بررسی پدیده خنثایی پول در اقتصاد ایران

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران.

2 دانشیار داتشکده اقتصاد، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.

چکیده

فرضیه خنثایی پول در اقتصاد از تئوری مقداری پول نشات گرفته، اکثر مکاتب اقتصادی، خنثایی پول در بلند مدت را به عنوان امری مفروض تلقی نموده، ولی در عین حال اعتقاد دارند در کوتاه مدت پول می­تواند اثرات حقیقی بر جای بگذارد.اقتصاددانان کلاسیک جدید، مدل­های خود را مبتنی بر فرضیه انتظارات عقلانی پایه­گذاری کرده، اعتقاد دارند تغییرات پیش­بینی­شده حجم پول روی تولید واقعی تاثیر نداشته و تنها تغییرات پیش­بینی­نشده حجم پول، تولید را تحت تاثیر قرار می­دهد.در مطالعه حاضر با استفاده از متدولوژی کاتبرتسون و تیلور، تغییرات پول پیش­بینی­شده و پول پیش­بینی­نشده بر متغیرهای حقیقی مورد بررسی قرار گرفته، همچنین طبق روش شناسی پسران با استفاده از دو رویکرد نئوکلاسیکی و نئوکینزی، خنثایی پول در کوتاه مدت بررسی می‌شود. نتایج بیانگر آن است که پول پیش­بینی­شده در کوتاه مدت خنثی بوده ولی پول پیش‌بینی­نشده بر تولید موثر است. همچنین انتظارات عقلایی در سطح اطمینان 10 درصد تایید می­شود.
Abstract
This study tries to evaluate money neutrality in Iran's economy. Money Neutrality Hypothesis is rooted in Quantity Theory of Money. Neutrality of money is the idea that a change in the stock of money only affects nominal variables such as prices, wages and exchange rate, with no effect on real variables.
According to Rational Expectations Hypothesis and flexibility of prices (equilibrium in markets) in macroeconomic, only unanticipated changes of volume of money influence real production.
In the phase of model estimation, first the growth rate of money is anticipated using AR4 and ARIMA methods, as well as regression model with the aim of selecting the best model. Later, Two-Stage Least Squares (TSLS) regression has estimated. The period under study covers 1367 through 1394 (1988-2015). Empirical results indicate that anticipated money is neutral while unanticipated money is not (over the short run).
 

کلیدواژه‌ها


بررسی پدیده خنثایی پول در اقتصاد ایران*

 

 

مهدی حنطه

تاریخ دریافت: 08/10/1396             تاریخ پذیرش: 11/12/1396

[1]

منوچهر عسگری[2]

محمود ختایی[3]

 

چکیده

فرضیه خنثایی پول در اقتصاد از تئوری مقداری پول نشات گرفته، اکثر مکاتب اقتصادی، خنثایی پول در بلند مدت را به عنوان امری مفروض تلقی نموده، ولی در عین حال اعتقاد دارند در کوتاه مدت پول می­تواند اثرات حقیقی بر جای بگذارد.اقتصاددانان کلاسیک جدید، مدل­های خود را مبتنی بر فرضیه انتظارات عقلانی پایه­گذاری کرده، اعتقاد دارند تغییرات پیش­بینی­شده حجم پول روی تولید واقعی تاثیر نداشته و تنها تغییرات پیش­بینی­نشده حجم پول، تولید را تحت تاثیر قرار می­دهد.در مطالعه حاضر با استفاده از متدولوژی کاتبرتسون و تیلور، تغییرات پول پیش­بینی­شده و پول پیش­بینی­نشده بر متغیرهای حقیقی مورد بررسی قرار گرفته، همچنین طبق روش شناسی پسران با استفاده از دو رویکرد نئوکلاسیکی و نئوکینزی، خنثایی پول در کوتاه مدت بررسی می‌شود. نتایج بیانگر آن است که پول پیش­بینی­شده در کوتاه مدت خنثی بوده ولی پول پیش‌بینی­نشده بر تولید موثر است. همچنین انتظارات عقلایی در سطح اطمینان 10 درصد تایید می­شود.

واژه‌های کلیدی: خنثایی، پول پیش بینی شده، پول پیش بینی نشده، انتظارات عقلایی.

طبقه بندی JEL: E50، E52، E59، E31

1- مقدمه

فرضیه خنثایی پول در اقتصاد از تئوری مقداری پول نشات می‌گیرد، این تئوری بیان می‌دارد که تغییر در مقدار پول هیچگونه تاثیری بر سطح متغیرهای حقیقی ندارد و تنها تاثیرات اسمی کلان بر جای می‌گذارد.این فرضیه نقشی اساسی در پیشگوئی تئوری‌های اقتصاد پولی همچون تئوری تورم دارد. اکثر این تئوری ها خنثایی پول در بلند مدت را به عنوان امری مفروض می‌دانند، حال آنکه اعتقاد دارند در کوتاه مدت پول میتواند اثرات حقیقی برجای بگذارد.

با این حال در رابطه با ناخنثایی پول در کوتاه مدت بحث‌های فراوانی وجود دارد.از یکسو نظراتی در باب تاثیرگذاری آن صرفا در کوتاه مدت از سوی پولیون ارائه می‌گردد و از سوی دیگر نظراتی کاملا متناقض از سوی معتقدین به ادوار تجاری مبنی بر خنثایی کامل پول چه درکوتاه مدت و چه در بلند مدت مطرح می‌شود. از جمله دلایلی که منجر به بروز چنین اختلافاتی می‌گردد نحوه نگرش هر کدام از مکاتب نسبت به شکل گیری انتظارات در اقتصاد است. پولیون همگی معتقد به شکل گیری انتظارات به صورت تطبیقی در اقتصاد هستند، لذا تا هنگام کامل شدن انتظارات در اقتصاد سیاستهای پولی می‌توانند اثر گذار باشند.

از سوی دیگر نئوکلاسیکها به رغم اعتقاد به شکل‌گیری عقلایی انتظارات و کامل شدن فوری آنها باز به تاثیر‌گذاری پول بر متغیرهای حقیقی در کوتاه مدت اعتقاد دارند، با این تفاوت که از دید آنان تنها آن قسمت از سیاستهای پولی که پیش بینی نشده باشند، می‌توانند تا مدتی اثر گذار باشند. مطابق فرضیه انتظارات عقلایی و انعطاف پذیری کامل قیمتها( تعادل بازارها) در اقتصاد کلان، تغییرات پیش‌بینی شده حجم پول، نمی‌باید روی تولید واقعی تاثیری داشته باشد و تنها تغییرات پیش بینی نشده حجم پول، تولید را تحت تاثیر قرار می‌دهد.

در کنار این مکاتب، مکتب کینزین‌های جدید نیز وجود دارد، که آنان نیز به رغم اعتقاد به شکل گیری عقلایی انتظارات معتقد به تاثیر‌گذاری سیاستهای پولی و ناخنثایی آن در کوتاه مدت هستند. دلیل اصلی آنان نیز وجود چسبندگی‌های قیمتی و دستمزدی در اقتصاد، اطلاعات ناقص و نزدیک عقلایی و موارد دیگر است.(یاوری و اصغرپور، 1381)

یکی از بحث های مهم در اقتصاد پولی، نقش تقاضای پول به عنوان جذب کننده شوک می‌باشد. در واقع تراز پولی به عنوان ضربه‌گیر در مقابل شوک‌های غیر‌منتظره عرضه پول عمل می‌کند. این نظریه توسط کار و داربی[i](1981) بیان و توسط مک کینون و میلبورن[ii](1987)، تیلور و کاتبرتسون[iii](1986) دنبال شد. چنین بحث می‌شود که تغییرات مورد انتظار در عرضه پول کاملا در سطح قیمت‌ها منعکس می‌شود، به طوری که تراز حقیقی پول ثابت می‌ماند. اما تغییرات پیش‌بینی‌نشده (غیرمنتظره) عرضه پول در کوتاه مدت تقاضای حقیقی پول را تحت تاثیر قرار می‌دهد.

در مطالعه حاضر با استفاده از متدولوژی کاتبرتسون، تیلور و پسران، به بررسی خنثایی پول در اقتصاد ایران با توجه به تغییرات پول پیش بینی شده و پول پیش بینی نشده با استفاده از دو رویکرد نئوکلاسیکی و نئوکینزی و با رهیافت انتظارات عقلایی پرداخته می­شود.

از این رو در ادامه مبانی تئوریکی خنثایی پول در مکاتب اقتصادی به اختصار بررسی شده، رویکردهای مختلف در مطالعات تجربی واکاوی شده، سپس مدل تحقیق با توجه به روش شناسی مربوطه تشریح شده و در نهایت نتیجه­گیری­ها و پیشنهادات سیاستی ارائه می­شود. 

 

2-  مبانی نظری خنثایی پول و مروری بر مطالعات تجربی پول

اکثر تئوری‌های پولی، خنثایی بلندمدت پول را به عنوان امری مفروض می‌دانند، حال آنکه اعتقاد دارند در کوتاه‌مدت پول می‌تواند اثرات حقیقی برجای بگذارد. (ابریشمی، 2002). با این همه در رابطه با خنثایی[iv] کوتاه‌مدت پول بحثهای فراوانی وجود دارد. از یک سو نظریاتی درباب تأثیرگذاری آن صرفاً در کوتاه‌مدت از سوی پولیون ارائه می‌گردد و از سوی دیگر نظرات کاملاً متناقض از سوی معتقدین به ادوار تجاری حقیقی مبنی بر خنثایی کامل پول چه در کوتاه‌مدت و چه در بلندمدت مطرح می‌شود. ازجمله دلایلی که منجر به بروز چنین اختلافاتی می‌گردد، نحوه نگرش هرکدام از مکاتب نسبت به نحوه شکل‌گیری انتظارات در افراد است.

 

2-1- مبانی نظری خنثایی پول در مکاتب اقتصادی

2-1-1- مکتب کلاسیک

پول درنظریه کلاسیکی وسیلة مبادله و معیار سنجش ارزش کالاهاست. بنابر نظریات این مکتب پول در درازمدت خنثی بوده و گردش آن در اقتصاد تأثیری بر روی متغیرهای بخش حقیقی اقتصاد ندارد. براساس نظریات کلاسیک‌ها تغییرات حجم پول در بلندمدت تنها قیمتها را تحت تأثیر قرار می‌دهد، و بدین خاطر است که در چنین سیستمی تئوری مقداری پول تبدیل به تئوری تورم می‌گردد. این مسأله از آن روی می‌باشد که در نظریة مقداری پول، براساس معادله Mv=Py می باشد.

وقتی که از یک طرف سطح محصول در اشتغال کامل قرار داشته باشد و از طرف دیگر v نیز بنابر ساختار اقتصاد حداقل در کوتاه‌مدت ثابت باشد، تغییر در حجم پول یعنی M بطور مستقیم بر سطح قیمت یعنی ‍P اثرگذاشته و لذا افزایش حجم پول در اقتصاد باعث افزایش قیمتها، یعنی پیدایش تورم خواهد گشت.(گرجی، 1376)

 

2-1-2- مکتب کینزی

کینز معتقد بود که تئوری مقداری پول در تشریح روشی که سیاستهای پولی بر تقاضای کل تأثیرگذار می‌باشند، روندی افراطی داشته است. به اعتقاد وی کلاسیک‌ها از یک واقعیت چشم‌پوشیده بودند و آن تعلق داشتن پول به گروه دارایی‌ها بوده است. همین مسأله منجر به شکل‌گیری تئوری جدیدی از تقاضای پول گردید.

کینز در رابطه با تقاضای پول و گرایش به نگهداری آن سه نوع انگیزه شامل انگیزه معاملاتی، سفته‌بازی و احتیاطی معرفی کرده، که مورد آخر نقش زیادی در انتقال اثر سیاستهای پولی به بخش حقیقی دارا بوده است.

درمجموع می‌توان چنین اظهار داشت که کینزین‌ها (و نه کینزین‌های افراطی) اعتقاد به تأثیرگذاری سیاستهای پولی و ناخنثایی آن دارند. در ضمن تحلیل‌های آنها تمایزی میان کوتاه مدت و بلند مدت بودن این تأثیرگذاری ها نیز قائل نیست.

 

2-1-3- مکتب پولیون[v]

آنچه که مکتب پولی را کاملاً متمایز از سایر مکاتب به نظر می‌رساند، و منجر به تمرکز بیشتر محققان بر تئوری های آنان می‌گردد، نشأت گرفته از نحوه نگرش آنان در رابطه با دو مسأله مهم است. اولین این‌موارد به تقاضای‌پول مربوط بوده و دیگری به نحوه شکل‌گیری انتظارات افراد برمی‌گردد. بعبارت دیگر این دو مسأله منجر به حصول نتایجی کاملاً متفاوت از سایر مکاتب در رابطه با تأثیرگذاری سیاست های پولی گشته است. در مجموع پولیون به تأثیرگذاری سیاستهای پولی در کوتاه مدت، و به خنثایی آن در بلندمدت اعتقاد دارد.

 

 

2-1-4- مبانی نظری فرضیه انتظارات عقلایی

بطور کلی دو تفسیر از انتظارات عقلایی تحت عنوان نگرش های قوی و ضعیف انتظارات عقلایی وجود دارد. ایده اصلی نهفته در زیربنای نگرش ضعیف انتظارات عقلایی دلالت بر آن دارد که افراد بهترین استفاده ممکن را از آنچه که به صورت وسایل ارتباط جمعی در اختیا آنها است صورت می دهند. در نگرش قوی نیز گفته می شود که بطور متوسط انتظار افراد از هر یک از متغیرها برابر با امید ریاضی مربوط به آن متغیر می باشد.

به عبارت دیگر انتظارات عقلایی هرگز به معنای پیش‌بینی کاملا دقیق و درست از هر یک از متغیرها نیست. به طور مثال در رابطه با تشکیل انتظارات صحیح از تورم، تک تک واحدهای اقتصادی می بایست هر آنچه را که در رابطه با مدل صحیح اقتصادی حاکم در زمان خود، در اختیار دارند لحاظ نمایند و سپس پیش بینی خود را با توجه به آنچه در گذشته روی داده است و آنچه که در رابطه با سیاستهای آتی دریافته اند، به انجام رسانند.(هنری، 1380)

 

2-1-5- مکتب کلاسیک­های جدید[vi]

نکته اصلی در بحث این اقتصاددانان، که با عنوان کلاسیک های جدید معروف شدند این بود که با توجه به عقلایی[vii] عمل کردن مردم در شکل گیری انتظاراتشان، سیاستهای مالی و پولی در صورتی که از قبل پیش بینی شده باشند، خنثی هستند[viii].(میشکین، 2004)

بدین ترتیب ظهور مکتب کلاسیکهای جدید، با وجود ایده اصلی نهفته در نظریات آنها (یعنی عدم قابلیت تغییر در فعالیتهای حقیقی اقتصاد توسط سیاستهای پولی سیستماتیک)، توجه بسیاری از اقتصاددانان را به سمت فرضیه خنثایی پول سوق داد. این فرضیه که موید تأثیرگذاری صرف پول بر سطح قیمتها می‌باشد هرگز سطح تولید و اشتغال را متأثر از تغییرات حجم پول نمی داند[ix].(هامفری، 1999)

 

2-1-6- معتقدین به چرخه­های تجاری حقیقی[x]

مطابق این دیدگاه وقوع نوسانات تجاری، یعنی رونق و رکود در روند تولید واقعی اقتصادهای متکی به بازار، به هیچ وجه بیانگر وجود عدم تعادل نبوده و صرفا واکنش طبیعی و عقلایی خانوارها و بنگاها به شوکهای گوناگونی بوده است که به اقتصاد وارد می گشت و مهمترین شوک از نظر طرفداران این دیدگاه شوک‌های مربوط به تغییرات تکنولوژی بوده است.

 

2-1-7 پسا کینزین­ها[xi]

پسا کینزین ها به پول به عنوان یک پدیده درون زا می نگرند. به اعتقاد پساکینزین ها دو عامل اصلی عرضه پول را دچار تغییرمیسازد: تغییر در سطح درآمد اسمی و همچنین تغییر در نرخ تورم دستمزدی. نتیجتا پساکینزین ها سعی در اثبات آن دارند که ر شد حجم پول در پاسخ به تورم، و نه نتیجه آن است. لذا تبیین رابطه بین پول و تورم در دیدگاه پسا کینزین ها برعکس نظریه کلاسیک ها است. آنها رشد پول را پاسخی به تورم و نه علت آن می دانند. موسسات پولی خود را با شرایط رو به گسترش فعالیتهای تجاری تطبیق داده و حجم پول را به افزایش می دهند. بنابراین و براساس این دیدگاه برای مبارزه با تورم نمی بایست حجم پول را کاست، چرا که در این صورت با افزایش بیکاری و کاهش درآمد، وضعیت رکود وخیم تر خواهد شد. راه مبارزه با تورم افزایش درآمد، و نه کاهش آن است.

 

2-1-8- کینزین­های جدید

اقتصاددانان این مکتب علی رغم پذیرش شکل گیری انتظارات بصورت عقلائی، به تأثیرگذاری سیاستهای پولی و ناخنثایی پول در کوتاه مدت نیز اعتقاد داشتند. دلیل توجیه کننده ادعای آنان نیز وجود چسبندگی های قیمتی و دستمزدی در اقتصاد، اطلاعات ناقص و ... بوده است.(ختایی و دانه کار، 1371)

 

2-2- مروری بر مطالعات تجربی

در زمینه خنثایی پول مطالعات گوناگونی انجام گرفته است که نتایج بسیاری از آنها با هم متفاوت می باشد. علت اصلی تفاوت در نتایج به ساختار کشورها، نوع روش شناسی تحلیل خنثایی پول، در نظر گرفتن عامل انتظارات و ... می­باشد.

 

 

 

 

2-2-1- مطالعات انجام شده در خارج از کشور

بارو[xii] (1976) اولین بار بارو آزمونی را بر اساس آمار آمریکا و برای سالهای 73-1946 به انجام رساند و در این راستا از دو رابطه اساسی بهره گرفت و دریافت که تنها رشد پولی غیر قابل انتظار اثر مثبت و معنی داری بر محصول دارد.

اتفیلد، داک و دمری[xiii] (1983) در سال 1981 اتفیلد مدل بارو را ابتدا برای انگلستان و سپس در سال 1983 با همکاری داک و دمری برای تعدادی از کشورهای در حال توسعه آزمون نمود و نتایجی مشابه با بارو بدست آورد. نتایج حاصله نیز نشان از آن داشت که رشد پولی غیر منتظره معنی دار بوده و به صورت مستقیم و مثبت بر محصول اثر گذار است.

میشکین (1982) به عنوان یکی از پیروان مکتب کینزی الگویی را ایجاد نمود که دقیقا نتایجی مخالف با نتایج بارو را به دست داد. وی در سال 1982  به همراه  گوردون، مک گی و استاسیاک که همگی از مخالفین فرضیه خنثایی پول بودند به آزمون نظریه بارو در رابطه با اقتصاد آمریکا پرداختند و به نتایجی مغایر با نتایج بارو دست یافتند.

پسران (1982) به عنوان یکی دیگر از معتقدین به مکتب کینزی به آزمون مجدد الگوی بارو با لحاظ فرضی متفاوت با آنچه که بارو در نظر گرفته بود پرداخت. وی با اعتقاد به وجود اطلاعات ناقص، الگوی کینزی خود را بنا نهاده و در برابر الگوی بارو به تایید رساند.

کار و داربی (1981) در مقاله خود با عنوان نقش شوک‌های عرضه پول بر تقاضای پول در کوتاه مدت به آزمون تجربی فرضیه پول به عنوان جذب کننده شوک پرداختند. آنها فرضیه پول به عنوان جذب کننده شوک را با برآورد پیش‌بینی‌های پولی ( با استفاده از فرآیندهایARIMA) که بوسیله تعدیل جزئی معادلات تقاضای پول جانشین می‌شوند، آزمون می‌کنند. کار و داربی به این نتیجه رسیدند که نسبتی از تغییرات پیش‌بینی‌نشده در عرضه پول در کوتاه مدت به عنوان تقاضای پول مطلوب نگهداری می‌شود، در حالیکه تغییرات پیش‌بینی‌شده در عرضه پول به طور کامل در سطح قیمت‌ها منعکس می‌شود، بنابراین این تغییرات پیش بینی شده خنثی خواهد بود.

مک کینون و میلبورن(1985) در مطالعه خود با دوباره پارامتریزه کردن مدل نتایجی عکس نتایج کار و داربی را بدست آوردند.

کاتبرتسون و تیلور (1986 و 1998) به آزمون فرضیه پول به عنوان جذب کننده شوک پرداختند.

 

 

 آنها با ایجاد تغییراتی در مدل کار و داربی به این نتیجه می‌رسند که در ایالات متحده امریکا و انگلستان فرضیه عقلایی بودن انتظارات همراه با خنثی بودن پول و همچنین فرضیه عقلایی بودن انتظارات، بدون خنثی بودن پول حتی در سطح اهمیت یک درصد رد می‌شود. در روش دوگام(TSLS) هنگام آزمون فرضیه پول به عنوان جذب‌کننده شوک به طور ضمنی محدودیت‌های بین معادله‌ای مبنی بر عقلایی بودن انتظارات اعمال گشته، نتایج نشان می دهد که فرضیه ضربه گیر بودن پول(یا خنثی بودن آن) رد نمی شود.

فیشر و سیتر[xiv](1993) نتیجه گیری خنثایی و ابر خنثایی در یک اقتصاد را به مرتبه جمعی متغیرهای پولی و واقعی نسبت دادند. به این معنا که وقتی متغیر پولی انباشته از درجه صفر(ایستا) است، تغییر دائمی در عرضه پول رخ نداده است و نمی توان قضیه خنثی بودن و ابر خنثی بودن را آزمون نمود. برای آزمون خنثی بودن، پول باید انباشته از درجه یک و برای ابر خنثی بودن باید حداقل انباشته از درجه دو باشد.  

تاوادروز[xv](2007) به آزمون فرضیه خنثایی پول در کشورهای خاورمیانه پرداخت. برای کشورهای مراکش، اردن و مصر از روش انباشتگی و هم انباشتگی فصلی به منظور آزمون خنثایی پول استفاده نمود. نتایج بیانگر هم انباشته بودن پول و سطح قیمت بوده، اما هیچ انباشتگی با تولید ندارند. یعنی در بلند مدت پول خنثی می باشد.  

چوکو[xvi](2011) به بررسی خنثایی بلندمدت پول با استفاده از رویکرد مدل خود رگرسیون برداری ساختاری برای اقتصاد نیجریه پرداخت. نتایج نشان داد که پول در بلند مدت خنثی بوده اما در کوتاه مدت آثار حقیقی ضعیفی بر تولید دارد. 

رحمان و قیوم[xvii](2013) با استفاده از داده های کشور بنگلادش با به کارگیری مدل خود رگرسیون برداری ساختاری، به آزمون خنثایی پول پرداختند. نتایج نشان داد که با توجه به تعریف محدود پول(1M)، پول در اقتصاد خنثی نیست ولی با تعریف گسترش یافته پول(2M)، پول در اقتصاد بنگلادش خنثی است.

سام و همکاران[xviii](2015) در مطالعه خود خنثی بودن پول را در مالزی با استفاده از داده های فصلی و براساس مدل بارو و رویکرد تصحیح خطای برداری(VECM) آزمون کرده، نتایج نشان می دهد که شواهد کمی برای خنثی بودن پول وجود دارد.

دو و هودولا[xix](2016) در مطالعه خود به آزمون ابر خنثایی بلند مدت پول در اروپای گسترش یافته(29 کشور) با استفاده از روش خود رگرسیون برداری ساختاری(SVAR) پرداخته، با استفاده از رهیافت نئوکلاسیکی و با رویکرد فیشر-سیتر برای کشورهای نمونه نشان دادند که ابر خنثایی بلند مدت پول تایید می شود.

ساهین و دوگان[xx](2017) در مطالعه خود تحت عنوان تحلیل هایی از خنثایی پول برای اقتصاد آمریکا با استفاده از متدولوژی EGARCH و ADCC[xxi] برای دوره کوتاه مدت و متدولوژی[xxii] DCCA برای دوره بلند مدت رابطه ی عرضه پول و تولید را بررسی کرده، نتایج نشان می دهد که پول در کوتاه مدت خنثی نیست. همچنین رابطه بلند مدت بین رشد تولید و رشد عرضه پول وجود دارد.

 

2-2-2- مطالعات انجام شده در داخل از کشور

جلالی نایینی و شیوا (1372) به آزمون نظریه بارو پرداخته، به این نتیجه رسیدند که افزایش حجم پول و نقدینگی هیچ کمکی به رشد تولید نمی کند و باعث فشارهای تورمی نیز می گردد. در عین حال مطالعات آنها نیز حاکی از عدم شکل گیری انتظارات به صورت عقلایی بود که به اعتقاد آنها دلیل آن تامین نبودن اطلاعات دولتی برای عاملین اقتصادی و شفاف نبودن اطلاعات بوده است.

ختایی و قدیمی نیا (1375) با بهره گیری از مدلی انعطاف پذیر تر نسبت به بارو در رابطه با هر دو فرض عقلاییت انتظارات و خنثایی پول، مدل وی را در رابطه با ایران و سایر کشورهای صادرکننده نفت و آسیای جنوب شرقی انجام دادند و نشان دادند که در ایران پول خنثی نبوده و انتظارات نیز به صورت عقلایی شکل نمی گیرند.

ابریشمی (2002)  به اثبات ابرخنثایی[xxiii] پول با استفاده از داده های فصلی 28 سال به صورت  (4)1374-  (1)1350 در خصوص اقتصاد ایران پرداخته، تحلیل های خود را ابتدا از رابطه مقداری پول آغاز کرده بطور تئوریکی خنثایی پولی را به اثبات می رساند.

یاوری و اصغپور(1381) نیز در رابطه با خنثایی پول در اقتصاد، تحلیل هایی در چارچوب تعادل عمومی صورت داده، با دیدگاه نئوکینزی با مساله برخورد نمودند و نهایتا به این نتیجه رسیدند که بدلیل وجود وقفه میان سطح داده و ستانده، پول حداقل در کوتاه مدت در اقتصاد اثرگذار است.

شفیعی و عباسی نژاد ( 1382) به بررسی مساله خنثایی پول در اقتصاد ایران پرداختند آنها با استفاده از داده های مربوط به دوره زمانی 1381-1339 با استفاده از تکنیک هایی همچون روش رگرسیون دو مرحله ای، الگوهای سری زمانی خود رگرسیو با وقفه های توزیعی مطالعه خود را انجام داده اند. نتایج مدل آنها حاکی از این است که هر دو متغیر پول درونی و پول بیرونی برخوردار از دو اثر بسیار ناچیز غیر صفر اما قرینه بر سطح تولید در اقتصاد هستند. آنها فرضیه خنثایی پول را در ایران تائید می کنند.

جعفری صمیمی و عرفانی (1383) در مطالعه خود با استفاده از روش فیشر-سیتر خنثی بودن و ابر خنثی بودن پول را مورد بررسی قرار داده، نتایج نشان می دهد که پول در اقتصاد ایران خنثی است اما ابر خنثی بودن پول برای اقتصاد ایران در دوره تحت بررسی(81-1338) را نمی توان پذیرفت. 

تشکینی و شفیعی (1384) در مطالعه خود خنثایی یا ناخنثایی سیاست های پولی و مالی(پیش بینی شده و پیش بینی نشده) و همچنین آزمون فرضیه انتظارات عقلایی را با استفاده از روش رگرسیون های به ظاهر نامرتبط(SUR) مورد بررسی قرار داده، نتایج نشان می دهد سیاست های پولی پیش بینی شده و نشده خنثی ولی سیاست های مالی پیش بینی شده دارای اثرات مثبت بر سطح تولید حقیقی می باشد. همچنین با توجه به معنا دار بودن سیاست های پولی پیش بینی شده و بی معنا بودن سیاست های پولی پیش بینی نشده، فرضیه انتظارات عقلایی را نمی توان برای اقتصاد ایران تایید نمود.  

حیدری(1387) در مطالعه خود فرضیه اساسی انتظارات عقلایی مبنی بر خنثی بودن سیاست پولی یا عدم تاثیر این سیاست را بر متغیرهای حقیقی تولید و اشتغال در اقتصاد ایران مورد آزمون قرار داده، نتایج بیانگر خنثی بودن سیاست پولی پیش بینی شده می باشد.

جعفری صمیمی و قنبرزاده نیار(1388) در مطالعه خود با استفاده از روش میشکین و با در نظر گرفتن شکست ساختاری و طول وقفه، نشان دادند که پول پیش بینی نشده روی تغییر تولید واقعی بدون نفت در بعضی از وقفه ها تاثیر و در بعضی از وقفه های دیگر بدون اثر بوده است. 

شاهمرادی و ناصری(1389) در مطالعه خود از متدولوژی کینگ و واتسون برای بررسی خنثی بودن و ابر خنثی بودن پول استفاده کرده، نتایج بیانگر تایید فرضیه خنثی بودن پول در ایران است.

جبل عاملی و گودرزی(1392) طبق رویکرد گینگ و واتسون بر بررسی خنثایی پول در بلند مدت پرداخته، با استفاده از رویکرد مدل خود رگرسیون برداری ساختاری نشان دادند که خنثایی پول در ایران ارتباطی با تعریف پول ندارد. یعنی تغییرات در حجم پول و نقدینگی اثری بر تولید ندارد.

کمیجانی و همکاران(1392) در مطالعه خود با استفاده از داده های اقتصاد ایران برای دوره 88 – 1352 و با رویکرد روش فیشر-سیتر(FS)، ابر خنثایی و خنثایی بلند مدت پول را مورد آزمون قرار داده، نتایج نشان می دهد که خنثایی در ایران به تعریف پول بستگی نداشته، یعنی حجم پول و نقدینگی هر دو خنثی می باشند. همچنین ابر خنثایی حجم پول و نقدینگی در بلند مدت منتفی خواهد بود.

خداپرست شیرازی(1393) در مطالعه خود با استفاده از روش خود توزیع برداری عامل تعمیم یافته (FVAR) نشان می دهد که اثر سیاست پولی بر تولید در کوتاه مدت چندان روشن نیست اما خنثایی پول در بلند مدت را می توان پذیرفت. 

پیش بهار و بیرامی(1394) در مطالعه خود برای آزمون خنثایی و ابر خنثایی بلند مدت پول از رهیافت فیشر-سیتر استفاده کردند. نتایج نشان می دهد که کلیت پول 2M نسبت به متغیرهای تولید کل و تولید کشاورزی به قیمت ثابت خنثی می باشد و ابر خنثایی 2M فقط برای تولید کل به قیمت ثابت تایید می گردد.

خداویسی و عزتی(1395) در مطالعه خود به بررسی آزمون خنثایی پول و عدم تقارن تکانه های پولی در ایران با استفاده از داده های فصلی با رویکرد رهیافت آزمون کرانه ها، روش فیلتر هدریک-پرسکات و مدل خود رگرسیون با وقفه های توزیعی پرداخته، نتایج نشان می دهد که پول در بلند مدت در اقتصاد ایران خنثی است ولی در کوتاه مدت رشد نقدینگی، تولید را تحت تاثیر قرار می دهد.

 

3- روش شناسی پژوهش

در این مرحله در ابتدا با بهره گیری از روش پیشنهادی کاتبرتسون، تیلور و پسران مدل مربوطه آزمون می شود. در گام بعد قبل از برآورد مدل سری­های زمانی داده های موجود در مدل را از نظر پایایی و احتمال وجود ریشه واحد در آنها مورد بررسی قرار می گیرد. سپس حجم پول با استفاده از روشهای مختلفی همچون AR4 ، ARIMA و مدل رگرسیون پیش بینی شده، بهترین مدل انتخاب خواهد شد. بعد از آن در مرحله دوم الگوی رگرسیون دو مرحله ای (TSLS)  الگوی مورد نظر برآورد می گردد و آزمون های تشخیصی مربوط به هر یک از این مدل ها انجام خواهد شد.  در ادامه به تفسیر نتایج الگو در مورد اقتصاد ایران می پردازیم.

 

3-1- بررسی مانایی داده­های فصلی

داده های مورد استفاده در تحقیق حاضر عبارتند از حجم پول، نقدینگی، مخارج دولتی، شاخص قیمت مصرف کننده، تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 1376 و تولید ناخالص داخلی بدون نفت به قیمت ثابت سال 1376  و مخارج دولتی می باشند که تمامی داده ها از بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران تهیه شده و به صورت فصلی برای سال های 1367:1-1394:4 مورد استفاده قرار می گیرند.

برای بررسی مانایی داده ها از آزمون دیکی – فولر پیشرفته و فیلیپس- پرون استفاده می­شود. نتایج آزمون ریشه واحد دیکی- فولر بیانگر آن است که کلیه متغیرها بجز متغیر تورم(نرخ بهره) (INF) در سطح، دارای ریشه واحد و ناایستا می باشند. در نتیجه این آزمون در مورد تفاضل مرتبه اول متغیرها بکار گرفته شده و نتایج بیانگر این است که لگاریتم متغیرهای حجم پول تعدیل شده (MSA)، لگاریتم تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 76 (GDPSA76)، لگاریتم شاخص قیمت مصرف کننده (PSA) در سطح 95% ایستا می باشند. نتایج آزمون ریشه واحد دیکی- فولر در جدول(1) و آزمون فیلیپس- پرون در جدول(2) ارائه شده است.

 

جدول 1- آزمون ریشه واحد دیکی- فولر

نام متغیر

آماره آزمون سطح متغیر

آماره آزمون تفاضل مرتبه اول متغیر

بدون روند

بدون روند

M2SA

42/0-

67/2-

GDPSA

75/1-

43/3-

PSA

64/0-

599/2-

INF

35/4-

-

منبع: یافته های پژوهشگر

مقدار بحرانی آزمون(در سطح 5%): الف) بدون روند 911/2-     

مقدار بحرانی آزمون(در سطح 10%): الف) بدون روند 593/2-

 

جدول 2- آزمون ریشه واحد فیلیپس- پرون

نام متغیر

آماره آزمون سطح متغیر

آماره آزمون تفاضل مرتبه اول متغیر

بدون روند

بدون روند

LN-M2SA

66/0

92/7-

LNGDPSA

31/1-

76/10-

LNPSA

03/1-

73/3-

INF

54/7-

54/7-

منبع: یافته های پژوهشگر

مقدار بحرانی آزمون(در سطح 5%): الف) بدون روند 97/2-       

مقدار بحرانی آزمون(در سطح 10%): الف) بدون روند 591/2-

 

3-2- الگوی تقاضای پول به عنوان ضربه گیر

یکی از بحثهای ‌مهم در اقتصادپولی، نقش پول به عنوان جذب‌کنندة‌ شوک می‌باشد. درواقع تراز پولی به عنوان ضربه‌گیری در مقابل شوک‌های غیرمنتظره عرضه پول عمل می‌کند. چنین بحث می‌شود که تغییرات مورد انتظار در عرضة پول کاملاً در سطح قیمتها منعکس می‌شود، بطوری که تراز حقیقی پول ثابت می‌ماند. اما تغییرات غیرمنتظره عرضه پول در کوتاه‌مدت تقاضای حقیقی پول را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این فرضیه را می‌توان به وسیلة دو معادله زیر مشخص کرد:

(1)                                     

 

 (2)                                                            

 

که در آن mt لگاریتم موجودی اسمی پول در زمان t و pt لگاریم سطح قیمت و xt برداری از متغیرهای تعیین‌کنندة تقاضای پول (مانند درآمد، نرخهای بهره و وقفه‌های تراز حقیقی پول) می‌باشند.  عرضة پول مورد انتظار بوده که توسط معادلة ‌(2) مشخص می‌شود. Zt-1 بردار متغیرهایی است که تأثیر سیستماتیکی  روی عرضة پول دارند. فرضیة پول به عنوان عامل جذب‌کنندة شوک دلالت بر آن دارد که پول پیش‌بینی شده کاملاً در سطح قیمتهای جاری منعکس (0=δ) و نسبتی (0<a<1) از پول پیش‌بینی نشده به عنوان تقاضای مطلوب پول نگهداری می‌شود. معادلة تقاضا برای پول را می‌توان به عنوان معادله معکوس‌شده قیمت بصورت زیر نوشت:

(3)                                        

 

در معادلة فوق، منطق فرضیه پول به عنوان جذب‌کننده شوک آشکارتر می‌گردد. اگر 0=δ باشد پول پیش‌بینی شده اثر متناسب روی قیمت دارد. بطوری که شوکهای پولی پیش‌بینی نشده، مانده حقیقی پول را در کوتاه‌مدت افزایش می‌دهد. کاتبرِتسون(1988) و تیلور(1986)، معادلة (1) یا بطور معادل (3) را برای ایالات متحده آمریکا و انگلستان با استفاده از روش دوگام تخمین می‌زنند.

       معادلة (2) به شکل‌های مختلف (مانند (4) AR، ARIMA و مدل رگرسیون) تصریح شده و پیش‌بینی‌های  و شوک‌های غیرمنتظره پولی  محاسبه می‌شوند. سپس این مقادیر بجای  و در معادلة‌(1) جایگزین و معادله حاصل به روش OLS برآورد می‌گردد.

کاتبرتسون و تیلور فرضیة پول به عنوان جذب‌کننده شوک یعنی 0=δ و a>0 را با استفاده از روش مذکور می‌پذیرند. در روش دوگام تنها می‌توان فرضیة خنثی‌بودن پول یعنی 0=δ را آزمون کرد اما تخمین مشترک معادلات (1) و (2) به روش NLS یا ML این امکان را فراهم می‌آورد که دو فرضیه خنثی‌بودن پول و عقلایی بودن انتظارات را بطور مجزا یا مشترک آزمون نمود. برای این منظور تخمین دستگاه زیر مورد توجه قرار می‌گیرد:

(4)                            

 

(5)                                                                          

 

خنثی بودن پول همانند قبل مستلزم آن است که 0=δ باشد. بعلاوه عقلایی بودن انتظارات توسط فرضیة  آزمون می‌شود. می‌توان دستگاه فوق را برآورد و دو فرضیه مذکور را بطور مشترک یا جداگانه آزمون کرد.برای این منظور عموماً از آزمون والد (W) استفاده می‌شود. در روش دوگام هنگام آزمون فرضیة پول به عنوان جذب کننده شوک بطور ضمنی محدودیتهای بین معادله‌ای مبنی بر عقلایی بودن انتظارات ( ) اعمال می‌گردد، زیرا  جایگزین  می‌شود.

 

3-3- برآورد الگوی تقاضا برای پول به عنوان ضربه گیربرای اقتصاد ایران

3-3-1- برآورد الگو به روش دو مرحله ای(TS)

در مرحله اول پیش بینی حجم پول با استفاده از فرایند خود توضیح (AR) و فرایند خود توضیح جمعی میانگین متحرک(ARIMA)  و یک مدل رگرسیون انجام گرفت از میان الگوهای فوق الگوی AR(4)  بهترین نتایج را در مورد پیش بینی نقدینگی نشان داد. سپس آزمون های تشخیصی برای اطمینان از الگوی انتخابی برای پیش بینی پول توسط دو آزمون دوربین- واتسن رگرسیون همجمعی[xxiv] و مقایسه ی مقادیر برازش شده و واقعی استفاده شد.

برای بررسی وجود یا عدم وجود رابطه بلند مدت بین متغیر های برازش شده از آزمون دوربین- واتسن رگرسیون همجمعی استفاده شده است. مقایسه این آماره با مقدار دوربین- واتسن در جدول(3) ارائه شده است:

 

جدول 3-آماره دوربین- واتسن و کمیت بحرانی

مقدار دوربین واتسن حاصل از رگرسیون

کمیت بحرانی در سطح 10%

کمیت در سطح 5%

نتیجه

05/2

323/0

386/0

رد فرض صفر

منبع: یافته های پژوهشگر

 

با مقایسه آماره دوربین واتسن و کمیت بحرانی مانائی جمله پس ماند تائید می شود.

پس از پیش بینی حجم پول و انجام آزمون های تشخیصی لازم، بر اساس معادلات (1) و (2)  مدل تقاضای پول به عنوان ضربه گیر برآورد می گردد. نتایج حاصل از تخمین مدل به شرح جدول(4) می باشند:

 

جدول 4- نتایج حاصل از برآورد معادله تقاضای پول به عنوان ضربه گیر

متغیر

ضریب

آماره t

سطح احتمال معنی داری

جزء ثابت

24/0-

17/0-

86/0

رشد پیش بینی شده حجم پول

001/0

03/0

96/0

رشد پیش بینی نشده حجم پول

06/0

93/1

05/0

تقاضای موثر پول با یک دوره وقفه

95/0

35/16

000/0

ضریب تعیین

 

86/0

 

ضریب تعیین تعدیل شده

 

86/0

 

آماره F

 

90

 

آماره دوربین واتسون

 

13/2

 

منبع: یافته های پژوهشگر

 

در رابطه با این الگو، آزمون های تشخیصی لازم انجام شده است:

  • آماره دوربین واتسن و CRDW

مقایسه این آماره با مقدار دوربین واتسن به شرح جدول(5) می باشد.

جدو ل 5- آماره دوربین واتسن و کمیت بحرانی CRDW

مقدار دوربین واتسن حاصل از رگرسیون

کمیت بحرانی در سطح 5 درصد

کمیت بحرانی در سطح 10 درد

نتیجه

13/2

386/0

323/0

رد فرض صفر

منبع: یافته های پژوهشگر

 

با مقایسه مقدار دوربین واتسن و کمیت بحرانی مانائی جمله پس ماند تائید می شود.

 

  • ·        آزمون نرمال بودن( Normality)

این آزمون هیستوگرام جملات پسماند و آماره Jarque-Bera برای نرمال بودن به اضافه یک سری آمارهای توصیفی ساده جملات پسماند را ارائه می دهد.

 

جدول 6- آزمون نرمالیتی

فرض صفر

عدم وجود خود همبستگی

آماره Jarque-Bera

63/1

احتمال پذیرش

44/0

منبع: یافته های پژوهشگر

 

چنانکه مشخص است توزیع جملات پسماند نرمال می باشد.

 

  • ·       آزمون خودهمبستگی LM

این آزمون در واقع همان آزمون بریوش_گادفری است که برای تعیین بود یا نبود مشکل خود همبستگی جملات پسماند به کار می رود.

 

جدول 7- نتایج آزمون LM

فرض صفر

عدم وجود خود همبستگی

آماره F

12/2

احتمال پذیرش

13/0

آماره کای دو

44/4

احتمال پذیرش

11/0

 منبع: یافته های پژوهشگر

همانگونه که آماره ها نشان می دهند مشکل خود همبستگی میان جملات پسماند وجود ندارد.

  • ·       آزمون رمزی (Ramsey)

این آزمون برای خطای تبیین الگوی رگرسیون به کار می رود.

 

جدول 8- نتایج آزمون رمزی

فرض صفر

عدم وجود خطای تبیین مدل

آمارهF

24/0

احتمال پذیرش

78/0

آماره کای دو

54/0

احتمال پذیرش

75/0

  منبع: یافته های پژوهشگر

فرضیه صفر تائید می شود.

 

نتایج برآوردها نشان می دهد که ضریب رشد پول پیش‌بینی شده (001/0) بی معنی می باشد و این به آن معنی است که در اقتصاد ایران رشد پول پیش‌بینی در طول سالهای مورد بررسی نه تنها تاثیری بر تقاضای موثر پول نداشته است بلکه پول پیش‌بینی شده اثر متناسب بر روی قیمت داشته است. اما نسبتی از رشد پول پیش‌بینی نشده به عنوان تقاضای موثر پول نگهداری شده است و یا به عبارت دیگر شوکهای پولی پیش‌بینی نشده، مانده حقیقی پول را افزایش داده اند. به این ترتیب پول پیش بینی شده اثر چندانی بر تقاضای موثر پول نداشته و به بیان دیگر خنثی است.

رشد تولید ناخالص داخلی به قیمت حقیقی بدون نفت به قیمت های ثابت سال 1376 نیز اگر چه مطابق انتظار دارای اثر مثبت می باشد اما تاثیر معناداری بر تقاضای موثر پول نداشته و مانده حقیقی پول را افزایش نداده است که البته این نتیجه با نتیجه حاصل از کارهای کاتبرتسون و تیلور نیز همخوانی دارد. 

 

3-3-2- برآورد مدل به طور همزمان

چنانکه پیشتر نیز بیان شد در روش دوگام تنها می‌توان فرضیة خنثی‌بودن پول یعنی 0=δ را آزمون کرد اما تخمین مشترک معادلات (1) و (2) به روش NLS[xxv] یا ML[xxvi] این امکان را فراهم می‌آورد که دو فرضیه خنثی‌بودن پول و عقلایی بودن انتظارات را بطور مجزا یا مشترک آزمون نمود. برای این منظور مدل را به صورت زیر می نویسیم:

(6)                                                

(7)                                    

  

 خنثی بودن پول همانند قبل مستلزم آن است که 0=δ باشد. بعلاوه عقلایی بودن انتظارات توسط فرضیة  آزمون می‌شود. از سوی دیگر دستگاه فوق امکان آزمون هر دو فرضیه را نیز به طور همزمان به ما می دهد.همانگونه که ضریب مربوط نشان میدهد پول خنثی می باشد. جدول(9) بررسی آزمون فرضیه انتظارات عقلایی را در قالب آزمون والد نشان می دهد.

 

جدول 9- نتایج آزمون والد

فرض صفر

انتظارات به صورت عقلایی شکل می گیرد

آماره کای دو

91/2

احتمال پذیرش

08/0

  منبع: یافته های پژوهشگر

 

همانگونه که مشخص است در سطح اطمینان ده درصد انتظارات به صورت عقلایی شکل می گیرد  اما در فاصله اطمینان 5 درصد این فرضیه رد می شود . شکل گیری انتظارات به صورت عقلایی نشان می دهد که عوامل اقتصادی انتظارات خود را با توجه به تمامی اطلاعات موجود که در دسترس دارند، شکل می دهند.

 

3-4- الگوی پسران و برآورد آن برای اقتصاد ایران

پسران الگوی خود را به صورت یک الگوی دو مرحله ای (TS) مورد استفاده قرار داد که این الگو به صورت زیر بود:

(8)            

 

در این معادله  حجم پول پیش بینی شده،  حجم پول،  تولید ناخالص داخلی و  مخارج دولتی می باشد. اما در معادله دوم نرخ رشد پولی پیش بینی شده و پیش بینی نشده در حالت نئوکلاسیکی و در حالت کینزی مخارج دولتی به  معادله دوم اضافه می شود. همانگونه که الگو نشان میدهد در مرحله اول حجم پول با استفاده از معادله اول پیش بینی می شود و آنگاه با استفاده  از معادله دوم خنثایی پول بررسی می شود.

 

3-4-1- آزمون الگوی نیوکلاسیک ها در رابطه با خنثایی پول

در این الگو که به صورت دو مرحله ای می باشد، از لگاریتم پول پیش بینی شده در قسمت قبل محاسبه شد استفاده می شودبرای این منظور از الگوی زیر استفاده می‌شود.

(9)                        

 

در این الگو منظور از GDPSA76 تولید ناخالص داخلی حقیقی بدون نفت، LU رشد پیش بینی نشده حجم پول و LHAT نیز مقادیر برازش شده آن است که به عنوان رشد پیش بینی شده حجم پول در نظر گرفته شده است. نتایج حاصل از برآورد این الگو در قالب جدول(10) خلاصه شده است. همان گونه که این جدول نشان می دهد در اقتصاد ایران طی سال های مورد بررسی رشد پیش بینی شده حجم پول هیچگونه تاثیری بر تولید ناخالص ملی حقیقی(به قیمت های سال 1376) نداشته است و رشد پیش بینی نشده حجم پول نیز اثر چندانی نداشته است.

 

جدول 10- نتایج حاصل از برآورد رابطه تولید بر طبق الگوی نیوکلاسیک ها

متغیر

ضریب

آماره t

سطح احتمال معنی داری

جزء ثابت

37/1

18/2

033/0

رشد پیش بینی شده نقدینگی

81/12-

23/1-

22/0

رشد پیش بینی شده نقدینگی با یک دوره تاخیر

08/8-

66/1-

11/0

رشد پیش بینی شده نقدینگی با دو دوره تاخیر

47/2-

07/1-

28/0

رشد پیش بینی نشده نقدینگی

0005/0-

47/1-

14/0

رشد پیش بینی نشده نقدینگی با یک دوره تاخیر

0003/0-

67/0-

50/0

ضریب تعیین

7/0

 

 

ضریب تعیین تعدیل شده

69/0

 

 

آماره F

12/10

 

 

آماره دوربین واتسون

53/2

 

 

  منبع: یافته های پژوهشگر

همانگونه که مشخص است رشد پولی پیش بینی شده و پیش بینی نشده تاثیر چندانی بر تولید ناخالص حقیقی به قیمت ثابت سال 1376 ندارند.

نتیجه بررسی وجود یا عدم وجود رابطه بلند مدت بین متغیر های برازش شده توسط آزمون دوربین- واتسن رگرسیون همجمعی در جدول(11) استفاده شده است.

 

جدول 11- آماره دوربین- واتسن و کمیت بحرانی CRDW

مقدار دوربین واتسن حاصل از رگرسیون

کمیت بحرانی در سطح 5 درصد

کمیت بحرانی در سطح 10 درد

نتیجه

53/2

386/0

323/0

رد فرض صفر

  منبع: یافته های پژوهشگر

 

با مقایسه آماره دوربین واتسن و کمیت بحرانی مانائی جمله پس ماند تائید می شود.

به منظور حصول اطمینان از خنثی بودن سیاست های پولی پیش بینی شده و پیش بینی نشده در بلندمدت، قیودی به مدل طبق آزمون والد اعمال شده که نتایج حاصل از آن در جدول(12) خلاصه شده است.

 

جدول 12- آزمون والد

فرض صفر

1. مجموع ضرایب سیاست های پولی پیش بینی نشده مساوی صفر است.

2. تک تک ضرایب سیاست های پولی پیش بینی شده به طور همزمان صفر هستند.

آماره F

95/0

احتمال پذیرش

46/0

آماره کای دو

78/4

احتمال پذیرش

44/0

  منبع: یافته های پژوهشگر

 

به این ترتیب این فرض صفرها رد نمی شوند و سیاست های پولی پیش بینی شده و نشده هر دو در بلندمدت خنثی می باشند.

 

 

 

3-4-2- آزمون الگوی کینزین ها در رابطه با خنثایی پول

در این مرحله الگوی کینزی ها در رابطه با خنثایی پول آزمون شده، این الگو با الگوی قبل این تفاوت را دارد که در آن حتما مخارج دولت نیز وارد شده، به این ترتیب مشخص می شود که آیا سیاست های پولی بر تولید اثر گذاشته اند و یا مخارج دولتی بر تولید اثرگذار بوده است.

الگوی مورد استفاده در این قسمت به صورت رابطه (10) می باشد:

(10)                      

 

نتایج حاصل از این برآورد به صورت جدول(13) می باشد. همان طور که در جدول فوق نیز مشخص شد سیاست های پولی پیش بینی شده و نشده هیچ کدام عملا بر تولید تاثیری ندارند.

 

جدول 13- نتایج حاصل از برآورد رابطه تولید بر طبق الگوی کینزین ها

متغیر

ضریب

آماره t

سطح احتمال معنی داری

جزء ثابت

37/1

18/2

033/0

رشد پیش بینی شده نقدینگی

81/12-

23/1-

22/0

رشد پیش بینی شده نقدینگی با یک دوره تاخیر

08/8-

66/1-

11/0

رشد پیش بینی شده نقدینگی با دو دوره تاخیر

47/2-

07/1-

28/0

رشد پیش بینی نشده نقدینگی

0005/-

47/1-

14/0

رشد پیش بینی نشده نقدینگی با یک دوره تاخیر

0003/-

67/0-

50/0

رشد مخارج دولتی

11/0

48/3

001/0

ضریب تعیین

77/0

 

 

ضریب تعیین تعدیل شده

77/0

 

 

آماره F

53/12

 

 

آماره دوربین واتسون

53/2

 

 

  منبع: یافته های پژوهشگر

 

می بینیم که باز هم تغییرات پولی تاثیر چندانی بر رشد تولید ناخالص داخلی حقیقی ندارند و تنها رشد مخارج دولتی بر این متغیر تاثیر گذار می باشد. برای بررسی وجود یا عدم وجود رابطه بلند مدت بین متغیر های برازش شده از آزمون دوربین- واتسن رگرسیون همجمعی استفاده شده است. نتیجه مقایسه آماره دوربین واتسن و کمیت بحرانی در جدول(14) ارائه شده است.

 

جدول 14- آماره دوربین واتسن و کمیت بحرانی CRDW

مقدار دوربین واتسن حاصل از رگرسیون

کمیت بحرانی در سطح 5 درصد

کمیت بحرانی در سطح 10 درد

نتیجه

82/1

386/0

323/0

رد فرض صفر

  منبع: یافته های پژوهشگر

 

با مقایسه دوربین واتسن و کمیت بحرانی نیز مانائی جمله پسماند مجددا تائید می‌شود.

به منظور حصول اطمینان از خنثی بودن سیاست های پولی پیش بینی شده و خنثایی بلندمدت سیاست های پولی پیش بینی نشده در بلندمدت، قیودی به مدل طبق آزمون والد اعمال شد که نتایج حاصل از آن در جدول(15) خلاصه شده است.

 

جدول 15- نتایج آزمون والد

فرض صفر

3. مجموع ضرایب سیاست های پولی پیش بینی نشده مساوی صفر است.

4. مخارج دولت بر تولید اثر دارد.

آماره F

95/0

احتمال پذیرش

46/0

آماره کای دو

78/4

احتمال پذیرش

44/0

  منبع: یافته های پژوهشگر

 

به این ترتیب این فرض صفرها رد نمی شوند و سیاست های پولی پیش بینی نشده هر دو در بلندمدت خنثی می باشند، اما مخارج دولت بر تولید اثرگذاری می باشند.

 

4-  یافته­های پژوهش

نتایج کار مطالعاتی حاضر که از اعمال روش های متداول دو مرحله ای اقتصاد سنجی حاصل شد را می توان در قالب موارد زیر بیان کرد:

 

 

×     مدل تقاضای پول به عنوان ضربه گیر ( الگوی کاتبرتسون و تیلور)  نشان داد که:

الف-  تقاضای موثر پول در اقتصاد ایران تنها تحت تاثیر سیاست های پولی پیش بینی نشده قرار دارد و به عبارت دیگر نسبتی از پول پیش بینی نشده به عنوان تقاضای موثر پول نگهداری می شود. البته این نسبت بین صفر و یک می باشد و اثرات مثبت ناشی از آن باعث افزایش تولید و سرمایه گذاری خواهد شد.

ب- از سوی دیگر تغییرات پولی پیش بینی شده نقدینگی نه تنها اثری بر تقاضای موثر برای پول ندارد بلکه به طور کامل در سطح عمومی قیمت ها منعکس می شود. 

×     الگوی پسران نیز نشان داد که:

الف- در حالت نئوکلاسیکی تنها سیاست های پولی غیر منتظره در مقابل سیاست‌های پولی پیش بینی شده قادر به تاثیر گذاری بر تولید ملی هستند، البته شدت این تاثیر نیز بسیار ناچیز بوده و تنها پس از یک دوره یک ساله این تاثیر نیز به صفر می رسد.

ب- در عین حال بررسی الگوی مورد نظر تحت شرایط کینزی نشان داد که طی سال های مورد بررسی عنصر مهم تاثیرگذار بر تغییرات تولید حقیقی اقتصاد تغییر در مخارج دولت به جای سیاست های پولی اعمال شده بوده است که مساله حاضر با مقایسه ضریب کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به مخارج دولت و سیاست‌های پولی پیش بینی شده مشخص شد.

×     آزمون انتظارات عقلایی نشان داد که:

در سطح اطمینان 10 درصد انتظارات به صورت عقلایی شکل می­گیرد و در فاصله اطمینان 5 درصد این فرضیه رد می­شود.

 

5- پیشنهادات سیاستی

1)  از آنجا که تغییر در حجم پول  به عنوان ابزاری میانی برای بانک مرکزی به شمار می رود و موفقیت آن منوط به محکم بودن حلقه اتصالی موجود تا سطح تولید در اقتصاد است، اما  بر اساس نظریه های مطروحه و  همچنین تحلیل های به عمل آمده از صحت این نظریه ها، اثر گذاری این ابزار میانی در بلند مدت به سمت صفر شدن گرایش دارد. لذا مشخص می شود که تغییر در حجم پول تاثیر چندانی بر تولید نداشته و تنها سطح قیمت ها را متاثر می سازد.  بدین ترتیب بانک مرکزی می تواند برای کنترل تورم و نه تاثیرگذاری بر سطح تولید و اشتغال از این ابزار بهره بگیرد.

2)  با توجه به بی اثر بودن سیاست­های پولی پیش بینی شده و اثر گذاری سیاست های پولی پیش بینی نشده در کوتاه مدت باید الگوهای سیاستی و همچنین قواعد سیاستی برای کشور تهیه شود تا کارایی سیاست ها حداکثر شود.

3)  همان گونه که نتایج مربوط به برآورد تابع تولید در حالت های مختلف کینزی نشان داد مخارج دولت قادر به تاثیرگذاری بیشتر ی بر سطح تولید ملی هستند. بنابراین به نظر می رسد استفاده از این ابزار سیاست گذاری در مقابل سیاست‌های پولی می توانذ مفید واقع شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



* این مقاله مستخرج از رساله دکتری، با عنوان "بررسی پدیده خنثایی پول در اقتصاد ایران" در واحد علوم و تحقیقات دانشگاه آزاد اسلامی می‌باشد.

1- دانشجوی دکتری اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران.   mehdi_henteh@yahoo.com

2- دانشیار داتشکده اقتصاد، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران. (نویسنده مسئول)   asgari@economics.atu.ac.ir

3- دانشیار داتشکده اقتصاد، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.   mahmoodkhataie24@gmail.com



[i] Carr and Darby

[ii] Mackinon and Milbourn

[iii] Taylor and Cuthberston

[iv] Neutrality

[v] Monetarist School

[vi] New Classical School

[vii] Rational

[viii] Mishkin

[ix] Humphrey

[x] Real Business Cyclists(RBCs)

[xi] Post Kensians

[xii] Barro

[xiii] Attfied, Duck and Demery

[xiv] Fisher and Seater

[xv] Tawadros

[xvi] Chuku

[xvii] Rahman and Qayum

[xviii] Sam et al.

[xix] Deev and Hodula

[xx] Sahin and Dogan

[xxi] Asymmetric Dynamic Conditional Correlation

[xxii] Detrended Cross Correlation Analysis

[xxiii] Superneutrality

[xxiv] Cointegration Regression Durbin Watson

[xxv]  Nonlinear Least Square

[xxvi] Maximum Lilelihood

1)     بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، گزارش اقتصادی و ترازنامه بانک در سالهای مختلف.

2)     پسران، هاشم. (1371) ، روندهای اقتصادی و سیاست های اتخاذ شده در اقتصاد ایران، اقتصاد و پول، شماره 3، ص.25-50.

3)     پیش بهار، اسماعیل و رسولی بیرامی، زهرا. (1394)، آزمون خنثایی و ابر خنثایی بلند مدت پول در اقتصاد ایران: کل و زیر بخش کشاورزی، فصلنامه پژوهش های اقتصادی، دوره 15، شماره 3، پاییز 94، صفحه 150-135.

4)     تشکینی، احمد و شفیعی، افسانه. (1384)، متغیرهای پولی و مالی: آزمون خنثایی پول، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره 35، تابستان 84، صفحه 152-125.

5)     جبل عاملی، فرخنده و گودرزی فراهانی، یزدان. (1392)، تاییدی دیگر بر خنثایی پول، فصلنامه پژوهش ها و سیاست های اقتصادی، دوره 21، شماره 68، زمستان 92، صفحه 138-109.

6)      جعفری صمیمی، احمد و عرفانی، علیرضا. (1383)، آزمون خنثی بودن و ابر خنثی بودن بلند مدت پول در اقتصاد ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 67، زمستان 83، صفحه 138-117.

7)     جعفری صمیمی، احمد و قنبرزاده نیار، قیدر. (1388)، شکست ساختاری و آزمون فرضیه های انتظارات عقلایی کلان در ایران(1386-1367)، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 88، پاییز 88، صفحه 67-47.

8)     جلالی نایینی، محمدرضا و رضا، شیوا. (1372)،  سیاست پولی، انتظارات عقلایی تولید و تورم، سومین سمینار سیاستهای پولی و ارزی، صفحات 49 تا 84..

9)     حیدری، ابراهیم. (1387)، رشد حجم پول و تاثیر آن بر تولید و اشتغال در اقتصاد ایران، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، دوره 43، شماره 85، زمستان 87، صفحه 115-83.

10) ختایی، محمود و  رضا،دانه کار، (1371)، آثار رشد پولی قابل انتظار و غیرقابل انتظار بر محصول کل(مطالعه مورد: اقتصاد ایران طی سالهای 69-1350)، چهارمین کنفرانس سیاست های پولی و ارزی. صفحات 103-127.

11) ختایی، محمود و حسین قدیمی نیا، (1377) ، کارایی سیاست های پولی بر اساس فرضیه انتظارات عقلایی مطالعه تطبیقی کشورهای صادر کننده نفت و آسیای جنوب شرقی، پنجمین کنفرانس سیاست های پولی و ارزی. صفحات 103 تا 131.

12) خداپرست شیرازی، جلیل. (1393)، اندازه گیری اثرات شوک سیاست پولی در ایران: رویکرد خود توزیع برداری عامل تعمیم یافته، فصلنامه اقتصاد مقداری، دوره 11، شماره 1، بهار 93، صفحه 101-75.

13) خداویسی، حسن و عزتی شورگلی، احمد. (1395)، آزمون خنثایی پول در کوتاه مدت و بلند مدت در اقتصاد ایران با تاکید بر تکانه های پولی: کاربردی از رهیافت آزمون کرانه ها، دو فصلنامه اقتصادی پولی، مالی، دوره 23، شماره 11، بهار و تابستان 95.

14) شاهمرادی، اصغر و ناصری، سیدعلی. (1389)، بررسی خنثی بودن و ابر خنثی بودن پول در اقتصاد ایران: مقایسه انباشته های پولی جمع ساده و دی ویسیا، فصلنامه پژوهش های اقتصادی، دوره 10، شماره 4، زمستان 89، صفحه 327-299.

15) کمیجانی، اکبر، بیات، سعید و سبحانیان، سید محمد هادی. (1392)، آزمون خنثایی و ابر خنثایی پول در بلند مدت: مطالعه موردی ایران، فصلنامه سیاست های اقتصادی، دوره 96، شماره 1، صفحه 16-3.

16)  گرجی، ابراهیم. (1376)، ارزیابی مهمترین مکاتب اقتصاد کلان موسسه مطالعات و پژوهش های بازرگانی، صفحات 10 و 11.

17) نوفرستی، محمد. ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی. رسا، چاپ اول. 1378

18) هنری، بهزاد، (1380)،  انتظارات عقلایی در اقتصاد کلان(معرفی نظریه و ارائه شواهد تجربی)، سازمان برنامه و بودجه.

19) یاوری، کاظم و حسین اصغرپور.(1381)، وقفه های تولید، سیاست های پولی و پویایی قیمت. مجله تحقیقات اقتصادی. شماره 60. صفحات 209 تا 233.

20)   Abrishami , H. (2002). Testing the Long-Run Neutrality of Money, Iranian Economic Review, vol: 6, pp: 1-16.

21)   Barro, Robert.J, (1976). Rational Expectation and the Role of Monetary Policy, Journal if Monetary Economics, vol: 2.

22)   Carr,J,M.R.Darby. (1981). The Role of Money Supply Shocks in the Short Run Demand for Money, Jounal of Monetary conomics, vol: 8, pp: 183-200.

23)   Carr,J,M.R.Darby and D.Thornton. (1985), Monetary Anticipations and the Demand for Money: Reply to Mackinon and Milbourne, Jounal of Monetary Economics, vol:16, pp: 251-257.

24)   Chuku, A.Chuku. (2011). Testing Long-Run Neutrality Propositions in a Developing Economy: the case of Nigeria, Journal of Economic Research, vol: 16, pp: 291-308.

25)   Clifford Attfield lf. . (1991).  Demery David and Neigle W Duck, Rational Expectations in Macroeconomics:an Introduction to Theory and Evidence, 2 edition.

26)   Cuthbertson,K. (1986). Monetary Anticipations and the Demand for Money: Some UK Evidence",- Bulltin of Economic Research

27)   Cuthbertson,K, and Taylor.M, (1986-1998), Monetary Anticipation and The Demand for Money in the U.K: Testing Rationality in the Shock-Absorber Hypothesis, Jounal of Applied Econometrics.

28)   Deev, Oleg and Hodula, Martin. (2016).the Long-Run Super Neutrality of Money Revised: the Extended European Evidence, Review of Economic Perspective, vol: 16(3), pp: 187-203.

29)   Fisher, M.E and Seater, J.J (1993).Long-Run Neutrality and Super Neutrality in an ARIMA Framework, American Economic Review, vol: 83(3), pp: 402-415.

30)   Humphrey ,Thomas. M. (1999). Nonneutrality of Money in Classical Monetary Thought, economic review ,April..

31)   Mackinon, Leonardo. (1980). Macroeconomic Testing of the Rational Expectations and Structural Neutrality Hypothesis for the United States, 1980, Journal of Monetary Economics, , January, pp: 69-82.

32)   Mackinon, Leonardo. (1987). Milbourn, Ross.G, Re-Examining the Buffer Stock Model if Money, Economic Journal, pp: 130-142,

33)   Mackinon, Leonardo. (1984). Monetary Anticipations and the Demand for Money, Journal of Monetary Economics,. vol 13, pp: 263-274.

34)   Mishkin, F.S. (2004). Rational Expectations Approach to Macroeconomics, University Press, Chicago, for NBER.

35)   Mishkin,FS. (1982). does Anticipated Monetary  Policy Matter ?, Journal of Political Economy,feb. pp: 22-55

36)   Pesaran, Mohammad  Hashem, (1982). A Critique on the Proposed Tests of the Natural Rate_ Rational Expectations  Hypothesis. the Economic Journal, vol: 92, pp: 529-54.

37)   Rahman, Md Jahanur and Qayum, Md Abdul. (2013). Testing the Hypothesis of Long-Run Neutrality of Money in Bangladesh, International Journal of Statistical Sciences, vol: 10(2), pp: 39-54.

38)   Sahin, Afsin and Dogan, Imdat. (2017).Analysis of the Neutrality of Money for the US Economy, Journal of applied Sciences, vol: 17(7), pp: 365-373.

39)   Sam, Yet Huat, Geetha, Caroline, Chandran, Vivin Vincent and Ahmed, Amran. (2015). Testingthe Neutrality of Money Towards Real Output: A case of Malaysia, International Journal of Economics & Managment Sciences, vol: 4(15), pp: 298-315.

40)   Taylor, J.B. (1986). Estimation and Control of a Macroeconomic Model with Rational Expectations, Econometrica, vol: 47, pp: 1267-1286.

41)   Tawadros, B George. (2007).Testing the Hypothesis of Long-Run Money in the Middle East, Journal of Economic Studies, vol: 34(1), pp: 13-28.

 

 

 

 

یادداشت‌ها