سیستم نگهداری و تعمیرات بهبود

hc8meifmdc|2011A6132836|PM_Website|tblnews|Text_News|0xfdff03e204000000181e000001000100

 

1) مروری بر مبانی نظری خنثائی پول :

دیدگاه‌های مختلف مطروحه در باب خنثایی پول با توجه به مفروضاتی که زیر بنای فکری هر یک از مکاتب اقتصاد کلان را تشکیل داده است، دارای تفاوت‌های قابل توجهی با یکدیگر می‎باشند. این‎ دیدگاه‌ها طیف وسیعی از جمله تاثیرگذاری کامل سیاست‌های پولی تا تاثیر ناگذاری آنها را شامل می‌شود. در این قسمت هر یک از این نظریات بطور اجمالی ارائه خواهد شد.

1-1) مکتب کلاسیک[3]‎ : بنابر نظریات این مکتب، پول در دراز مدت خنثی بوده و گردش آن در اقتصاد تاثیری بر روی متغیرهای بخش حقیقی اقتصاد ندارد. این مکتب با اعتقاد به وجود دوگانگی^[4] در اقتصاد و جدایی بخش‌های حقیقی و اسمی، سیاست‌های پولی را به طور کامل خنثی می‎داند. کلاسیک‌ها با استناد به نظریه مقداری پول(معادله1) که در آن M حجم کل ذخائر پول، v سرعت گردش پول، P  سطح عمومی قیمت‌ها و y  سطح محصول تولید شده در اقتصاد می‌باشد،‌ عنوان می‌نمایند که با فرض ثابت بودن سرعت گردش پول و تولید، هرگاه حجم پول در اقتصاد x درصد بالا رود سطح عمومی قیمت نیز به‌همان نسبت (x درصد) افزایش خواهد داشت .

Mv=Py  معادله(1)                           

 

به این ترتیب پول در مکتب کلاسیک خنثی بوده و صرفا تاثیرات خود را در بخش اسمی اقتصاد تخلیه می‌کند .[5]

2-1) مکتب کینزی‎[6] : بطور کلی کینزین‌ها، در رابطه با تقاضای پول و گرایش به نگهداری آن سه نوع انگیزه شامل انگیزه معاملاتی، احتیاطی و سفته بازی را معرفی کرده، و مورد آخر را برخوردار از نقشی عمده در انتقال اثر سیاست‌های پولی به بخش حقیقی عنوان می‌کنند.^[7]  در این انتقال، حجم اسمی پول با وجود قیمت‌های تغییر نیافته^[8] قادر است نرخ بهره اسمی را کاهش دهد و بدین ترتیب مخارج سرمایه‌گذاری و سپس مخارج کل را تحریک نماید. به این طریق درآمد حقیقی افزایش خواهد یافت.^[9] 

با این‌حال از آنجا که کینزین‌ها به پول به‎عنوان وسیله‎ای جهت انجام مبادلات و سفته‎بازی (در مکتب کلاسیک پول تنها وسیله‌ای جهت انجام مبادلات می باشد) می‌نگرند،  پس سیاست‌های پولی را به جهت وجود تقاضای سفته‎بازی کشش‌پذیر برای پول و همچنین کشش‌‎ناپذیری تابع سرمایه‎گذاری نسبت به تغییرات نرخ بهره چندان موثر نمی‎شمارند.  در حقیقت  در این مکتب مخالفتی نسبت به اثرگذاری سیاست پولی در بخش حقیقی اقتصاد وجود ندارد،  اما از آنجا که مکانیسم انتقال اثرگذاری پول بر تولید از طریق کانال نرخ بهره مشخص می‎شود و بنا به نظر کینزی‌ها در این کانال تاثیرگذاری،  موانعی در بازار پول و سرمایه گذاری وجود دارد (همچون کشش ناپذیری سرمایه‌گذاری و دام نقدینگی)،  لذا این مکتب برای پول نقش قابل توجهی قائل نیست.[10]

3-1) مکتب پولی[11]: اقتصاددانان مکتب پولی با اعتقاد به شکل‌گیری انتظارات به‌صورت تطبیقی[12]معتقدند سیاست‌های پولی در کوتاه‌مدت بر سطح تولید و سایر متغیرهای حقیقی اثرگذار است، ولی در بلندمدت پول را خنثی معرفی می‌نمایند. به‌عبارتی این گروه بین منحنی عرضه کوتاه مدت و بلندمدت تمایز قایل می‌شوند، براساس نظریات این گروه منحنی عرضه کوتاه‌مدت صعودی و منحنی عرضه بلندمدت عمودی است. [13]

4-1) مکتب کلاسیکهای جدید[14]‎: مکتب کلاسیک‌های جدید با اعتقاد به شکل‌گیری انتظارات به‌صورت عقلائی[15]معتقدند، سیاست‌های پولی نه تنها در بلندمدت بلکه در کوتاه‌مدت نیز بر تولید و سایر متغیرهای حقیقی اثر ندارد. به‌عبارتی این گروه بین منحنی عرضه کوتاه‌مدت و بلندمدت تمایزی قائل نمی‌شوند. براساس نظریات این گروه تنها سیاست‌های پولی پیش بینی نشده است که بر سطح تولید و سایر متغیرهای حقیقی در کوتاه مدت اثر می‌گذارد(سیاست‌های پولی پبش بینی‌نشده تنها در کوتاه‌مدت بر متغیر‌های حقیقی اثرگذار است و در بلندمدت خنثی است) [16].

5-1) مکتب چرخه‎های تجاری حقیقی[17]‎: این مکتب که به‌وسیلة کیدلند و پرسکات[18] بسط داده شد، همانند کلاسیک‌ها معتقد است متغیر‌های اسمی(همچون عرضة پول و سطح عمومی قیمت) نمی‌تواند بر روی متغیر‌های حقیقی تاثیر‌گذار باشد، و نوسانات در عوامل حقیقی فقط می‌توانند به‌وسیلة تغییرات واقعی در اقتصاد توضیح داده شود.[19]

6-1) مکتب کینزین‎های جدید‎[20] : این مکتب به‌رغم اعتقاد به شکل‎گیری انتظارات به‌صورت عقلائی، معتقد به اثرگذاری سیاست‎های پولی است. این مکتب وجود چسبندگی‎های دستمزد و قیمت را علت اثرگذاری سیاست‌های پولی بر بخش حقیقی اقتصاد می‌دانند(این دیدگاه براین اعتقاد است که در شرایط نرمال، سیاست‌های پولی ابزار قوی‌تر و مفیدتری برای تثبیت اقتصادی نسبت به سیاست مالی محسوب می‌شود) .[21]

7-1) مکتب اطریش‎[22] : در این مکتب که به شدت مخالف مداخلات دولتی در اقتصاد می‎باشد ، پول را متغیری درون زا نسبت به تولید، و نه اثرگذار بر آن در نظر می‎گیرد. به‌عبارت‎دیگر این  مکتب افزایش حجم پول را(بنا به افزایش تقاضای وام ) نه اثر گذار بر سطح تولید و بلکه پاسخی به تولید افزایش یافته و نیاز به پول بیشتر در افراد و سرمایه‎گذاران در نظر می‎گیرد. بدین ترتیب این مکتب نیز اعمال سیاست‎های پولی را راه‎حلی برای افزایش سطح تولید در نظر نمی‎گیرد .[23]

 

2)  نگاهی به واقعیات اقتصاد ایران

در این بخش ابتدا روند کلی برخی متغیرهای کلان اقتصاد، و سپس میزان همبستگی حجم نقدینگی(بعنوان ابزار سیاست پولی) و مخارج دولت(بعنوان ابزار سیاست مالی) با متغیرهای قیمت و تولید مورد ارزیابی قرار می گیرد .

1-2) بررسی روند حرکت متغیرهای الگو

در این قسمت روند کلی متغیر‌های الگوی مورد استفاده در این مطالعه(حجم نقدینگی ، مخارج دولت ، سطح عمومی قیمت و تولید ناخالص داخلی) مورد بررسی و ارزیابی قرار می گیرد.

 

 

1-1-2) بررسی روند حرکت نقدینگی

نقدینگی در طول دوره 82-1338 همواره روند صعودی داشته است( این متغیر بجز برای سال‌های 39 ، 40 و 1342 همواره نرخ‌های رشد دو رقمی را تجربه کرده است). رشد این متغیر در سال 1353 در اوج(حدود 57 درصد)، و در سال 1342 در حضیض(حدود 5.9- درصد) قرار داشته است. در سال 1353 به‌واسطه شوک نفتی، پایه پولی در نتیجه افزایش خالص دارایی‎های خارجی حاصل از صدور نفت افزایش شدیدی پیدا کرد و بدین ترتیب نرخ رشد نقدینگی حدود 57 درصد تجربه شد. در  سال 1342 (آغاز برنامه عمرانی سوم) نیز علت رشد بسیار پایین نقدینگی، کسری شدید بودجه دولت و اعمال سیاست‎های انقباضی پولی از سوی بانک مرکزی بوده است. [24]

2-1-2) بررسی روند حرکت تولید ناخالص داخلی

تولید ناخالص داخلی حقیقی طی سال‌های پیش از انقلاب با نرخی تقریبا ثابت رشد داشته است (حدود 8.8 درصد در سال)، اما پس از انقلاب و به‌خصوص در طی سال‌های جنگ این روند رشد نزولی گردید. در طی سال‌های آغازین انقلاب، تشکیل سرمایه ثابت ناخالص روندی کاهشی داشت(تشکیل سرمایه ثابت داخلی به قیمتهای ثابت سال 1376 در سال 1355 ، به میزان قابل توجهی نسبت به سال قبل افزایش داشته است، ولیکن از این سال به بعد یک روند کاهشی آغاز شد، و در سال 1356و1357و 1358 رشد منفی پیدا کرد). با یک چنین میراثی، و تغییر حکومت ناشی از انقلاب و بدلیل اعتصابات و مشکلات دیگر ناشی از آن، تولید به میزان چشم‌گیری کاهش یافت. با گذشت چند سال از وقوع انقلاب، شروع جنگ ایران و عراق در مهر ماه 1359 ضربه دیگری به پیکره اقتصاد ایران وارد آورد، بگونه ایکه در طی سال‌های 56 ، 57 ، 58 ، 59 و 1360 به ترتیب نرخ‌های رشد تولید 2.3- ، 7.4- ، 4.2- ، 15.2- و 4.4-  در اقتصاد ایران تجربه شده است. پس از این سال‌ها نرخ رشد تولید مثبت بوده ولی در سطح پائینی قرار داشت تا آنکه دوباره در سال‌های72 ، 73 و 1374 نرخ رشد تولید بدلیل شرایط حاکم و اعمال سیاست‌های ارزی نامناسب از 4 درصد در سال 1371 به 1.5 ، 0.5 و 2.9 درصد در سال‌های 72 ، 73 و 1374 رسید . کاهش پیاپی قیمت نفت در بازارهای جهانی در سالهای 1376و1377 و بدنبال آن کاهش مداوم رشد تولید ناخالص ملی در سالهای مذکور بار دیگر به همگان یادآوری کرد که اقتصاد ایران هنوز نتوانسته است از وابستگی به نفت رهائی یابد . با گذشت این بحران و افزایش مجدد قیمت‌های نفت ، بار دیگر رشد تولید ناخالص داخلی افزایش یافت و تا حدود 7.6 درصد در سال 1382 رسید.[25]

3-1-2) بررسی روند حرکت شاخص قیمت مصرف‌کننده

بررسی روند شاخص قیمت در اقتصاد ایران را می‌توان در دو دورة قبل و بعد انقلاب انجام داد. به‌طور کلی اقتصاد ایران تا آغاز برنامه عمرانی چهارم، دوره ثبات قیمت‌ها را پشت سر گذاشت و با شروع برنامه عمرانی چهارم، نرخ تورم آرام آرام افزایش یافت. این مساله در نتیجه بروز تکانه نفتی سال 1353 رخ داد. بروز این شوک منجر به افزایش درآمدهای ارزی ناشی از صادرات نفت، و افزایش شدید نقدینگی گردید. این مساله همراه با افزایش اعتبارات به بخشهای مختلف، تقاضای داخلی را به شدت افزایش داد اما بدلیل ظرفیت محدود کشور برای جذب این دلارها و عدم تعادل بین عرضه و تقاضای کل در نهایت تورم شدیدی بوجود آمد.

در دوره بعد از انقلاب شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی دارای روندی کاملا صعودی بوده، و نرخ تورم در این دوره(به جز برای چند سال) همواره دو رقمی بوده است . وقوع انقلاب در سال 1357 ، تکانه دوم نفتی در سال 1358 و جنگ ایران و عراق در سال 1359 از عواملی است که هر یک در رشد قیمت‌ها نقش داشته اند. در طی سال‌های 72-1370 نیز اعمال سیاست‌های نامناسب در بخش‌های مختلف، به‌خصوص سیاست‌های ارزی نامناسب راه برای ایجاد بحرانی جدید در اقتصاد ایران باز کرد. بسته سیاستی این دوره شامل سیاست‌های انبساطی پولی و مالی و حرکت در جهت تک نرخی کردن ارز و آزادسازی واردات بود. با اعمال این سیاست‌ها و بروز برخی از مشکلات همچون فرا رسیدن موعد پرداخت بدهی‌های خارجی،  سال‌های 1373 و اوایل 1374 به سال‌های بحران در اقتصاد ایران مبدل شد. درآمدهای نفتی از اواخر سال 1372 شروع به کاهش نمود و بازپرداخت بدهی‌های کوتاه مدت و بلندمدت را که سررسید آنها عمدتا در سال 1373 بود با اشکال روبرو کرد. مجموعة این شرایط باعث شد اقتصاد ایران در سال 1374 نرخ تورم بی سابقه‌ای به میزان حدود 50 درصد را تجربه نماید. در سال 1377مجددا کاهش قیمت‌های نفت مشکلاتی را به‌صورت ایجاد کسری بودجه دولت ایجاد نمود که منجر به رشد بالای قیمت در این سال شد. البته آثار تحرک اقتصادی از سال 1378 به بعد آغاز شد و سطح عمومی قیمت روندی کاهنده به خود گرفتند.[26]

4-1-2) بررسی روند حرکت مخارج دولت

بخش دولت بدلیل برخورداری از سهم بالا در کل هزینه ملی(بین 15 تا 25 درصد در طی سال‌های گذشته) به‎عنوان یکی از اصلی‎ترین بخش‎ها در اقتصاد مطرح بوده است. این رقم بالا حکایت از درجه بالای تمرکز برنامه‎ریزی و کم بودن نقش سازوکار بازار در اقتصاد دارد. با توجه به اینکه در اقتصاد ایران ، بخش اعظم منابع مالی و دریافتی دولت از طریق درآمدهای نفتی به دست می آید ، به این دلیل سیاستهای مالی(علیرغم جهت دهی خاص بودجه های سنواتی) عملا از شرایط بازارهای جهانی نفت تبعیت می نماید . با توجه به اینکه سیاستهای مالی کشور به حجم درآمدهای نفتی وابستگی شدید دارد ، حال اگر حجم درآمدهای نفتی را برای یک سال خوشبینانه در نظر بگیریم ، و دولت اقدام به هزینه کردن بر مبنای پیش بینی خوشبینانه نماید ، و در عمل درآمدهای نفتی به میزان پیش بینی شده افزایش نیابد ، دولت با کسری بودجه روبرو می شود . بنابراین دولت برای تامین هزینه ها ملزم می شود به اینکه از منبعی استقراض کند (قابل حصول ترین آنها منابع موجود در سیستم بانکی است) ، به همین دلیل در دهه های اخیر ما شاهد این هستیم که خالص بدهی دولت به بانک مرکزی افزایش می یابد . این وضعیت منجر به رشد نقدینگی و ایجاد تورم در اقتصاد می شود.[27]

بررسی رشد مخارج دولت طی دوره 82-1338 نشان می دهد، بیشترین و کمترین نرخ رشد مخارج دولت مربوط به سال‌های 1353 و 1363 (به ترتیب 121 و 8.6-  درصد رشد)بوده است. این رشد مخارج در سال 1353 با رشد 245 درصدی درآمدهای حاصل از صادرات نفت و گاز و در سال 1363 نیز با بهره گیری از سیستم بانکی و استقراض از بانک مرکزی تامین شد.[28]

 

2-2 )  بررسی میزان همبستگی حجم نقدینگی و مخارج دولت با قیمت و تولید :

در این قسمت با این هدف که اعمال سیاست‌های پولی(از طریق افزایش یا کاهش نقدینگی) و مالی( از طریق افزایش یا کاهش مخارج دولت) منجر به تغییر تولید می‌شود و یا اثر خود را بر سطح عمومی قیمت تخلیه می‌نماید، به بررسی میزان همبستگی متغیرهای نقدینگی و مخارج دولت  با سطح عمومی قیمت و تولید می‌پردازیم.

1-2-2) بررسی میزان همبستگی نقدینگی با متغیرهای تولید و قیمت :

در طول دوره زمانی 82-1338 حجم نقدینگی 1018461 درصد رشد داشته است(نقدینگی در دوره مورد نظر 1015.6 برابر شده است)، هم‌چنین ارقام حکایت از رشد متوسط سالانه 23.3 درصدی نقدینگی در دوره مذکور دارد. شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی به قیمت‌های ثابت 1376 نیز در دوره مورد نظر 28926 درصد رشد کرده است(در دوره مورد نظر قیمت‌ها 290 برابر شده)، شاخص قیمت بطور متوسط در این دوره سالانه 13.8 درصد رشد داشته است. تولید ناخالص داخلی به قیمت‌های ثابت 1376 در دوره مورد نظر 763 درصد رشد داشته است (در دوره مورد نظر تولید 7.7 برابر شده)، ارقام نشان می‌دهد تولید در اقتصاد ایران بطور متوسط سالانه 5 درصد رشد داشته است .

ضریب همبستگی بین متغیرهای حجم نقدینگی و شاخص قیمت(برای دوره 82-1338) برابر با 0.98 ، و ضریب همبستگی بین نرخ رشد این دو متغیر برابر با 0.3 می‌باشد. در نمودار(1) نرخ رشد حجم نقدینگی و شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی نمایش داده شده است .

ضریب همبستگی بین متغیرهای حجم نقدینگی و تولید(برای دوره 82-1338) برابر با 0.71 و ضریب همبستگی بین نرخ رشد این دو متغیر برابر با 0.04 می‌باشد. در نمودار(2) نرخ رشد حجم نقدینگی و تولید ناخالص داخلی ارائه شده است .

 

2-2-2) بررسی همبستگی مخارج دولت با قیمت و تولید :

در طول دوره زمانی 82-1338 مخارج دولت 765802 درصد رشد داشته است(مخارج دولت در دوره مورد نظر 7659 برابر شده است)، و ارقام حکایت از آن دارد که مخارج دولت بطور متوسط سالانه 22.5 درصد رشد داشته است .

ضریب همبستگی بین مخارج دولت و شاخص قیمت(برای دوره 82-1338) برابر با 0.93 ، و ضریب همبستگی بین نرخ رشد این دو متغیر برابر با 0.23 می باشد . در نمودار(3) نرخ رشد حجم نقدینگی و شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی نمایش داده شده است .

ضریب همبستگی بین مخارج دولت و تولید(برای دوره 82-1338) برابر با 0.68 و ضریب همبستگی بین نرخ رشد این دو متغیر برابر با 0.28 می باشد . در نمودار(4) نرخ رشد حجم نقدینگی و تولید ناخالص داخلی نمایش داده شده است .

همانطورکه مشاهده شد ضریب همبستگی بین حجم نقدینگی(مخارج دولت) و قیمت 0.98(0.93)، و ضریب همبستگی بین حجم نقدینگی(مخارج دولت) و تولید 0.71 (0.68) بدست آمد . همچنین ضریب همبستگی بین رشد حجم نقدینگی(رشد مخارج دولت) با رشد قیمت 0.3 (0.22)، و ضریب همبستگی بین حجم نقدینگی(مخارج دولت) با تولید 0.04(0.28) بدست آمده است. این ضرایب نشان می دهد که سیاست‌های پولی(نسبت به سیاست‌‌های مالی)دارای همبستگی بیشتری با قیمت است، و از سوئی سیاست‌های مالی(نسبت به سیاست‌های پولی) دارای همبستگی بیشتری با تولید است .

 

 

 

 

3) سابقه مطالعات انجام شده :

بطور کلی مطالعات متعددی در ارتباط با خنثائی پول به انجام رسیده است، که از لحاظ مدل و روش مورد استفاده و نتایج حاصله با یکدیگر متفاوت می‎باشند. در یک تقسیم‌بندی کلی می‎توان این بررسی‌ها را در قالب دو گروه الگوهای TS^[29] و الگوهای غیر TS  تقسیم‎بندی نمود. در این قسمت به مروری بر مطالعات انجام شده در داخل و خارج در چارچوب تقسیم‌بندی صورت گرفته پرداخته می‌شود.

 

3-1) مطالعات انجام گرفته با استفاده از الگوی TS :

بارو (1976) [30] اولین بار آزمونی را برای اقتصاد آمریکا برای دورة زمانی73-1946 به انجام رساند و در این راستا از دو رابطه اساسی بهره گرفت. رابطه اول نرخ رشد حجم پول را به مقادیر گذشته آن، مخارج دولتی، و نرخ بیکاری با وقفه نسبت می‌داد، و رابطه دوم با استفاده از یک الگوی باوقفة توزیع شده، که نرخ بیکاری را بر حسب نرخ غیر قابل انتظار رشد عرضه پول و متغیرهای جایگزین جهت تخمین نرخ طبیعی بیکاری بیان می‌کرد، تصریح شده بود. نتایج حاصل از بررسی نشان داد که تنها رشد پول غیر قابل انتظار اثر مثبت و معنی‌داری بر محصول دارد.

میشکین(1982)[31] از جمله مخالفین فرضیه خنثایی پول بود که برای اولین بار، با دیدة شک به این فرضیه نگاه کرد و دریافت که جزء قابل انتظار رشد پولی اثر عمیقی بر سطح محصول و بیکاری در آمریکا دارد. در این بررسی وی وقفه‎های رشد پول را در الگو افزایش داد و در تخمین غیرخطی الگو، آزمون‎های خنثی بودن پول و عقلایی بودن انتظارات را به‎طور جداگانه مورد ارزیابی قرار داد. تاخیرات بالای رشد پول در الگو، نتایجی بر خلاف نتایج بارو در اقتصاد آمریکا به‎دست داد.

یاماک و یاکوپ(1998)^[32] در مطالعه مشترکی به آزمون فرضیه خنثائی پول کلاسیک‌های جدید^[33] برای اقتصاد ترکیه پرداختند. در این مطالعه با استفاده از داده های فصلی دورة زمانی 1995:1-1980:1، از یک مدل خودرگرسیو 5 متغیره شامل تولید حقیقی، حجم پول، مخارج دولت، نرخ ارز و سطح عمومی قیمت‌ها برای تجزیه و تحلیل استفاده شده است. نتایج مطالعه حاکی از آن است که جزء‌ پیش بینی نشده پول، سطح تولید حقیقی را تحت تاثیر قرار نمی‌دهد ولیکن جزء پیش بینی شده پول تاثیر معناداری بر تولید حقیقی دارد. هم‌چنین نتایج حاکی از آن است که هر دو جزء پیش بینی شده و پیش بینی نشده سیاست مالی (مخارج دولت) دارای اثرات معناداری بر فعالیت های حقیقی اقتصاد می‌باشد.

ختایی و دانه کار(1371) از مدلی که خان محمد و آمرالسجی بر اساس مدل اولیه بارو برای اقتصاد عراق بکار گرفته بودند، استفاده کردند و مطالعه خود را یکبار با حجم پول و دگر بار با نقدینگی برای اقتصاد ایران انجام دادند و به این نتیجه رسیدند که در شرایط عادی و با قبول فرضیه انتظارات عقلایی و سایر مفروضات کلاسیک‌های جدید، نباید از سیاستهای پولی برای تاثیر گذاری بر نرخ بیکاری و سطح تولید صرفنظر از مقطع آن استفاده شود.

جلالی نائینی و شیوا(1372) به آزمون نظریه بارو در اقتصاد ایران پرداختند و به این نتیجه رسیدند که افزایش حجم پول و نقدینگی هیچ کمکی به رشد تولید نمی‎کند و باعث فشارهای تورمی نیز می‎گردد. در عین حال مطالعات آنها نیز حاکی از عدم شکل‎ گیری انتظارات به‎صورت عقلایی بود که به اعتقاد آنها دلیل آن تامین نبودن اطلاعات دولتی برای عاملین اقتصادی و شفاف نبودن اطلاعات می‎باشد.

ختایی و قدیمی نیا (1374) با بهره گیری از مدلی انعطاف پذیرتر نسبت به بارو در رابطه با هر دو فرض شکل گیری انتظارات به‌صورت عقلائی و خنثایی پول، مدل وی را در رابطه با ایران و سایر کشورهای صادرکننده نفت و آسیای جنوب شرقی بکار گرفتند و نشان دادند که در ایران پول خنثی نبوده و انتظارات نیز به صورت عقلایی شکل نمی‌گیرند.

کمیجانی و منجذب(1375) به بررسی وجود توهم پولی بر اساس فرضیه انتظارات عقلایی پرداختند و نتایج حاصل از تحقیقات آنها نیز حاکی از وجود توهم پولی در اقتصاد و عدم شکل گیری انتظارات به صورت عقلایی بود .

 

3-2) مطالعات انجام‎گرفته با استفاده از الگوهای غیر TS :

جفرسون (1987) [34] در کار مطالعاتی خود برای دوره زمانی 92-1900، متغیرهای تولید ملی حقیقی و اسمی، شاخص قیمت تولید ناخالص داخلی، همچنین سپرده های دیداری و پایه پولی را به عنوان متغیر در نظر گرفت و آن‎ها را در قالب یک الگوی VAR تخمین زد. در تخمین‎هایی که از این الگو به‎عمل آمد، شواهدی مبتنی بر ناخنثایی پول درونی حاصل گردید.

موسا(1997) [35] در مطالعه خود با استفاده از داده‎های فصلی 29 سال برای اقتصاد هندوستان ، به بهره‎گیری از آزمون همگرایی فصلی و تکنیکHEGY پرداخت. نتایج این بررسی، ابرخنثایی[36] پول در  اقتصاد هندوستان را تائید می‌نماید. در انجام این تحلیل وی از سه متغیر تولید ملی، حجم اسکناس و مسکوک در گردش، و شاخص قیمت مصرف کننده بهره گرفت و نتایج حاصل از آن به صورت عدم وجود ارتباط بلند مدت میان پول  و سطح تولید ملی بنا بر عدم وجود رابطه همگرایی میان این دو متغیر و وجود رابطه کوتاه‎مدت و بلندمدت میان حجم پول و سطح قیمت‎ها مبنی بر وجود رابطه همگرایی بین این دو متغیر طی دوره مورد بررسی بود.

مهر آرا (1377) از طریق تخمین یک مدل VAR و استفاده از تجزیه واریانس به بررسی تعامل میان بخش پولی و حقیقی در اقتصاد ایران پرداخته است. متغیرهای مورد بررسی وی عبارت بودند از : لگاریتم قیمت، لگاریتم پول، لگاریتم درآمد ملی، لگاریتم نرخ ارز، و لگاریتم شاخص قیمت کشورهای OECD. نتایج حاصله نشان داد که حجم پول تقریبا هیچ نقشی در نوسانات تولید نداشته، اما سهم نرخ ارز در بلند مدت 7 درصد می‌باشد. این نتایج حاکی از برون‌زا بودن تولید در اقتصاد ایران داشت.

یاوری و اصغر پور(1381)در رابطه با خنثایی پول تحلیل‌هایی در چارچوب تعادل عمومی صورت دادند(این افراد 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 اثر گذار است.

 

4) بررسی تجربی خنثائی پول :

این قسمت به بررسی تجربی خنثائی و یا ناخنثائی سیاست‌های پولی و مالی با استفاده از اطلاعات سالیانة 82-1338می‌پردازد. تجزیه و تحلیل‌های اقتصادسنجی با استفاده از نرم افزار Eviews4  به انجام رسیده است .

مدل مورد استفاده در این بررسی، برگرفته از مدلی است که مگ گی و استاسیاک(1985)[37] بکار گرفته‌اند. فرم عمومی این مدل که به‌صورت یک سیستم خودرگرسیو[38] و شامل 5 متغیر  درون‌زا است، به‌صورت زیر است:

 

 

 

 

 

 

GDP : تولید ناخالص داخلی به قیمت های ثابت 1376 است .

M  : حجم نقدینگی است .

G : مخارج دولت است .

CPI : شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی به قیمت‌های ثابت 1376 است.

E : نرخ ارز بازار آزاد است.

aij‌ پارامترهائی است که باید مورد برآورد قرار گیرد.

L : عملگر وقفه[39] می‌باشد.

eij : پسماند حاصل از معادلات می‌باشد.

سیستم خودرگرسیو مورد نظر با استفاده از روش SUR [40] مورد برآورد قرار می‌گیرد.‌ همانطورکه از سیستم خودرگرسیو مشخص است،‌ در معادله اول تولید به‌عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است. براساس این معادله سیاست‌های پولی و مالی خنثی خواهند بود، اگر ضرایب متغیرهای حجم نقدینگی و مخارج دولت معنادار نباشد.

 

1-4)مزیت‌های مدل بکار گرفته شده :

همانطورکه در بخش سوم(مروری بر سابقه مطالعات انجام شده) اشاره شد،‌ مطالعات متعددی برای اقتصاد ایران در ارتباط با خنثائی پول انجام شده است. اکثر مطالعات انجام شده در بررسی تجربی از مدل‌های تک معادله استفاده نموده اند. مزیت مدل بکار گرفته شده در این بررسی نسبت به مطالعات انجام شده در آن است که :

1) چون از یک سیستم معادله استفاده می‌نماید، و در نتیجه روابط متقابل و دوسویه بین متغیرهای مدل را در نظر می‌گیرد.

2) زمانیکه از تک معادلات برای تخمین استفاده می‌شود(هم‌چون اکثر مطالعات انجام شده برای اقتصاد ایران)، بطور ضمنی فرضیه انتظارات عقلائی در آن لحاظ شده و با تخمین مدل تنها می توان به بررسی خنثائی و یا خنثائی پول پرداخت. ولیکن استفاده از یک سیستم معادله(همانند مدل بکار گرفته شده در این بررسی) فرضیه انتظارات عقلائی را در خود ندارد و بنابراین با برآورد این مدل، علاوه بر آزمون خنثائی و یا ناخنثائی پول می‌توان فرضیه انتظارات عقلائی را نیز آزمون نمود.

2-4) نتایج حاصل از تخمین مدل :

در این قسمت به بررسی نتایج حاصل از تخمین مدل می‌پردازیم. همانطورکه عنوان شد مدل مورد استفاده در این بررسی یک سیستم معادله شامل 5 معادله می‌باشد. مدل مورد نظر با استفاده از روش  SUR برآورد شده و نتایج زیر به‌دست آمده است . [41]

 

            (2.09)·        (2.9)^*             (0.65)        (4.1) ^*         (-3.7) ^*         (-2.4) ^*

LCPI=1.4+0.51LCPI(-1)+0.08LM+0.19LG-0.32LGDP+0.23LER

            (1.82) ^*        (8.1) ^*             (2.9) ^*        (4.5) ^*         (-3.9) ^*         (5.6) ^*

LM=-2.6+0.9LM(-1)+0.3LGDP(-1)+0.003LG(-1)+0.1LCPI(-1)-0.01LER(-1)

         (-2.8) ^*      (26) ^*             (2.5) ^*                    (0.03)            (0.77)             (-0.14)

LG=-7.6+1.1LGDP(-1)-0.15LM(-1)+0.45LG(-1)+0.98LCPI(-1)-0.34LER(-1)

        (-2.9) ^*        (3.5) ^*             (-1.47)             (2.5) ^*                (3.3) ^*                 (-2.1) ^*

LER=-0.59+0.15LER(-1)+0.002LM-0.58LG+1.39LCPI-0.63LGDP

           (-0.21)        (0.76)             (0.01)        (-3.9) ^*         (4.09) ^*         (2.03) ^*

 

الف ) معادله تولید :

با توجه به نتایج معادله اول(معادله تولید) نتایج زیر قابل استخراج است:

ضریب متغیر حجم نقدینگی 0.04 می‌باشد، که به لحاظ آماری معنادار نیست. از سوئی ضریب متغیر مخارج دولت 0.2 به‌دست آمده، که نشان می‌دهد اگر مخارج دولت یک درصد رشد یابد، تولید به‌طور متوسط 0.2 درصد رشد می‌کند. ضریب متغیر شاخص قیمت(0.34-) نشان می دهد یک درصد رشد شاخص قیمت منجر به کاهش تولید به میزان بطور متوسط 0.34 درصد می شود. نرخ ارز نیز دارای ضریب 0.13- است، که نشان می‌دهد رشد یک درصدی نرخ ارز، تولید را 0.13 درصد کاهش می‌دهد.

بنابراین با توجه به مدل برآورد شده می‌توان به نتایج زیر رسید :

1)   نقدینگی دارای اثر معناداری بر تولید نمی‌باشد، بنابراین اعمال سیاست‌های پولی نمی‌تواند بخش حقیقی اقتصاد را تحت تاثیر قرار دهد .

2)   مخارج دولت دارای اثر مثبت و معناداری بر تولید می‌باشد، بنابراین اعمال سیاست‌های مالی می‌تواند بخش حقیقی اقتصاد را تحت تاثیر قرار دهد .

 

 

ب ) معادله شاخص قیمت :

با توجه به نتایج معادله دوم(معادله قیمت) نتایج زیر قابل استخراج است:

ضریب متغیر حجم نقدینگی 0.08 بدست آمده، که نشان می هد اگر حجم نقدینگی یک درصد رشد نماید ، سطح عمومی قیمت‌ها بطور متوسط 0.08 درصد رشد می کنند . از سوئی ضریب متغیر مخارج دولت 0.19 است که نشان می دهد رشد یک درصدی مخارج دولت، قیمت‌ها را بطور متوسط 0.19 درصد افزایش می دهد. ضریب متغیر نرخ ارز و تولید نیز به ترتیب 0.32- و 0.22 بدست آمده است، که نشان از رابطه مثبت بین قیمت و نرخ ارز، و رابطه معکوس قیمت و تولید دارد.

بنابراین با توجه به مدل برآورد شده می توان به نتایج زیر رسید :

1)   نقدینگی دارای اثر مثبت و معناداری بر سطح عمومی قیمت می باشد .

2)   مخارج دولت دارای اثر مثبت و معناداری بر قیمت می باشد .

 

ج) معادله حجم نقدینگی، مخارج دولت و نرخ ارز:

معادلات سوم، چهارم و پنجم نیز به ترتیب معادلات حجم نقدینگی، مخارج دولت و نرخ ارز را نشان می‌دهد. با توجه به اینکه متغیرهای نقدینگی و مخارج دولت به‌عنوان متغیر‌های سیاست‌گذاری در نظر گرفته شده اند، این دو متغیر تابعی از مقادیر باوقفه متغیر‌های دیگر تصریح شده اند.

 

د) بررسی ارتباط متقابل بین معادلات:

در بالا نتایج ارائه شده در خصوص تک تک معادلات، مورد تفسیر قرار گرفت، ولیکن چون معادلات در داخل یک سیستم معادله مورد تخمین قرار گرفته است، با بررسی ارتباط متقابل بین معادلات، توجه به نکات زیر الزامی است:

1)   در معادله تولید، حجم نقدینگی اثر معناداری بر تولید ندارد، ولیکن در معادله قیمت رشد نقدینگی منجر به رشد قیمت‌ها می‌شود. از سوئی دیگر در معادلة تولید، رشد قیمت‌ها منجر به کاهش تولید می‌شود. بنابراین حجم نقدینگی به‌صورت مستقیم بر تولید اثری ندارد، ولیکن به‌صورت غیرمستقیم از طریق ایجاد تورم، منجر به کاهش تولید می‌شود.

2)   رشد مخارج دولت اثرات معناداری، هم بر رشد تولید و هم بر رشد قیمت دارد. از سوئی، با توجه به معادلة تولید، رشد قیمت‌ها منجر به کاهش تولید می‌شود. بنابراین رشد مخارج دولت به‌صورت مستقیم منجر به رشد تولید می‌شود، و به‌صورت غیرمستقیم نیز از طریق رشد قیمت‌ها،‌ باعث کاهش تولید می‌شود.

 

 

 

 

3-4)    بررسی خنثائی یا ناخنثائی سیاست‌های پولی و مالی :

در قسمت قبل این نتیجه حاصل شد که سیاست‌های پولی و مالی(پیش بینی شده) به ترتیب خنثی و ناخنثی می‌باشند(به‌عبارتی سیاست‌های پولی، تولید را تحت تاثیر قرار نمی‌دهند، ولی سیاست‌های مالی می‌توانند سطح تولید را تحت تاثیر قرار دهند). در این قسمت به بررسی خنثائی و یا ناخنثائی سیاست‌های پولی و مالی پیش بینی نشده می‌پردازیم.

در این قسمت برای انجام خنثائی و یا ناخنثائی سیاست‌های پولی و مالی از آمارة پسران و تیمرمن[42] استفاده می‌شود. این آماره(تحت فرضیه صفر) استقلال دو متغیر را در مقابل عدم استقلال مورد آزمون قرار می‌دهد. اگر آمارة محاسباتی از عدد 1.96 (به لحاظ قدر مطلق) بیشتر باشد، فرضیه صفر مبنی بر استقلال دو متغیر رد می‌شود.[43]

با توجه به 4 معادلة برآورد شده، جمله پسماند حاصل از معادلات را می‌توان به‌عنوان اجزاء پیش بینی نشده در نظر گرفت. به‌عنوان مثال جمله پسماند حاصل از معادله پول را می‌توان به‌عنوان سیاست پولی پیش بینی نشده و جمله پسماند حاصل از معادله مخارج دولت را به‌عنوان سیاست مالی پیش بینی نشده در نظر گرفت. با این تفاسیر می‌توان آزمون پسران- تیمرمن را برای جملات پسماند‌(حاصل از معادلات پول و مخارج دولت) و تولید مورد آزمون قرار داد . نتایج این آزمون در جدول(1) ارائه شده است .

 

جدول(1) :  آمارة آزمون پسران- تیمرمن

 

 

با توجه به اینکه هیچ‌یک از آماره‌های محاسباتی به لحاظ قدر مطلق از 1.96 بزرگتر نمی‌باشد، بنابراین نتیجه گرفت که فرضیه صفر مبنی بر استقلال بین دو سری متغیر پذیرفته می‌شود. بنابراین نتایج این قسمت را می‌توان به‌صورت زیر خلاصه نمود :

1)   سیاست‌های پولی پیش بینی نشده بر تولید اثری ندارد .

2)    سیاست‌های مالی پیش بینی نشده بر تولید اثری ندارد .

 

 

 

 

4-4) شبیه سازی :

 

 

 

 

A  مقادیر واقعی متغیر درون‌زا ، P  مقادیر شبیه سازی شده متغیر درون‌زا و T  تعداد مشاهدات را نشان می دهد. نتایج شبیه سازی برای متغیر‌های درون‌زا در نمودار‌های(5) الی (9) نمایش داده شده است .

معیار RMSE  برای شبیه‌سازی‌های لگاریتم شاخص قیمت، لگاریتم تولید، لگاریتم حجم نقدینگی ، لگاریتم مخارج دولت و لگاریتم نرخ ارز به‌ترتیب برابر با 0.03 ، 0.007 ، 0.021 ، 0.036 و 0.038 به‌دست آمده است. مقایسه این معیار با میانگین متغیر درون‌زا، حکایت از خوبی برازش دارد.

5)   جمع‌بندی، نتیجه‎گیری و توصیه سیاستی:

نتایج حاصل از این مطالعه(که به بررسی خنثائی و یا ناخنثائی سیاست‌های پولی(و مالی) می پردازد) را می‌توان به‌صورت زیر ارائه نمود :

در بررسی روند متغیر‌های الگو و محاسبه ضرایب همبستگی مشخص شد که نرخ رشد حجم نقدینگی و مخارج دولت به ترتیب دارای ضریب همبستگی 0.3 و 0.23 با نرخ رشد سطح عمومی قیمت‌ها، و ضریب همبستگی 0.04 و 0.28 با نرخ رشد تولید حقیقی می‌باشند. از این ضرایب همبستگی استنباط شد که متغیر پولی(حجم نقدینگی) دارای شدت همراهی (یا همبستگی) بیشتری با نرخ رشد قیمت‌ها نسبت به متغیر مالی(مخارج دولت) می‌باشد و از سوئی همبستگی متغیر مالی با نرخ رشد تولید بیشتر از متغیر پولی است .

نتایج تجربی تنها اثر مثبت و معنادار متغیر مالی(مخارج دولت) بر سطح تولید حقیقی را تائید می نماید(بعبارتی سیاست‌های مالی پیش بینی شده دارای اثر معناداری بر سطح تولید حقیقی می باشند). هم‌چنین با استفاده از آماره پسران-تیمرمن مشخص شد که هیچ‌یک از سیاست‌های پولی و مالی پیش بینی نشده دارای اثر معناداری بر سطح تولید حقیقی نمی‌باشند.

با توجه به معنادار نبودن اثر سیاست‌های پولی پیش بینی شده و پیش بینی نشده، نمی‌توان فرضیه انتظارات عقلائی را برای اقتصاد ایران پذیرفت .

 

با توجه به این نتایج حاصله می‌توان به سوالات مطرح شده در قسمت مقدمه به این صورت پاسخ داد :

1)   آیا اعمال سیاست های پولی بر تولید حقیقی در اقتصاد ایران اثر گذار است ؟

اعمال سیاست‌های پولی در اقتصاد ایران دارای اثرات حقیقی نیست و رشد پول منجر به رشد تولید حقیقی نمی‌شود.

2)   آیا اعمال سیاست های مالی بر تولید حقیقی در اقتصاد ایران اثرگذار است ؟

اعمال سیاست‌های مالی در اقتصاد ایران دارای اثرات حقیقی است و رشد مخارج دولت منجر به رشد تولید حقیقی می‌شود .

3) آیا فرضیه انتظارات عقلائی برای اقتصاد ایران پذیرفته می شود ؟

با توجه به معنادار نبودن، سیاست‌های پولی پیش بینی شده و نشده، فرضیه انتظارات عقلائی برای اقتصاد ایران تائید نمی شود .

 

از نتایج بدست آمدة این بررسی برای امر سیاست‎گزاری می‎توان به این نکته اشاره نمود که برای تهییج تولید در اقتصاد ایران تنها می‌توان از سیاست‌های مالی بهره جست، و اعمال  سیاست‌های پولی نقشی در تهییج تولید ندارد.

 

 

 

 

منابع و مآخذ :

منابع فارسی :

 

- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، بررسی تحولات اقتصادی کشور طی سال های 69-1361.

- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، گزارش اقتصادی و ترازنامه بانک در سال های مختلف.

- تشکینی ، احمد.“ آیا تورم یک پدیده پولی است؟(مورد ایران)“. پایان نامه کارشناسی ارشد.دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران. شهریور 1382.

- جلالی نایینی و شیوا ـ سیاست پولی | انتظارات عقلایی تولید و تورم ـ سومین سمینار سیاست های پولی و ارزی ، صفحات 49 تا 84 .

- ختایی و دانه کار، آثار رشد پولی قابل انتظار و غیر قابل انتظار بر محصول کل (مطالعه مورد : اقتصاد ایران طی سالهای 69-1350) . چهارمین کنفرانس سیاستهای پولی و ارزی . صفحات 103-127.

- شفیعی ، افسانه .” آیا واقعا پول خنثی است؟(مورد ایران)” پایان نامه کارشناسی ارشد. دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران .

- کمیجانی و منجذب . آزمون توهم پولی بر اساس انتظارات عقلایی در اقتصاد ایران . ششمین کنفرانس سیاستهای پولی و ارزی  .صفحات 83 تا 107.

- گرجی ، ابراهیم . ارزیابی مهمترین مکاتب اقتصاد کلان . 1376 .صفحات 10 و 11 .

- گرجی،ابراهیم. و آرزو میرسپاسی بررسی تئوریک سیکل های تجاری و علل پیدایش آن در اقتصاد ایران. موسسه مطالعات و پژوهش های بازرگانی. چاپ اول. مهرماه 1381.

- مهرآرا ، محسن . تعامل میان بخش پولی و حقیقی در اقتصاد ایران . مجله تحقیقات اقتصادی . شماره 53 . سال 1377 . صفحات100-133.

- هنری ، بهزاد . انتظارات عقلایی در اقتصاد کلان ( معرفی نظریه و ارائه شواهد تجربی ). چاپ اول . 1376 . صفحات 48 و 50 و 55-56.

- یاوری ، کاظم و حسین اصغر پور . وقفه های تولید ، سیاستهای پولی و پویایی قیمت . مجله تحقیقات اقتصادی . شماره 60 . 1381 . صفحات 209 تا 233.

 

 

منابع لاتین :

 

-  Attfield | Duck | and Demery |”Unaticipated monetary growth | output and the price level : UK.1946-77” .European Economic Review | 16. | 1980.

- Barro|R .J . Rational expectations and the role of monetary policy | journal of monetary economics |Vol 2| 1976.

- Clifford | Attfield ; David Demery ;and Nigel Duck ( Rational Expectations in Macroeconomics) 2nd Edition :1991.

-  Edner | Walters . Applied Econometrics Time Series . 1995 . pp228-234.

 - Gochoco | Maria .S .”Tests of Monetary Neutrality and Rationality Hypotheses : The Case of Japan 1973-1985”| Journal of Money | Credit and Banking | Vol.18 | No.4 (November 1986).

- Iran’s economy . Insurance and Economic Magazine (Quarterly)| Autumn 2000|vol. 3 | No1.

-  Jefferson| Philip-N . On the neutrality of inside money and outside money . Economica| 64 | 1997| pages 567-86.

-  Jha|Raghbenra &ksaitija .” The real effect of anticipated and unanticipated money” . The Indian Economic Journal . vol 49 . 2002. PP. 21-30.

-  Makin | John .H .”Anticipated Money | Inflation Uncertainty and Real Economic Activity”| Review of Economics and Statistics | June 1981 .

- Mc Gee R. and Stasiak R.|”Does Anticipated Monetary Policy Matter?Another Look”| Journal of Money| Credit and Banking | 1985 | 17 | pp.16-27.

-  Mishkin | FS . “ Does anticipated monetary policy matter ?” . Journal of political economy .Feb 1982 pp.22-55.

-  Moosa| Imad A. Testing the long run neutrality of money in a developing economy ; the case of India . Journal of Development Economics | Vol 53 (1997) 139-155.

- Pesaran |Mohammad Hashem . “ A critique of the proposed tests of the natural rate - rational expectations hypothesis “ . The Economic Journal | 92 (1982 ) | 529-54.

- Plosser|Charles.”Understanding Real Business Cycles”|Journal of Economic Perspectives|Vol.3 | Number3-Summer 1989.

- Sarig | Oded;Micheal Kahn ; Shmuel Kandel | “ The real effects of central bank monetary policy“ | 1998.

- Saunders | Peter J . “ Effects of monetary changes on the U.S economy in the short run and long run“ . The Indian Economic Journal .No. 1  July –September 2002-2003 .

- Snowdon| B.H.Vane and P.Wynareczyk (1994)| A Modern Guide to Macroeconomics: An Introduction to Competing Schools of Thoaght.Edward Elgar.

- Yamak | Rahmi and Yakup Kucukkale.”Anticipated Versus Unanticipated Money In Turkey” | Yapi Kredi Economic Review | 1998 | 9(1) | pp.15-25.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Monetary and Fiscal Variables

And Neutrality Test

 

Ahmad Tashkini | M.A

Afsaneh Shafiee | M.A

 

 

Abstract :

 

This survey seeks to investigate the effect of (anticipated and unanticipated) monetary and fiscal policies| also the rationality of  expectations formation in Iran’s economy (1338-82)| employing  SUR method.

The results indicate that the anticipated and unanticipated monetary policies are neutral | but anticipated fiscal policies have significant positive effects on real output. Also with respect to the significance of anticipated monetary policy effect and ineffectiveness of unanticipated monetary policy| the rational expectation hypothesis is not accepted for Iran’s economy.

Finally| it is concluded that only  fiscal policies can be employed to stimulate production level| but the inflationary effect of such policies should not be ignored.

 

 

Key Words :

 

Money Neutrality | Monetary and Fiscal Policy | Output | Ratianal Expectation | SUR Method