالص داخلی و تورم بر منابع و مصارف بانکها می‌باشد. در این مطالعه، به صورت ویژه آثار نااطمینانی تورم و تولید ملی بر منابع و مصارف بانک ملی آزمون شده است. نااطمینانی تولید ناخالص داخلی و تورم با ترکیبی از مدل‌های گارچ [i]EGARCH وARIMA محاسبه و از طریق مدل‌های خود توضیح برداری (VAR) و مدل‌های تصحیح خطا (VECM) ارتباط آنها با منابع و مصارف بانک ملی در افق زمانی کوتاه مدت و بلند مدت آزمون شده است . یافته ها نشان می‌دهد تاثیر نااطمینانی تولید و تورم بر منابع بانک ملی، در کوتاه مدت و بلندمدت معنادار و منفی است ،اما در کوتاه مدت و بلند مدت این تاثیرگذاری بر مصارف بانک ملی مثبت بوده است.
واژه‌های کلیدی: تورم، نااطمینانی، EGARCH، مدل ARIMA، مدل خود توضیح برداری VAR ، مدل‌های تصحیح خطا VECM.
طبقه بندی JEL: G21, G28, E63
1- مقدمه
بدون اغراق بانک بعنوان یکی از ارکان اقتصاد ایران، نقش بسزائی در پیشبرد اهداف اقتصادی و سیاسی و اجتماعی کشور دارد و آشنایی هر چه بیشتر سیاستگذاران این حوزه با دکترین اقتصاد می تواند هر چه بیشتر و مطلوبتر ، چالشها و شوک های اقتصادی داخلی و بین المللی را مرتفع نموده و نظام بانکی و بالطبع آن نظام اقتصادی کشور را از آشفتگی رهایی بخشد. بانک ها باید مولد ثروت و اشتغال در کشور بوده و نه بعنوان صندوق ذخیره و هزینه محسوب گردند. اطمینان از ثبات نسبی تورم و تولید ناخالص ملی، رافع نگرانی بانکها در معنای عام است. نااطمینانی تورم و تولید ناخالص‌داخلی بهعنوان بارزترین شوک‌ها باعث نوسانات فعالیتهای اقتصادی شده، نابسامانی ایجاد می‌نماید و در نتیجه سرمایه‌گذاری، پس‌انداز، نرخ بهره و … تحت تاثیر قرار گرفته و از این طریق بر دارایی‌ها و بدهی‌های مؤسسات پولی و مالی تاثیر می‌گذارند و بدین ترتیب آنها را از اهداف سودآوری خود دور می‌نمایند. لذا شناسایی متغیرهای تاثیرگذار بر روند منابع و مصارف و به تبع آن سود بانک‌هاست. بانکها نیز به عنوان موسسات مالی، نقش حساسی در اقتصاد کشور ایفا می‌نمایند. در اینجا سعی بر شناسایی اثرات این شوک‌ها بر منابع و مصارف بانک ملی ایران شده است.
2- مبانی نظری پژوهش
تورم عبارتست از افزایش عمومی، نامتناسب و خودافزایی قیمت‌ها که غالباً حالتی مداوم برگشت‌ناپذیر دارد و از طریق تاثیر بر روابط اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی تمام ابعاد یک جامعه را تحت تاثیر قرار می‌دهد .تورم در سطوح بالا موجب پدید آمدن نااطمینانی شده و اثراتی به مراتب بیشتر از خود تورم خواهد داشت. تورم با کاهش ارزش پول و در سطوح بالا با کاهش و منفی کردن نرخ بهره واقعی انگیزه پس‌انداز را کاهش داده و موجب کاهش سرمایه‌گذاری می‌شود. در شرایط تورمی پدیده پول داغ اتفاق می‌افتد و مردم سعی می‌کنند هرچه‌قدر سریعتر پول خود را به کالا تبدیل کنند تا از کاهش ارزش پول در امان باشند. به این ترتیب تقاضا برای کالاها افزایش می‌یابد و به نوعی به تقاضای سفته‌بازی برای کالاها تبدیل می‌شود که خود عاملی برای گسترش تورم است.
در رابطه بین تورم با تغییرپذیری و نااطمینانی آن تحقیقات زیادی صورت گرفته است. بسیاری از این تحقیقات، رام (1985)و زارنوتیس و لامبرس(1987) رابطه مثبت و منفی‌داری بین تورم و تغییرپذیری یا نااطمینانی آن یافته‌اند (صالحی،1383). بروز شوک‌ها و ایجاد بی‌ثباتی، اجزای تشکیل‌دهنده درآمد عوامل اقتصادی دچار نوسان شده، نااطمینانی و تردید ایجاد می‌شود. انتظارات غیرقابل‌پیش‌بینی شده رفتار عاملان اقتصادی را تغییر و سبب افزایش ریسک در کلیه فعالیت‌ها می‌شود.
کوکس، اینگرسول و روس(1985) عنوان می‌کنند که نرخهای بهره با تعامل تقاضای نقدینگی توسط سرمایه‌گذاران و عرضه نقدینگی توسط خانوارهایی که می‌خواهند برای آینده پس‌انداز کنند تعیین می‌شود. هر دو تصمیمات سرمایه‌گذاری و تصمیمات پس‌انداز کردن تحت تاثیر پیش‌بینی‌های حوادث آینده قرار دارند. برای مثال وقتی که مصرف‌کنندگان افزایش در درآمدهای آینده‌شان را انتظار دارند، می‌خواهند این منفعت را فوراً با کاهش پس‌اندازشان به نقد تبدیل کنند این امر نرخ بهره تعادل را بالا می‌برد. این اثر ثروت بر این فرضیه استاندارد قرار دارد که مصرف‌کنندگان می‌خواهند مصرفشان در طول زمان آسان شود. (گولیر،2007)
نااطمینانی تورم یا تولید با ریسک در ارتباط بوده و افزایش آن باعث افزایش ریسک می‌شود. در مورد اثر افزایش ریسک بر پس‌انداز باید خاطر نشان سازیم که اثر یک ریسک بیشتر بر جریان پس انداز از قبل مشخص نیست. ریسک بیشتر، پس‌اندازهای اشخاص ریسک گریز را کاهش داده و در نتیجه مدار واقعی سرمایه‌گذاری را کاهش می‌دهد و اگر هدف شخص از پس‌انداز اطمینان از سطح بخصوصی از ثروت حقیقی در آینده باشد در آن صورت ریسک بیشتر موجب افزایش پس‌انداز می‌شود. براساس تحلیل نئوکلاسیک‌ها، بنگاه‌ها برنامه سرمایه‌گذاری خود را به‌گونه‌ای تنظیم می‌کنند که مجموع ارزش تنزیل شده درآمدهای خالص انتظاری در طول عمر آن طرح، به حداکثر برسد. براساس این دیدگاه افزایش نرخ بهره، موجب کاهش ارزش حال خالص فعلی‌سرمایه‌گذاری (NPV) و در نتیجه سطح تعادلی سرمایه‌گذاری خواهد شد (والیزاده و رجبی،1381).
گلوب (1994)در مقاله خود، در بیان نحوه تاثیرگذاری نااطمینانی بر اقتصاد اشاره می‌کند که نااطمینانی دو اثر اقتصادی دارد. اولین اثر آن این است که نااطمینانی منجر به تغییر جهت تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران و مصرف‌کنندگان از آنچه که مایل به انجام آن هستند، می‌شود و این به معنی آن است که، تصمیم‌گیری‌های آینده بخاطر نااطمینانی در پیش‌بینی تورم یا تولید تحت تاثیر قرار می‌گیرند و دومین اثر، پس از تصمیمات اتخاذ شده، صورت می‌گیرد که از آن تحت عنوان اثرات معطوف به گذشته یاد می‌شود. نااطمینانی سرمایه‌گذاران را تشویق می‌کند تا منابع خود را در راه‌های که از ریسک پرهیز می‌شود بکار گیرند. به عنوان مثال، نااطمینانی تورم یا تولید می‌تواند منجر به این شود که کارفرمایان و کارمندان نسبت به دستمزدهای آینده نااطمینان باشند و نتوانند بطور دقیق در مورد آینده تصمیم بگیرند. فرض کنید اجاره‌نشینان و صاحب‌خانه‌ها نسبت به اجاره‌های آینده نااطمینان باشند . این مساله باعث کاهش سود مدیران و درآمد کارکنان خواهد شد . هنگامی که عوامل اقتصادی نسبت به نرخهای بهره، دستمزدها، نرخهای مالیاتی و سود نااطمینان هستند، تصمیمات سرمایه‌گذاری و تولید و به تعویق می‌افتد. این موضوع تا زمانی که نااطمینانی از بین برود ، وجود خواهد داشت.
همچنین نااطمینانی تورم سرمایه‌گذاران و مصرف‌کنندگان را تشویق می‌کند تا تامین مالی سرمایه‌گذاری را با نرخهای وام بلندمدت ثابت انجام و از ریسک افزایش نرخهای بهره در کوتاه مدت بپرهیزند. برخی از دانشمندان روس و اینگرسول (1992) و دیکسیت (1994) عنوان می‌کنند که نرخ بهره واقعی و نااطمینانی تورم منجر به ایجاد هراس برای سرمایه‌گذاران می‌شود و نهایتا سبب به تاخیر انداختن تصمیمات آنها می‌شود. برخی دیگر عنوان می‌کنند، نااطمینانی تولید در برخی موارد منجر به نوسانات سود شده و گاهی منجر به افزایش سرمایه‌گذاری خواهد شد. نتیجه گیری حاصل از این پژوهش با نتایج پژوهش های گلوب (1994) و روس و اینگرسول (1992) و دیکسیت (1994) سازگار می باشد.
به صورت کلی بی‌ثباتی اقتصادی موضوع پژوهش‌های اندکی بوده است، به طوری که ابزارهای نظری بسط یافته و جامعی برای آن نمی‌توان یافت. در بخش بنیادهای نظری نخستین بار جیمز (1993) در بررسی تغییرات بی‌ثباتی اقتصادی آمریکا در قرن نوزدهم و بیستم، چارچوبی را برای تحلیل بی‌ثباتی اقتصادی مطرح نمود که براساس تفکیک ساختار و شوک قرار دارد، بلانچارد و سیمون (2000)، سیمون (2002)، این چارچوب نظری را اندکی بسط دادند. این تفکیک در تحلیل بی‌ثباتی اقتصادی بسیار راه‌گشا است، به طوری که می‌توان دیگر تئوری‌هایی را که درباره بی‌ثباتی اقتصادی مطرح می‌شوند، در درون این چارچوب نظری قرار داد. جیمز ساختار را اینگونه تعریف می‌کند: ساختار مسیری است که از طریق آن شوک‌های معین در درون اقتصاد گسترش می‌یابند. ساختار به جز شوک عامل دیگری برای بی‌ثباتی است، که به دو طریق می‌تواند منجر به بی‌ثباتی اقتصادی گردد، نخست از طریق تغییرات در ساختار که خود یک نوع شوک محسوب می‌شود، و دیگری از طریق تاثیر بر دامنه نشر آثار شوک‌ها در اقتصاد. برای مثال، تغییرات و نوآوری‌ها خود یک نوع شوک بوده که می‌توانند به بی‌ثباتی اقتصادی منجر گردند. اما نقش اصلی ساختار در تعیین دامنه نوسانات اقتصادی است. برای مثال جیمز تغییرات در ساختار کشاورزی و افزایش در سهم سرمایه‌گذاری را عوامل اصلی در افزایش بی‌ثباتی اقتصادی در قرن بیستم در آمریکا می‌داند. کاهش سهم کشاورزی و در مقابل آن، افزایش در سهم سرمایه‌گذاری در تولید ملی موجبات اصلی گسترش بی‌ثباتی بوده‌اند، در حالی که به شدت شوک‌ها در این دو قرن چندان تفاوتی نداشته است. لذا تغییرات در ساختار با تغییر آسیب‌پذیری اقتصادی بر بی‌ثباتی اقتصادی تاثیر می‌گذارد.
3- برآورد نوسانات نرخ تورم و تولید ناخالص داخلی
نوسانات نرخ تورم بر اساس الگوی های متفاوتی صورت می‌گیرد. در این پژوهش در قالب مدل گارچ نوسانات نرخ تورم برآورد می‌شود. و مدل GARCH(p,q)حالت توسعه یافته مدل ARCH(p) است که در آن نه تنها توسط بلکه توسط وقفه های خود نیز توضیح داده می‌شود. لذا، مدل GARCH(p,q) به صورت رابطه 1 تعریف می‌شود:
|
(1) |
شرط لازم برای مثبت بودن واریانس شرطی، مثبت بودن ضرایب برآورد شده در رابطه فوق است. لذا، ساده‌ترین و در عین حال پر استفادهترین مدل GARCH فرآیند GARCH(1,1) است که به صورت رابطه 2 معرفی می‌شود:
|
(2) |
لذا شاخص بی ثباتی نرخ ارز به صورت انحراف معیار واریانس شرطی () تعریف می‌شود. ضریب آرچ و به ضریب گارچ نیز می‌گویند (احسانی و همکاران، 1388). قبل از برآورد بهترین مدل برای شاخص نوسانات نرخ تورم ابتدا به معرفی آمار توصیفی این متغیر می پردازیم. نتایج در جدول 1 نشان داده شده است.
جدول 1- مشخصات آماری متغیر نرخ تورم
|
احتمال |
آماره JB |
چولگی |
کشیدگی |
انحراف معیار |
میانگین |
متغیر |
|
038/0 |
4893/6 |
9557/0 |
4893/3 |
5983/9 |
062/19 |
P |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
بر اساس نتایج فوق متغیر نرخ تورم در دوره مورد بررسی دارای مشخصات آماری به شرح جدول (4-1) بوده و همچنین بر اساس آماره JB این متغیر نرمال است.انتخاب مناسب p,q، تأثیر فراوانی بر اعتبار نتایج حاصل از الگوی قارچ دارد. در حقیقت برآورد واریانس شرطی یک متغیر شامل سه مرحله زیر می‌باشد: انتخاب بهترین الگوی ARMA برای معادله میانگین، که معمولاً با استفاده از روش باکس جنکینز[ii] انجام پذیرد. باکس و جینکینز اولین کسانی بودند که در 1976 روشی برای تخمین مدل‌های ARMA ارائه نمودند. روش آنها یک روش علمی است که دارای سه مرحله تشخیص، تخمین و کنترل تشخیص یا بازبینی است. این روش عمدتاً از رفتار ضرایب خود همبستگی و ضرایب خود همبستگی جزئی استفاده می‌کند.
مرحله اول: تشخیص
تشخیص و شناسایی مدل‌های ARMA به معنی تعیین مرتبه مدل می‌باشد. واریانس باقیمانده‌ها است که معادل با مجموع مجذور خطا تقسیم بر درجه آزادی آن یعنی n-k است که k=p-q+1 می‌باشد. هر یک از این معیارهای اطلاعات نسبت به و حداقل می‌شوند و به ترتیب حد بالای تعداد جملات MA و AR می‌باشند. بر اساس معیار های اطلاعات مرتبه مدل ARMA به شرح زیر می‌باشد:
(3) P=1, q=1
مرحله دوم: برآورد
نتایج برآورد فرآیند ARMA با روش OLS به شرح جدول 2 زیر می‌باشد . اعداد داخل پرانتز نشان دهنده آماره t می باشند.
جدول 2- فرآیند ARMA(1,1) برای نرخ تورم
|
|
عرض از مبدأ |
AR(1) |
MA(1) |
AIC |
SBIC |
HQIC |
R-squared |
Durbin-Watson stat |
|
ضریب |
6357/21 (0469/2) |
3889/0 (311/4) |
9569/0 (2017/2) |
5577/6 |
7266/6 |
6188/6 |
4164/0 |
9568/1 |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
با توجه به نتایج جدول فوق نتیجه برآورد فرآیند ARMA به شرح زیر رابطه 4 می‌باشد:
|
(4) |
معادله فوق نشان دهنده این موضوع می‌باشد که فرآیند بهینه ARMA بر اساس معیارهای اطلاعات ARMA(1,1) می‌باشد.
مرحله سوم: بازبینی
این مرحله، مستلزم کنترل و بررسی مجدد مدل است. یعنی تعیین کنیم که مدل مورد نظر کفایت می‌کند یا نه؟ ضرایب خود همبستگی برای باقیمانده‌ها برای 16 وقفه محاسبه شد (جدول 3 ) و به این نتیجه رسیدیم که هیچ ضریبی خارج از مرز (نقطه چین) قرار ندارد، لذا تمامی ضرایب خود همبستگی تفاوت معناداری از صفر ندارند. همچنین آمارهQ (معیار لیونک - باکس) نیز کوچک است و از مقادیر جدول کوچک‌تر می‌باشند لذا ضرایب خود همبستگی تفاوت معناداری از صفر ندارند. مقادیر احتمال‌ها نیز در ستون آخر بزرگ‌تر از 05/0 هستند که بیانگر صفر بودن ضرایب خود همبستگی است. در نتیجه مدل ARMA(1,1) کفایت می‌کند.
جدول 3- نتایج باز بینی فرآیند ARMA(1,1) برای نرخ تورم
|
ردیف |
احتمال |
Q-State |
PAC |
AC |
|
1 |
173/0 |
2104/3 |
0273/0 |
273/0 |
|
2 |
188/0 |
8581/4 |
128/0 |
193/0 |
|
3 |
168/0 |
0491/5 |
160/0- |
065/0- |
|
4 |
116/0 |
7637/7 |
221/0- |
224/0- |
|
5 |
119/0 |
7637/8 |
030/0- |
169/0- |
|
6 |
181/0 |
8649/8 |
094/0 |
045/0- |
|
7 |
133/0 |
141/11 |
258/0 |
211/0- |
|
8 |
128/0 |
552/12 |
184/0- |
164/0- |
|
9 |
133/0 |
699/13 |
030/0- |
145/0- |
|
10 |
165/0 |
173/14 |
006/0- |
092/0- |
|
11 |
187/0 |
913/14 |
073/0 |
113/0 |
|
12 |
216/0 |
489/15 |
076/0 |
098/0 |
|
13 |
258/0 |
840/15 |
258/0- |
075/0- |
|
14 |
301/0 |
210/16 |
52/0 |
076/0- |
|
15 |
346/0 |
564/16 |
049/0 |
073/0- |
|
16 |
413/0 |
590/16 |
149/0 |
019/0 |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
مرحله پایانی برای برآورد شاخص بی ثباتی نرخ تورم، تخمین معادله واریانس شرطی جمله اختلال تحت شرایط ناهمسانی واریانس است.با توجه به وجود اثراتARCH و همچنین با استفاده از معیارهای AIC و SBIC و HQC و همچنین بر اساس مدل ARMA(1,1) و برآوردهای انجام شده فرضیه وجود واریانس ناهمسانی تایید می‌گردد، و بهترین مدلی که بتواند این واریانس ناهمسانی را نشان دهد، مدل EGARCH(1,1) می‌باشد. مدل EGARCH یا GARCH نمایی توسط نلسون (1991) پیشنهاد گردید.
این مدل روش دیگری برای فرمول بندی واریانس شرطی است که بر اساس رابطه 5 عبارت است از:
|
(5) |
این مدل دارای چند مزیت است. اولاً در این مدل، متغیر وابسته یعنی به صورت لگاریتمی است و لذا ضرایب متغیرهای سمت راست می‌توانند مثبت و منفی باشد که در هر حالت مثبت خواهد بود. بدین ترتیب نیازی به اعمال محدودیت‌های غیر منفی بر روی ضرایب نیست. ثانیاً در این مدل اثر شوک‌های نامتقارن نیز در نظر گرفته می‌شود زیرا ضریب است که می‌تواند مثبت و منفی باشد. در این مدل اگر باشد، متقارن و در غیر این صورت نامتقارن می‌باشد. اگر نشان می‌دهد که اثر شوک‌های منفی بیشتر از اثر شوک‌های مثبت است. به عبارت دیگر اثر شوک‌های مثبت برابر با و اثر شوک‌های منفی برابر با است. نتایج مدل برآورد شده برای مدل EGARCH به شرح رابطه 6 می‌باشد:
|
(6) |
نتایج آزمون نشان می‌دهد که توزیع جملات اخلال به صورت نرمال است و در نتیجه مدل EGARCH(1,1) به درستی تصریح شده است. همچنین از آنجایی که آماره t برای معنادار می‌باشد (3375/2) و بیانگر آن است که شوک‌ها وارده به نرخ تورم نامتقارن می‌باشند؛ و چون ضریب مثبت می‌باشد نشان می‌دهد که اثر شوک‌های منفی بیشتر از اثر شوک‌های مثبت است.
اثر شوک‌های مثبت : اثر شوک‌های منفی :
در نتیجه با استفاده از روش EGARCH یا GARCH نمایی به برآورد شاخص نرخ تورم پرداخته شده است که در نمودار 1 نیز نتایج نوسانات نرخ تورم بر اساس مدل برآورد شده نشان داده شده است.
نمودار 1- شاخص نوسانات نرخ تورم برای دوره 93-1384 (فصلی)
منبع: یافته‌های پژوهشگر
در این مطالعه فرض می‌شود که تولید ناخالص داخلی تحت فرآیند اتورگرسیو مرتبه‌ی p ام به صورت رابطه 7 شکل می‌گیرد:
|
(7) |
که در آن تولید ناخالص داخلی به قیمت پایه سال 1383 می‌باشد و بر اساس اطلاعات موجود در زمان t، ()، شکل می‌گیرد و دارای توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس می‌باشد. قبل از برآورد بهترین مدل برای شاخص نوسانات نرخ تورم ابتدا به معرفی آمار توصیفی این متغیر می پردازیم. نتایج در جدول 4 نشان داده شده است.
جدول 4- مشخصات آماری متغیر تولید ناخالص داخلی
|
احتمال |
آماره JB |
چولگی |
کشیدگی |
انحراف معیار |
میانگین |
متغیر |
|
463/0 |
5388/1 |
2779/0- |
2162/2 |
23/48633 |
5/4091 |
GDP |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
بر اساس نتایج فوق متغیر تولید ناخالص داخلی در دوره مورد بررسی دارای مشخصات آماری به شرح جدول 4 بوده و همچنین بر اساس آماره JB این متغیر نرمال است. در ادامه به برآورد شاخص نوسانات تولید ناخالص داخلی می پردازیم. انتخاب مناسب p,q، تأثیر فراوانی بر اعتبار نتایج حاصل از الگوی قارچ دارد. در حقیقت برآورد واریانس شرطی یک متغیر شامل سه مرحله زیر می‌باشد: انتخاب بهترین الگوی ARMA برای معادله میانگین، که معمولاً با استفاده از روش باکس جنکینز[iii] انجام پذیرد.
مرحله اول : تشخیص
تشخیص و شناسایی مدل‌های ARMA به معنی تعیین مرتبه مدل می‌باشد. هدف این است که مدل به گونه ای انتخاب شود که مقدار معیار اطلاعات حداقل گردد. معیارهای مختلفی معرفی شده است که شامل معیار آکائیک (AIC)، معیار اطلاعات بیزین- شوارتز (SBIC) و معیار اطلاعات حنان – کوئین[iv] (HQIC) می‌باشند. بر اساس معیار های اطلاعات مرتبه مدل ARMA به شرح زیر می‌باشد:P=1, q=1
مرحله دوم : برآورد
نتایج برآورد فرآیند ARMA با روش OLS به شرح جدول 5 زیر می‌باشد . اعداد داخل پرانتز نشان دهنده آماره t می باشند.
جدول 5- فرآیند ARMA(1,1) برای نرخ تورم
|
|
عرض از مبدأ |
AR(1) |
MA(1) |
AIC |
SBIC |
HQIC |
R-squared |
Durbin-Watson stat |
|
ضریب |
50/1 (7987/0) |
1639/0 (9906/1) |
2066/0 (4050/2) |
5371/24 |
7060/24 |
5982/24 |
3949/0 |
7705/1 |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
با توجه به نتایج جدول فوق نتیجه برآورد فرآیند ARMA مطابق رابطه 8 می‌باشد:
|
(8) |
معادله فوق نشان دهنده این موضوع می‌باشد که فرآیند بهینه ARMA بر اساس معیارهای اطلاعات ARMA(1,1) می‌باشد.
مرحله سوم: بازبینی
این مرحله، مستلزم کنترل و بررسی مجدد مدل است. یعنی تعیین شود که مدل مورد نظر کفایت می‌کند یا نه؟ باکس و جینکینز روش بازبینی باقیمانده‌ها را مطرح می‌کنند. در اینجا بازبینی باقیمانده‌ها به معنی کنترل باقیمانده است که آیا شواهدی دال بر وابستگی خطی وجود دارد یا نه. اگر چنین چیزی وجود داشته باشد بدان معنا است که مدل کفایت نمی‌کند. بدین منظور بایستی AC و PAC را برای باقیمانده‌ها محاسبه شود. ضرایب خود همبستگی برای باقیمانده‌ها برای 16 وقفه در جدول 6 محاسبه شد و این نتیجه حاصل شد که هیچ ضریبی خارج از مرز (نقطه چین) قرار ندارد، لذا تمامی ضرایب خود همبستگی تفاوت معناداری از صفر ندارند. مقادیر احتمال‌ها نیز در ستون آخر بزرگ‌تر از 05/0 هستند که بیانگر صفر بودن ضرایب خود همبستگی است. در نتیجه مدل ARMA(1,1) کفایت می‌کند.
جدول 6- نتایج باز بینی فرآیند ARMA(1,1) برای تولید ناخالص داخلی
|
ردیف |
احتمال |
Q-State |
PAC |
AC |
|
1 |
828/0 |
0473/0 |
037/0- |
037/0- |
|
2 |
96/0 |
0812/0 |
032/0- |
031/0- |
|
3 |
707/0 |
3925/1 |
185/0 |
187/0 |
|
4 |
778/0 |
7695/1 |
09/0- |
098/0- |
|
5 |
875/0 |
8056/1 |
037/0 |
03/0 |
|
6 |
933/0 |
8487/1 |
074/0- |
032/0- |
|
7 |
753/0 |
2256/4 |
208/0- |
234/0- |
|
8 |
785/0 |
7398/4 |
153/0- |
106/0- |
|
9 |
838/0 |
9589/4 |
077/0- |
068/0- |
|
10 |
729/0 |
9659/6 |
169/0- |
201/0- |
|
11 |
705/0 |
0907/8 |
189/0- |
147/0- |
|
12 |
727/0 |
7141/8 |
089/0 |
107/0 |
|
13 |
791/0 |
7587/8 |
004/0- |
028/0- |
|
14 |
792/0 |
5813/9 |
173/0- |
117/0- |
|
15 |
843/0 |
6129/9 |
135/0- |
022/0 |
|
16 |
795/0 |
234/11 |
113/0 |
154/0 |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
نتایج آزمون پایداری جمله اخلال این مدل نیز در جدول زیر ارائه شده است. با توجه به نتایج جدول می‌توان بیان کرد که برای جمله اختلال، مقدار آماره آزمون ADF و دیکی فولر تعمیم یافته[v] از مقادیر بحرانی بزرگ‌تر بوده و فرضیه صفر مبنی بر نامانایی جمله اخلال رد می‌شود.
مرحله پایانی برای برآورد شاخص بی ثباتی نرخ تورم، تخمین معادله واریانس شرطی جمله اختلال تحت شرایط ناهمسانی واریانس است.
با توجه به وجود اثراتARCH و همچنین با استفاده از معیارهای AIC و SBIC و HQC و همچنین بر اساس مدل ARMA(1,1) و برآوردهای انجام شده فرضیه وجود واریانس ناهمسانی تایید می‌گردد، و بهترین مدلی که بتواند این واریانس ناهمسانی را نشان دهد، مدل EGARCH(1,1) می‌باشد. نتایج مدل برآورد شده برای مدل EGARCH به شرح رابطه 9 می‌باشد:
|
(9) |
نتایج آزمون نشان می‌دهد که توزیع جملات اخلال به صورت نرمال است و در نتیجه مدل EGARCH(1,1) به درستی تصریح شده است. همچنین از آنجایی که آماره t برای معنادار می‌باشد (9659/1) و بیانگر آن است که شوک‌ها وارده به نرخ تورم نامتقارن می‌باشند؛ و چون ضریب مثبت می‌باشد نشان می‌دهد که اثر شوک‌های منفی بیشتر از اثر شوک‌های مثبت است.
اثر شوک‌های مثبت : اثر شوک‌های منفی :
مطابق نمودار 2 مدل برآوردی از لحاظ جز اخلال مورد آزمون قرار گرفت و جز اخلال مدل برآوری نرمال است.
نمودار 2- آزمون نرمال بودن جز اخلال
منبع: یافته‌های پژوهشگر
معادله میانگین شرطی تولید ناخالص داخلی نیز بر اساس رابطه 10 می‌باشد:
|
(10) |
مقدار عددی آماره های اطلاعات نیز بر اساس رابطه 11 می‌باشد:
|
(11) |
در نتیجه با استفاده از روش EGARCH یا GARCH نمایی به برآورد شاخص تولید ناخالص داخلی پرداختیم که در نمودار 3 نیز نتایج نوسانات تولید ناخالص داخلی بر اساس مدل برآورد شده نشان داده شده است.
نمودار 3 - شاخص نوسانات تولید ناخالص داخلی برای دوره 93-1384 (فصلی)
منبع: یافته‌های پژوهشگر
4- تخمین الگو
آزمون ایستایی متغیرها پس از تعیین طول وقفه بهینه در الگوی خود رگرسیون برداری (VAR)، از طریق آزمون‌های هم انباشتگی حداکثر درست نمایی جوهانسن- جوسیلیوس[vi] ابتدا تعداد بردارهای همگرا را مشخص و روابط بلندمدت متغیرها را تبیین و بردار قابل قبول و منطبق با انتظارات تئوریکی انتخاب می‌شود. بر اساس نتایج جدول 7 تمامی متغیرهای تحقیق نرمال بوده است.
جدول 7- مشخصات آماری متغیرهای تحقیق
|
احتمال |
آماره JB |
چولگی |
کشیدگی |
انحراف معیار |
میانگین |
متغیر |
|
1839/0 |
3861/3 |
5493/0 |
092/2 |
2.84e+08 |
5.04e+08 |
Rdeposit (منابع) |
|
2278/0 |
9579/2 |
1260/0- |
6918/1 |
2.02e+08 |
-4.1e+08 |
Rloans (مصارف) |
|
4632/0 |
5388/1 |
2779/0- |
2162/2 |
23/48633 |
71/26294- |
(نوسانات تولید ناخالص داخلی) |
|
3898/0 |
4893/6 |
9557/0 |
4893/3 |
5983/9 |
6983/2 |
(نوسانات نرخ تورم) |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
4-1- تعیین روابط بین متغیرها (برآورد مدل خود رگرسیون برداری غیر مقید بهینه)
مدل های 5 و 6 با طول وقفه‌ی 2 ساله برآورد شدند. نتایج حاصله در جداول 8 و 9 گزارش شده است. نتایج خروجی در نرم‌افزار Eviews8 نیز بدست آمده است.
جدول 8- نتایج حاصل از برآورد مدل تحقیق (در حالت اول- منابع) به روش خود رگرسیون برداری غیر مقید
|
متغیر |
RDEPOSIT |
var(y) |
var(p) |
||
|
RDEPOSIT (-1) |
921440/0 |
000108/-0 |
-6.62E-09 |
||
|
آماره t |
[7793/4] |
[1962/0-] |
[12927/0-] |
||
|
RDEPOSIT (-2) |
105138/0 |
000223/0 |
9.25E-09 |
||
|
آماره t |
[51906/0] |
[38708/3] |
[17181/0] |
||
|
var(y) (-1) |
93057/9 |
068578/0 |
-8.19E-07 |
||
|
آماره t |
[1510/0] |
[36712/0] |
[04689/0-] |
||
|
var(y) (-2) |
035554/96 |
172758/0 |
7.47E-06 |
||
|
آماره t |
[5053/1] |
[95287/0] |
[44038/0] |
||
|
var(p) (-1) |
-/8623263 |
3172/937 |
52228/1 |
||
|
آماره t |
[-7167/1] |
[6948/0] |
[0659/12] |
||
|
var(p) (-2) |
2/779550 |
520/1270- |
74605/0- |
||
|
آماره t |
[57074/1] |
[9008/0-] |
[-6556/5] |
||
|
C |
16681654 |
-67158 |
1009/0- |
||
|
آماره t |
[75050/1] |
[-4797/2] |
[0398/0-] |
||
|
R-squared |
9986/0 |
6017/0 |
9194/0 |
||
|
Adj. R-squared |
9983/0 |
5246/0 |
9038/0 |
||
|
Sum sq. resids |
3.98E+15 |
3.21E+10 |
9584/280 |
||
|
S.E. equation |
11326425 |
75/32188 |
0105/3 |
||
|
F-statistic |
559/3764 |
8072/7 |
94094/58 |
||
|
Log likelihood |
-2719/667 |
4674/444- |
-9314/91 |
||
|
Akaike AIC |
4880/35 |
7614/23 |
2069/5 |
||
|
Schwarz SC |
7896/35 |
0631/24 |
5085/5 |
||
|
Mean dependent |
5.22E+08 |
61/22642- |
0516/3 |
||
|
S.D. dependent |
2.80E+08 |
46689 |
7066/9 |
||
|
Determinant resid covariance (dof adj.) |
9.05E+23 |
Log likelihood |
-244/1198 |
Schwarz criterion |
7572/65 |
|
Determinant resid covariance |
4.92E+23 |
Akaike information criterion |
17074/64 |
||
منبع: یافته‌های پژوهشگر
جدول 9- نتایج حاصل از برآورد مدل تحقیق (در حالت دوم- مصارف) به روش خود رگرسیون برداری غیر مقید
|
متغیر |
RLOANS |
var(y) |
var(p) |
||
|
RLOANS (-1) |
8480/0 |
000179/0- |
9.67E-08 |
||
|
آماره t |
[9706/3] |
[3508/0-] |
[9833/1] |
||
|
RLOANS (-2) |
1441/0 |
-6.97E-05 |
-9.98E-08 |
||
|
آماره t |
[6913/0] |
[1403/0-] |
[0962/0-] |
||
|
var(y) (-1) |
2240/13- |
1662/0- |
9.19E-07 |
||
|
آماره t |
[15501/0-] |
[8178/0-] |
[4714/0] |
||
|
var(y) (-2) |
8091/139- |
0339/0- |
5.59E-06 |
||
|
آماره t |
[8115/1-] |
[1847/0-] |
[3171/0] |
||
|
var(p) (-1) |
1/587178 |
515/1340 |
4682/1 |
||
|
آماره t |
[1023/1] |
[0559/1] |
[0691/12] |
||
|
var(p) (-2) |
9/390822- |
968/1673- |
6987/0- |
||
|
آماره t |
[7254/0-] |
[3036/1-] |
[-6789/5] |
||
|
C |
27608454- |
-129159 |
4963/1 |
||
|
آماره t |
[7512/1-] |
[-4375/3] |
[4155/0] |
||
|
R-squared |
9966/0 |
6690/0 |
9296/0 |
||
|
Adj. R-squared |
9960/0 |
6049/0 |
9160/0 |
||
|
Sum sq. resids |
4.70E+15 |
2.76E+10 |
1242/245 |
||
|
S.E. equation |
12312114 |
15/29344 |
8119/2 |
||
|
F-statistic |
098/1557 |
44455/10 |
31271/68 |
||
|
Log likelihood |
-4429/670 |
9515/440- |
-3380/89 |
||
|
Akaike AIC |
6548/35 |
5764/23 |
0704/5 |
||
|
Schwarz SC |
9565/35 |
8780/23 |
3721/5 |
||
|
Mean dependent |
-4.34E+08 |
61/22642- |
0516/3 |
||
|
S.D. dependent |
1.96E+08 |
46689 |
7066/9 |
||
|
Determinant resid covariance (dof adj.) |
9.05E+23 |
Log likelihood |
-244/1198 |
Schwarz criterion |
9723/64 |
|
Determinant resid covariance |
4.92E+23 |
Akaike information criterion |
17074/64 |
||
منبع: یافته‌های پژوهشگر
برای تفسیر خروجی‌های این روش آماری و اقتصادسنجی از واکنش و تجزیه واریانس استفاده می‌شود. در ادامه به مقولات مذکور پرداخته می‌شود. البته قبل از این مباحث در ابتدا لازم است از ثبات مدل برآوردی و عدم کاذب بودن آن اطمینان کسب کرد.
آزمون دایره ریشه واحد
در تحلیل مدل‌های خود رگرسیونی برداری بررسی شرایط ثبات مدل قبل از تحلیل توابع واکنش ضربه‌ای ضروری است. شرط ثبات مدل آن است که معکوس ریشه مشخصه چندجمله‌ای وقفه برآوردی[vii]، درون دایره واحد قرار گیرد. در شکل های 1 و 2 دایره ریشه واحد برای مدل منابع و مصارف برآوردی تحقیق ارائه شده است.
شکل 1- بررسی ثبات مدل خود رگرسیون برداری برای حالت منابع
منبع: یافته‌های پژوهشگر
شکل 2- بررسی ثبات مدل خود رگرسیون برداری برای حالت مصارف
منبع: یافته‌های پژوهشگر
بر اساس شکل 1 و شکل 2 ریشه‌های مشخصه مدل برآوردی درون دایره واحد قرارگرفته و به این خاطر ثبات مدل تأمین شده است. بر همین اساس انتخاب وقفه‌ی 2 ساله برای هر دو مدل قابل دفاع است و ضرایب مدل برآوردی از اطمینان بالایی برخوردار هستند.
5- توابع تجزیه واریانس و توابع عکس‌العمل آنی و تحلیل نتایج
همان طور که پیش تر نیز بیان شد؛ از آنجا که تعبیر و تفسیر ضرایب تکی در مدل‌های تخمینی VAR غالباً دشوار است، در عمل غالباً تابع عکس‌العمل (IRF) و تجزیه واریانس تخمین زده می‌شود. بر همین اساس در ادامه به برآورد و تحلیل این نمودارها پرداخته می‌شود.
5-1- تأثیر تکانه‌ی مثبت (یک انحراف معیار) در درصد نوسانات نرخ تورم بر منابع بانک ملی
بر اساس نمودار 4 با ایجاد شوکی مثبت به اندازه یک انحراف معیار در نوسانات نرخ تورم، درصد منابع بانک ملی از سال اول به بعد شروع به کاهش پیدا می‌کند. در نتیجه افزایش در نوسانات نرخ تورم باعث کاهش در منابع بانک ملی می گردد (تأیید فرضیه اول در کوتاه مدت).
نمودار 4- تابع عکس‌العمل درصد منابع بانک ملی نسبت به شوک مثبت (انحراف معیار) در نوسانات نرخ تورم
منبع: یافته‌های پژوهشگر
5-2- تأثیر تکانه‌ی مثبت (یک انحراف معیار) در درصد نوسانات تولید ناخالص داخلی بر منابع بانک ملی
بر اساس نمودار 5 با ایجاد شوکی مثبت به اندازه یک انحراف معیار در نوسانات تولید ناخالص داخلی، منابع بانک ملی از سال اول به بعد شروع به کاهش پیدا می‌کند و در سال سوم تاثیر این نوسانات مثبت بوده و دوباره روند کاهشی پیدا می کند. (تأیید فرضیه اول در کوتاه مدت)
نمودار 5- تابع عکس‌العمل درصد منابع بانک ملی نسبت به شوک مثبت (انحراف معیار) در نوسانات تولید ناخالص داخلی
منبع: یافته‌های پژوهشگر
بر اساس نتایج نمودارهای 4 و 5 فرضیه اول مبنی بر تاثیر نوسانات نرخ تورم و تولید ناخالص داخلی به منابع بانک ملی کاهنده بوده و افزایش در شوک های اقتصادی باعث کاهش منابع بانک ملی شده است.
5-3- تأثیر تکانه‌ی مثبت (یک انحراف معیار) در درصد نوسانات نرخ تورم بر مصارف بانک ملی
بر اساس نمودار 6 با ایجاد شوکی مثبت به اندازه یک انحراف معیار در نوسانات نرخ تورم، مصارف بانک ملی از سال اول به بعد شروع به افزایش پیدا می‌کند و به حالت تعادلی نیز باز نمی گردد و این روند افزایش ادامه پیدا می کند (تائید فرضیه دوم در کوتاه مدت).
نمودار 6- تابع عکس‌العمل درصد مصارف بانک ملی نسبت به به شوک مثبت (یک انحراف معیار) در نوسانات نرخ تورم
منبع: یافته‌های پژوهشگر
5-4- تأثیر تکانه‌ی مثبت (یک انحراف معیار) در درصد نوسانات تولید ناخالص داخلی بر مصارف بانک ملی
بر اساس نمودار 7 با ایجاد شوکی مثبت به اندازه یک انحراف معیار در نوسانات تولید ناخالص داخلی، مصارف بانک ملی از سال اول به بعد شروع به افزایش پیدا می‌کند (تأیید فرضیه دوم در کوتاه مدت).
بر اساس نتایج نمودارهای 6 و 7 فرضیه دوم مبنی بر تاثیر نوسانات نرخ تورم و تولید ناخالص داخلی به مصارف بانک ملی فزاینده بوده و افزایش در شوک های اقتصادی باعث افزایش مصارف بانک ملی شده است. شوک های اقتصادی با توجه به تاثیرگذاری بر متغیرهای خاص اقتصاد کلان موجب نابسامانی فعالیت های اقتصادی شده، بی ثباتی اقتصادی را ایجاد می نمایند و باعث عدم اطمینان در متغیرهای اقتصادی از جمله تولید ناخالص داخلی ، قیمت‌ها، و … می شوند که این نااطمینانی موجب برهم زدن تعادل فعالیت های موسسات پولی و مالی می شوند
نمودار 7- تابع عکس‌العمل درصد مصارف بانک ملی نسبت به به شوک مثبت (یک انحراف معیار) در نوسانات تولید ناخالص داخلی
منبع: یافته‌های پژوهشگر
6- تجزیه واریانس
جدول های 10 و 11 تفکیک خطای پیش‌بینی درصد منابع و مصارف بانک ملی را نسبت به شوک مثبت (یک انحراف معیار) در نوسانات نرخ تورم و تولید ناخالص داخلی برای 10 سال را نشان می‌دهد. به عبارتی در این جداول سهم هر یک از متغیرهای مذکور الگو در تغییرات درصد منابع و مصارف بانک ملی نشان داده شده است. همان طور که ملاحظه می‌شود نوسانات درصد مصارف و منابع بانک ملی در افق‌های زمانی مختلف زمانی عمدتاً از سوی تکانه‌های مربوط به خود این متغیر توضیح داده می‌شود؛ به طوری که در کوتاه مدت در سال اول 100 درصد واریانس خطای درصد منابع و مصارف بانک ملی توسط خود این متغیر توضیح داده می‌شود، اما در سال دوم این میزان برای منابع به 4672/97 و برای مصارف به 96 درصد کاهش می‌یابد. درحالی‌که در همین دوره متغیرهای نوسانات نرخ تورم و تولید ناخالص داخلی به ترتیب منابع و مصارف بانک ملی را (2 درصد و 01/0 درصد) و (3 و 94/0 درصد) واریانس خطای متغیر وابسته الگو را توضیح می‌دهند. به هر حال در سال 10 منابع 89 درصد و مصارف 87 درصد از تغییرات خود را توضیح می دهند. بر اساس این نوسانات نرخ تورم تاثیر قابل توجهی در مصارف و منابع بانک ملی دارد.
جدول 10- نتایج حاصل از تجزیه واریانس (در حالت اول- منابع)
|
Period |
S.E. |
RDEPOSIT |
VARY |
VARP |
|
1 |
11326425 |
000/100 |
0000/0 |
0000/0 |
|
2 |
14980177 |
467/97 |
0115/0 |
5212/2 |
|
3 |
18838000 |
0845/92 |
5942/2 |
3211/2پ5 |
|
4 |
22048179 |
5254/89 |
5881/3 |
8864/6 |
|
5 |
25170340 |
2449/88 |
5785/4 |
1765/7 |
|
6 |
28138412 |
0912/88 |
1938/5 |
7148/6 |
|
7 |
31097257 |
3658/88 |
7043/5 |
9298/5 |
|
8 |
24053957 |
7735/88 |
1010/6 |
1253/5 |
|
9 |
37019898 |
1364/89 |
4375/6 |
4260/4 |
|
10 |
38874102 |
4129/89 |
7229/6 |
8641/3 |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
جدول 11- نتایج حاصل از تجزیه واریانس (در حالت دوم- مصارف)
|
Period |
S.E. |
RLOANS |
VARY |
VARP |
|
1 |
11224680 |
000/100 |
0000/0 |
0000/0 |
|
2 |
17173081 |
9917.95 |
9412/0 |
0669/3 |
|
3 |
24332596 |
6144/97 |
6421/0 |
7434/1 |
|
4 |
30191770 |
6826/94 |
5685/3 |
7488/1 |
|
5 |
36133374 |
2070/94 |
1312/4 |
6616/1 |
|
6 |
41150236 |
2499/92 |
2083/5 |
5416/2 |
|
7 |
46648065 |
6046/91 |
2047/5 |
1905/3 |
|
8 |
52186908 |
7868/89 |
8830/5 |
3300/4 |
|
9 |
58113826 |
9283/88 |
0448/6 |
0267/5 |
|
10 |
63790689 |
6748/87 |
5469/6 |
7782/5 |
منبع: یافته‌های پژوهشگر
7- برآورد مدل VECM
جدول 12 و جدول 13 به ترتیب نتایج حاصل از آزمون اثر و آزمون حداکثر مقدار ویژه را برای تعیین تعداد بردارهای هم انباشته برای دو مدل منابع و مصارف بانک ملی را نشان می‌دهد (پیوست):
جدول 12- نتایج حاصل از آزمون اثر برای تعیین تعداد بردارهای هم انباشته
|
مدل منابع بانک ملی |
مدل مصارف بانک ملی |
||||||||
|
احتمال |
مقدار بحرانی سطح 95 % |
آماره آزمون |
آزمون اثر |
احتمال |
مقدار بحرانی سطح 95 % |
آماره آزمون |
آزمون اثر |
||
|
فرضیه مقابل |
فرضیه صفر |
فرضیه مقابل |
فرضیه صفر |
||||||
|
0011/0 |
9152/42 |
0187/57 |
0000/0 |
797/29 |
8354/53 |
||||
|
0143/0 |
8721/25 |
9148/21 |
0434/0 |
4947/15 |
9046/15 |
||||
|
7648/0 |
5179/12 |
8421/3 |
2285/0 |
8414/3 |
4500/1 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهشگر
جدول 12- نتایج حاصل از آزمون حداکثر مقدار ویژه برای تعیین تعداد بردارهای هم انباشته
|
مدل منابع بانک ملی |
مدل مصارف بانک ملی |
||||||||
|
احتمال |
مقدار بحرانی سطح 95 % |
آماره آزمون |
آزمون حداکثر مقدار ویژه |
احتمال |
مقدار بحرانی سطح 95 % |
آماره آزمون |
آزمون حداکثر مقدار ویژه |
||
|
فرضیه مقابل |
فرضیه صفر |
فرضیه مقابل |
فرضیه صفر |
||||||
|
0023/0 |
8232/25 |
1038/35 |
0001/0 |
1316/21 |
9308/37 |
||||
|
0768/0 |
387/19 |
0726/18 |
0467/0 |
2646/14 |
4546/14 |
||||
|
7648/0 |
5179/12 |
8421/3 |
2285/0 |
8414/3 |
4500/1 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهشگر
با توجه به وجود 3 متغیر در هر مدل و نتایج آزمون اثر و آزمون حداکثر مقدار ویژه، وجود حداکثر 1 رابطه هم انباشتگی در هر دو مدل پذیرفته می‌شود.
نتایج حاصل از برآورد مدل VECM
بر اساس آزمون یوهانسون – جوسیلسیوس وجود 1 بردار هم انباشته در مدل تایید می‌گردد، لذا در این قسمت به برآورد مدل VECM با 1 بردار هم انباشته برای هر دو مدل خواهیم پرداخت که نتایج به شرح جدول 13 می‌باشند.
جدول 13- نتایج حاصل از برآورد مدل VECM
|
مدل منابع بانک ملی |
|
مدل مصارف بانک ملی |
||
|
بردار 1 |
متغیرها |
بردار 1 |
متغیرها |
|
|
0000/1 |
RDEPOSIT(-1) |
0000/1 |
RLOANS (-1) |
|
|
97349/3 (9445/1) |
Var(y)(-1) |
95215/4- (3128/5-) |
Var(y)(-1) |
|
|
70E+08/1 (7617/2) |
Var(p) (-1) |
8319711/1- (9759/4-) |
Var(p) (-1) |
|
|
1.52E+08 |
C |
4.57E+08 |
C |
|
منبع: یافته‌های پژوهشگر
اعداد داخل پرانتز بیانگر آماره های t می‌باشد.
8- نتیجهگیری
بر اساس نتایج حاصل از برآورد مدل تحقیق بر اساس داده‌های فصلی طی دوره‌ی زمانی 1384 تا 1393 و همچنین نتایج توابع ضربه و پاسخ و تجزیه واریانس و بر مبنای نتایج جدول 13 برآورد مدل VECM که نشانگر روابط بلندمدت بین متغیرها است، موارد زیر اثبات می گردد:
1) حساسیت منابع بانکی نسبت به یک واحد تغییر در نوسانات نرخ تورم در بلندمدت برابر با 70E+08/1 واحد می‌باشد. به طوری که با افزایش یک واحد در نوسانات نرخ تورم، منابع بانک ملی را 70E+08/1 واحد در بلندمدت کاهش خواهد یافت.
2) حساسیت منابع بانکی نسبت به یک واحد تغییر در تولید ناخالص داخلی در بلندمدت برابر با 97349/3 واحد می‌باشد. به طوری که با افزایش یک واحد در نوسانات تولید ناخالص داخلی، منابع بانک ملی را 97349/3 واحد در بلندمدت کاهش خواهد یافت.
3) بر اساس نتایج 1 و 2 فرضیه اول در بلندمدت نیز تأیید می شود. البته لازم به ذکر است که از نظر قدر مطلق تاثیر تولید ناخالص داخلی بیشتر بوده است.
4) حساسیت مصارف بانکی نسبت به یک واحد تغییر در نوسانات نرخ تورم در بلندمدت برابر با 8319/1- واحد می‌باشد. به طوری که با افزایش یک واحد در نوسانات نرخ تورم، مصارف بانک ملی را 8319/1 واحد در بلندمدت افزایش خواهد یافت.
5) حساسیت مصارف بانکی نسبت به یک واحد تغییر در تولید ناخالص داخلی در بلندمدت برابر با 9521/4- واحد می‌باشد. به طوری که با افزایش یک واحد در نوسانات تولید ناخالص داخلی، مصارف بانک ملی را 9521/4 واحد در بلندمدت افزایش خواهد یافت.
6) بر اساس نتایج 3 و 4 فرضیه دوم در بلندمدت نیز تأیید می شود. البته لازم به ذکر است که همانند مدل اول از نظر قدر مطلق تاثیر تولید ناخالص داخلی بیشتر بوده است. همچنین نتایج بدست آمده هم از لحاظ تئوری اقتصادی و هم از لحاظ آماری معنی دار می‌باشند.
فهرست منابع
1) ابراهیمی، محسن و علی سوری(1384)، "زیان ناشی از نا اطمینانی درآمدهای نفتی بر رشد اقتصادی و ضرورت حساب ذخیره ارزی"، نامه اقتصادی مفید،ج1،ش1،54-43.
2) ابریشمی، حمید و محسنی، رضا(1381)، "نوسانات صادرات نفتی و رشد اقتصادی"، فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران، شماره 13،زمستان،32-1.
3) بیات سارا ، بهرامی جاوید ، محمدی تیمور، " هدف گذاری تورم و تولید در دو قاعده نرخ رشد حجم پول و تیلور برای اقتصاد ایران" فصلنامه نظریه های کاربرد اقتصاد ، بهار 1396 ، ش 1 ، 58-29
4) اثنی عشری،ه؛ کرباسی، ع.و محسن مظفری، م. (1389) بررسی رابطه تجارت خارجی و بهره وری عامل های تولید در بخش کشاورزی ایران؛ فصلنامه پژوهش های نوین اقتصاد کشاورزی، 2(1)؛ 113-105
5) آذربایجان،ک؛ م.و و رنجبر(1390) تاثیر متنوع سازی صادرات بر بهره وری کل عوامل تولید و رشد اقتصادی (رویکرد داده های تابلویی در گروه دی هشت)؛ فصلنامه پژوهش های رشد و توسعه اقتصادی، 1(3)، 201-165
6) بانک ملی ایران، (1374) بخشنامه‌های سری ب- شماره 24، اداره سازمان و روشها بانک ملی ایران، تهران.
7) براتی،م . (1384) « بررسی بی‌ثباتی و آسیب پذیری اقتصادی در ایران و جهان»، موسسه تحقیقاتی تدبیر اقتصاد.
8) پایتختی اسکویی،علی(1376)؛ بررسی تاثیرات نرخ ارز واقعی بر تصمیمات سرمایه گذاری بخش خصوصی در ایران(1374-1340)، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اقتصادی و سیاسی؛ دانشگاه شهید بهشتی.
9) توکلی،ا. میر محمد صادقی، ج. کمری،ا. (1387) تاثیر آزادسازی تجاری بر بهره وری نیروی کار در بخش کشاورزی ایران؛ مجله علوم صنایع کشاورزی ، ویژه اقتصاد و توسعه کشاورزی، 22(1)؛ 33-27
10) توکلیان، حسین،(1387)، "بررسی علیت بین تورم، رشد تولید، نااطمینانی رشد تولید(مورد ایران)"، پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه تهران
11) خاوری،م، .(1378) «حقوق بانکی»، موسسه علو م بانکی ایران.
12) داموردار، گجراتی،(1378) « مبنای اقتصاد سنجی»، ترجمه دکتر حمید ابریشمی، انتشارات دانشگاه تهران.
13) دورنبوش و فیشر،(1378) «اقتصاد کلان»، ترجمه محمد حسین تیز هوش تابان، انتشارات سروش.
14) صالحی،ع (1383)، «رابطه بین نااطمینانی تورم و رشد اقتصادی»، رساله فوق لیسانس واحد علوم و تحقیقات.
15) طالبی، ح (1378)، تجزیه و تحلیل تاثیر متغیرهای اسمی و واقعی بر سرمایه گذاری بخش خصوصی در ایران(75-1338)، پایان نامه کارشناسی ارشد، پژوهشکده اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس.
16) عباسی نژاد، حسین و پویا جبل عاملی،(1384)، " اثر متغیرهای کیفی بر حجم سرمایه گذاری در فضای نااطمینانی، مورد اقتصاد ایران"، تحقیقات اقتصادی،خرداد و تیر 1385؛-(73)؛37-67.
17) کازرونی، علیرضا و مهناز دولتی، (1386)، "اثر نااطمینانی نرخ واقعی ارز بر سرمایه گذاری بخش خصوصی (مطالعه موردی ایران" ، پژوهشنامه بازرگانی، زمستان 1386؛ 12(45)؛ 283-
18) کشاورزیان پیوستی، اکبر(1382)؛ نقش بازار پول در سرمایه گذاری خصوصی بخش صنعت ایران(80-1350)، مجموعه مقالات سیزدهمین کنفرانس سیاست های پولی و ارزی، تهران پژوهشکده پولی و بانکی.
19) گسکری، ریحانه و حسنعلی قنبری و علیرضا اقبالی (1385)، بی ثباتی در اقتصاد کلان و سرمایه گذاری بخش خصوصی در ایران، پژوهشنامه اقتصادی،ش 6.
20) گسکری، ریحانه، قنبری،حسن علی و علیرضا اقبالی،(1384)، "بی ثباتی در اقتصاد کلان و سرمایه گذاری بخش خصوصی در ایران"، پژوهشنامه اقتصادی، زمستان 1385؛416(پیاپی23)؛ 113-132.
21) مجتهد،ا و حسن‌‌زاده،ع.(1382) «پول و بانکداری»، پژوهشکده پولی و بانکی.
22) مهرابی بشرآبادی،ح. و جاودان، ا. (1390) تاثیر تحقیق و توسعه بر رشد و بهره وری در بخش کشاورزی ایران؛ نشریه اقتصاد و توسعه کشاورزی ، 25(2)؛ 180-172
23) مهرآرا، محسن و رامین مجاب (1388)، "ارتباط میان تورم، نااطمینانی تورم، تولید و نااطمینانی تولید در اقتصاد ایران"، فصلنامه پول و اقتصاد، شماره2،زمستان 1388،1؛3.
24) موسویان،ع،(1382) «ارزیابی سپرده‌های بانکی و پیشنهاد سپرده‌های جدید»، فصلنامه اقتصاد اسلامی.
25) والی زاده،ا و رجبی،ح،(1381) «بررسی تاثیر کاهش نرخ بهره بر سرمایه‌گذاری»، مجموعه مقالات ـ داوزدهمین کنفرانس سیاستهای پولی و ارزی.
26) هادیان، ابراهیم(1377)، عوامل موثر بر سرمایه گذاری بخش خصوصی در ایران، هشتمین کنفرانس سیاستهای پولی و ارزی، تهران : پژوهشکده پولی و بانکی.
27) هدایتی،ع و کلهر،ع (1374) «عملیات بانکی داخلی2»، موسسه عالی بانکداری.
28) Amadou, I. D. (2012) The Effects of Real Exchange Rate Volatility on America: Causes, Consequences and Policies to Assure Stability, Inter-American and Economics, 1: 62-79.
29) Abbas Kalbe, “ The effect of Rate and Variability of Inflation on output on output Growth Variability”, Pakistan Development Review(2008)
30) Jeanneney, S. G. Hua, P. (2011) How Does Real Exchange Rate Influence Labor Manufacturing Investment”, Economic Journal 101.
31) Tang, Y. (2010) Does Productivity Respond to Exchange Rate Appreciations. A Theoretical and Empirical Investigation; Bowdoin College. UK Manufacturing Sector”, Applied Economics.
32) Byrne, J. P. & E. P. Davis (2004), “investment and uncertainty in G7”, National China. CERDI, Etudes et Documents, Ec 2003,28. Developing Countries”, Journal of Development Economics, No. 48. developing countries”, World Bank Policy research working paper, 2035. Development Bank, mimeo, Disappointment Aversion”, NBER Working Paper, No.5386.
33) Christion Gollier “Transitory Shocks to GNP and the Consumption – Based Term Structure of Interest Rate” , University of Toulouse 2011
34) McLeod, D. & Mileva, E. (2011) Real Exchange Rates and Productivity.
35) Esquivel G. Lavrain B. F (2002)؛ “The Impact Of G-3 Exchange Rate Volatility On Developingcountvis.G-24 Discussion Paper , No , 16.
یادداشت‌ها
)