برنامه ریزی، سازماندهی، بسیج منابع و امکانات، هدایت و کنترل پنج اصل اساسی مدیریت است. مدیران باید برای همه ی این اصول از مهارت کافی برخوردار باشند.

سياستهاي پولي واعتباري درچرخه تجاري کشور

امتیاز کاربران

ستاره غیر فعالستاره غیر فعالستاره غیر فعالستاره غیر فعالستاره غیر فعال
 

سياستهاي پولي واعتباري درچرخه تجاري کشور
احمد گوگردچيان*- سيمين ميرهاشمي**

 

چکيده:
يکي از مسائل کليدي که اقتصاددانان و محققان اغلب هنگام مطالعه و تجزيه و تحليل سير تکامل فعاليّت اقتصادي با آن مواجهند، تلاش براي توضيح چرخه هاي تجاري است. با در نظر گرفتن اين نکته که توضيح رفتار وام ها و متغيّرهاي کلان پولي در طي چرخه هاي تجاري و اثر سياست پولي بر پويايي هاي آن ها، مرحله کليدي درک نقش بازارهاي مالي در اقتصاد واقعي است، اين مقاله به دنبال يافتن پاسخی برای اين پرسش است که آيا سياست های پولي و اعتباری در ايجاد يا تعديل چرخه های تجاری کشور مؤثر بوده اند؟ در اين مقاله سعی شده است تا با تبيين تئوريك و طراحی يک مدل خودرگرسيوني برداري (VAR)و برای دوره زمانی 1387-1350 به ارزیابی نقش سیاست های پولی و اعتباری در مدیریت چرخه های تجاری کشور پرداخته شود به گونه ای که تأثير تجربی اين ارتباط مورد تجزيه و تحليل قرار گيرد. در اين ارتباط نتايج تحقيق حاكي از آن است كه تاثير تکانه وارده بر تمامی متغیّرهاي مدل و از جمله سياست هاي پولي و اعتباري بر شاخص چرخه تجاری كشور تقریباً از دوره دوم شروع شده و اثر آن تا پایان دوره به صورت پایدار يعني بدون نوسان به تدريج تعدیل می شود.


کليد واژه ها: سياست های پولي و اعتباری، چرخه های تجاری، سري هاي زماني، مدل خود رگرسيون برداري
طبقه بندی JEL: , E32, E52‍C22

1- مقدّمه
چرخه تجاری انحراف بازگشت کننده (تکرار شدنی) اقتصاد از روندی است که متغیّرها با یکدیگر در حرکتند. تجزیه و تحلیل های اولیه پیرامون چرخه های تجاری بر این اعتقاد بودند که هر مرحله دوری از اقتصاد، مرحله دوری بعدی را ایجاد می کند. یک جهش اقتصادی (رونق) بحران اقتصادی (رکود) بعدی را ایجاد می کند؛ آن رکود رونق بعدی را ایجاد می کند و اقتصاد تا ابد در یک چرخه متکی به خود گرفتار می شود. در مقابل تئوری های مدرن چرخه های تجاری، نوسانات چرخه ای را به اثرات تجمعی شوک ها و آشوب هایی نسبت می دهند که دائماً به اقتصاد یورش می برند. به عبارت دیگر بدون شوک ها هیچ نوساني وجود نخواهد داشت(چاترجی[1]، 2000).
هدف از مقاله حاضر تعیین چارچوبی است که به كمك آن بتوان ارتباط بین سیاست هاي پولی و عملکرد کلی یک اقتصاد را در ارتباط با چرخه هاي تجاري درک کرد. در ارتباط با موضوع مورد بررسی و هدف تحقیق، مکاتب مختلف نظریه هاي خود را ارائه کردند كه این نظریه ها در طول زمان هر یک مکمل دیگری شد و کامل تر شدند. در ابتدا تئوری چرخه های تجاری حقیقی مطرح شد و پس از آن مدل های پولی کلاسیکی ارائه گردید و در نهایت مدل نئوکینزی ها پدیدار گشت که از فروض اساسی آن عدم خنثایی کوتاه مدت سیاست پولی بود، برخلاف دو تئوری قبلی که نقش محدودی برای عوامل پولی طی چرخه های تجاری قائل بودند.
اقتصاددانان کلان مختلفی ارتباط بین متغیّرهای کلان واقعی و متغیّرهای پولی را در طی چرخه هاي تجاری در طول 40 سال گذشته بررسی کرده اند. براي نمونه، فریدمن و شوارتز[2] (1963) در مطالعه خود ارتباط بین سیاست پولی و فعالیّت اقتصاد واقعی را بررسی کردند. در زمینه تجزیه و تحلیل اثر سیاست پولی بر چرخه هاي تجاری، مطالعات تجربی متعددی مانند سیمس و ژا (1996)، لیپر، سیمس و ژا (1996)، تمین (1998) و کنوا و دی نیکولو (2002) انجام شده است. هم چنین مطالعات زيادي مانند ایرلند (2001)، گاد فرند و کینگ (1997) و گالی (2002) صورت گرفته است. هر چند این مطالعات با سازوکارهای انتقال سیاستی سازگارند اما هنوز در خصوص اندازه و اهمیّت اثر سیاستی بر پویایی های چرخه تجاری سئوالات متعددي وجود دارد. براي نمونه، با وجودی که تعدادی بر این باورند شوک های سیاست پولی نقش مهمی در نوسانات چرخه ای ایفا نمی کند، تعدادی از نویسندگان با این نظریه موافق نیستند. سیمس[3] (1998) چنین بحث می کند که سیاست پولی نمی تواند مسئول بحران بزرگ باشد و ابزار مؤثری در برابر رکودها نیست. با این وجود کنوا و دی نیکولو[4] (2002) شواهدی از اثر قابل توجه سیاست پولی بر چرخه های تجاری در کشورهای G7 ارائه کردند.
لذا، هدف از انجام این پژوهش بررسی نقش سیاست های پولی و اعتباری در مدیریت چرخه های تجاری کشور است. بدین منظور بخش دوم مقاله به ارایه مبانی نظری چرخه های تجاری اختصاص يافته و در بخش سوم مدل و روش تحقیق ارائه خواهد شد. بخش چهارم نتایج تخمین مدل تحقیق ارایه شده و بخش پایانی مقاله نیز به نتیجه گیری اختصاص دارد.

2- چرخه های تجاری
معمولاً چرخه تجاری به صورت نوسان دوره ای فعالیّت اقتصادی کلّ در نظر گرفته می‌شود. در اين ارتباط همان گونه که مک درمات و اسکات[5] (1999) و هاردینگ و پاگان[6] (2005) به طور مشخص تأکید کردند، دو متدولوژی مشخص برای توصیف چرخه های تجاری وجود دارند. اولی چرخه کلاسیکی است که به صورت الگوی متوالی شکوفایی ها و کسادی ها در فعالیت اقتصادی کل تعریف می شود، كه البته این تعریف از چرخه تجاری از مطالعه ابتدايي برنز و میچل[7] (1946) رواج پیدا نمود كه در آن:
«یک چرخه شامل شکوفایی هایی است که در زماني واحد بسیاری از فعالیت های اقتصادی را در بر می گیرد و به همین نحو با رکود ها و کسادی های عمومی و آغاز رونق‌هایی ادامه می‌یابد و با دوره شکوفایی چرخه بعدی در هم می آمیزند. این زنجیره تغییرات تکرارشدنی بوده اما دوره ای نیستند»
دوم، چرخه رشد است که با توجه به توصیف های لوکاس[8] (1977) و کیدلند و پرسکات[9] (1990) به صورت انحرافات محصول کل واقعی از روند آن بیان می شود. تجزیه و تحلیل این نوع چرخه تجاری ایجاب می کند که روند (یا مؤلفه پایدار) از داده ها حذف شود،به گونه اي كه به وسيله آن بتوان به تجزیه و تحلیل مؤلفه چرخه ای پرداخت. این مؤلفه همان چرخه رشد است.
بدين ترتيب، توّجه عمده روش چرخه تجاری کلاسیکی معطوف به شناسایی مجموعه ای از نقاط برگشت است که دوره های شکوفایی و کسادی را از هم مجزا می کنند. بین یک اوج و نشیب فعالیت اقتصادی، اقتصاد در مرحله انقباضی(رکود) به سر می برد در حالی که بین یک نشیب و اوج فعالیت، اقتصاد در مرحله انبساطی (رونق) قرار دارد (راشل میل[10]، 2010)

2-1- رژیم های پولی و چرخه تجاری
با توجه به تئوری هاي سنّتی اقتصاد، یکی از ویژگی های یک رژیم تغییر پذیر مثل نظام پولی طلای کلاسیکی[11] که حدود سال 1880 تا وقوع جنگ جهانی اول حاکم بود، وجود مجموعه ای از نیروهای بازاری خود به خود تنظیم شونده ای است که باعث ثبات بلند مدت سطح قیمت ها می شوند. سازوکاری که این نیروها توسط آن فعالیّت می کنند معمولاً توسط تئوری کلاسیکی کالایی پول توصیف می شود (بوردو[12]، 1984). با توجه به تئوری مذکور، تغییرات تولید طلا در نهایت هر حرکت تورمی یا ضد تورمی سطح قیمت را خنثی خواهد کرد. به هر حال مسئله این است که شوک های غیر منتظره عرضه یا تقاضای طلا می توانند اثرات کوتاه مدت قابل توجهی بر سطح قیمت و محصول واقعی در مواجهه با انعطاف ناپذیری های اسمی داشته باشند.
در یک رژیم بین المللی تغییر پذیر، تثبیت ارزش پول رایج كشورها به قیمت ثابت طلا، تکیه گاه اسمی پایداری برای سیستم پولی بین المللی فراهم می کند. به هر حال چنین ثباتی هنگام رویایی با شوک های خارجی که عامل ایجاد اشتغال و محصول بی ثبات هستند، مشخص مي شود. گذشته از این، تبعیت از رژیم بین المللی تغییر پذیر به معنای فقدان استقلال پولی و مالی است، چون تحت چنین رژیمی الزام نخست حفظ قابلیت تبدیل پول های رایج به فلز قیمتی و نه تثبیت اقتصاد داخلی است (برگمن، بوردو و جان یونگ[13]، 1998).
در یک رژیم پولي بدون پشتوانه، به طور تئوریك، مقامات پولی می توانند از عملیات بازار باز یا دیگر ابزارهای سیاستی برای مقابله با انواع شوک هایی استفاده کنند که ممکن است بر سطح قیمت و فعالیّت واقعی تحت اين معیار پولی اثرات نامطلوبی داشته و موجب ثبات اسمی کوتاه مدت و بلند مدّت شود. همین طور چنین رژیمی استقلال سیاسی مالی داخلی  بيشتری به ارمغان می آورد. علاوه بر اين استقلال سیاسی مقامات و طرفداری از یک رژیم بدون پشتوانه انعطاف پذیر نرخ ارز، باعث ایجاد مقاومت در برابر شوک های خارجی می شود[14].
همانند یک رژیم تغییر پذیر، کشورهایی که رژیم های پولی بدون پشتوانه را تعقیب می کنند، می توانند به نرخ های ارز تثبیت شده با یکدیگر وفادار باشند. مزیّت کلیدی اين عمل، اجتناب از هزینه های معاملاتی ارز (مبادله) در تجارت بین المللی است. به هر حال یک سیستم نرخ تثبیت شده بر مبنای پول بدون پشتوانه، تکیه گاه اسمی پایدار رژیم تغییر پذیر پولی را ارائه نمی دهد مگر این که تمامی اعضا پول های رایجشان را بر حسب پول رایج یک کشور غالب تعیین کنند (برای مثال ایالات متحده تحت برتون وودز یا آلمان در سیستم پولی اروپا).

2-2- سیاست های پولی و اعتباری و چرخه های تجاری
در این بخش سعي مي شود به روند ورود بخش پولی در مباحث چرخه های تجاری پرداخته شده و سیر تکامل نظریه هاو تئوری های چرخه هاي تجاری ارایه شوند. در اولین گام تئوری چرخه تجاری حقیقی مطرح می شود و در ادامه با تکامل و تصحیح فروض آن، تئوری های چرخه تجاری جدیدی حاصل خواهند شد که به تدریج نقش عوامل پولی در آن ها پررنگ تر خواهد شد.
تلاش تعداد زیادی از محققین برای درک ارتباط بین سیاست پولی، تورم و چرخه های تجاری منجر به توسعه چارچوبی شده است که مدل نئوکینزی[15] نامیده می شود و به طور گسترده برای تجزیه و تحلیل سیاست پولی مورد استفاده قرار می گیرد. در ادامه،ابتدا به معرّفی تئوری چرخه های تجاری حقیقی و مدل های پولی کلاسیکی پرداخته تا بر اساس آن بتوان به تبيين مدل نئوکینزی پرداخت.

2-2-1- تئوری چرخه های تجاری حقیقی[16] (RBC) و مدل های پولی کلاسیکی
بعد از مقالات اولیه ای که توسط کیدلند و پرسکات (1982) و پرسکات (1986) نگاشته شد، تئوری RBC به چارچوب مرجع عمده ای برای تجزیه و تحلیل نوسانات اقتصادی تبدیل شد و تا حد زیادی هسته تئوری اقتصاد کلان شد. اثر انقلاب RBCدارای دو بعد مفهومی و روش شناختی است. از جنبه روش شناختی، تئوری RBC با قاطعیّت بکارگیری مدل های تعادل تصادفی عمومی پویا[17] (DSGE) را به عنوان ابزار مرکزی تجزیه و تحلیل اقتصاد کلان تصدیق کرد و معادلات رفتاری که متغیّرهای کلان را توصیف می کنند، جایگزین شرط هاي مرتبه اول آن دسته از مسائل میان دوره ای[18] شدند که بنگاه ها و مصرف کنندگان با آن مواجه هستند. به علاوه اقتصاددانان طرفدارRBC بر اهمیّت جنبه های مقداری مدل سازی تأکید نمودند به طوری که می توان این تأکید را در نقشی که در درجه بندی، شبیه سازی[19] و ارزیابی مدل هایشان منعکس شده، مشاهده کرد. قابل توّجه ترین بعد انقلاب RBC مفهومی است که متکی بر سه ادّعای اساسی زير است:
کارایی چرخه های تجاری:بخش اعظم نوسانات اقتصادی در کشورهای صنعتی پیامد تعادلی هستند که ناشی از واکنش اقتصاد به تغییرات برون زای عوامل واقعی (از جمله تکنولوژی) در محیطی است که مشخصه های آن رقابت کامل و بازارهای بی اصطکاک است. با توجه به دیدگاه مذکور نوسانات دوره ای لزوماً نشان دهنده تخصیص ناکارای منابع نیستند، يعني نوسانات ایجاد شده توسط مدل استاندارد RBC به طور کامل بهینه اند. لذا، سیاست های تثبیتی ممکن است مطلوب نبوده و حتی ضد تولیدی باشند. این استنباط با تفسیر متداول کینز (1936) که در آن رکودها رادوره هایی با بهره برداری ناکارا و اندک منابع توصیف می کند در تضاد است(جردی گالی[20]، 2008).
اهمیّت شوک های فن آوری به عنوان منبع نوسانات اقتصادی: این ادعا بر گرفته از قابلیت مدل پایه ای RBC در ایجاد نوسانات واقع گرایانه در تولید و دیگر متغیّرهای کلان اقتصادی است. در واقع این قابلیت ناشی از شوک های فن آوری است، زمانی که فرض شود تنها نیروی محرکه برون زا، تغییر بهره وری کل عامل است. بدین مفهوم که حتی اگر فرض شود، تنها نیروی محرک برون زا، تغییر بهره وری کل عامل است، با این حال شوک های فن آوری باعث این تغییر خواهند شد و نوسانات اقتصادی را ایجاد می کنند. چنین تفسیری از نوسانات اقتصادی بر خلاف دیدگاه سنتّی است که تغییر فن آوری را به عنوان منبع رشد بلندمدّت و بی ارتباط با چرخه های تجاری معرّفی کرده است (جردی گالی، 2008).
نقش محدود عوامل پولی: تئوری RBC در تکاپوی توضیح نوسانات اقتصادی هیچ ارجاعی به عوامل پولی نداده حتی وجود بخش پولی را مجزا نموده است.همچنين، اين روش برای بانک های مرکزی و دیگر نهادهای سیاست گذاری نقش محدودی در نظر می گیرد. در این روش (RBC) به مدل های بزرگ مقیاس اقتصاد کلان اتکا می شود بدون این که به چالش هایی که در ارتباط با سودمندی آن ها در ارزیابی سیاسی (لوکاس[21] 1976) وجود دارد یا بدون این که به موانع شناسایی شدیداً قراردادی متکی بر تخمین مدل هایشان (سیمس[22]1980) توجه شود. البته، کولی و هانسن[23] (1989) تلاش کردند تا بخش پولی را وارد مدل متداول RBC کنند در حالی که در ارتباط با فروض رقابت کامل و انعطاف پذیری کامل قیمت ها و دستمزدها تردید وجود داشت. نهایتاً چارچوبی ایجاد شد که با عنوان مدل پولی کلاسیکی شناخته می شود و عموماً بی طرفی (یا چیزی نزدیک به بی طرفی) سیاست هاي پولی را نسبت به متغیرهای واقعی پیش بینی می کند. این یافته ها با این عقیده شدیداً مقبول (مخصوصاً بین بانک های مرکزی) در تضاد هستند که سیاست های اقتصادی می توانند بر رشد محصول و اشتغال حداقل در کوتاه مدت مؤثر باشند.
لذا، در سال های اخیر اقتصاد کلان شاهد توسعه نسل جدیدی از مدل های چرخه تجاری پولی کوچک مقیاس بوده است که عموماً به مدل های نئو کینزین ها[24](NK) یا مدل های جدید تلفیقی نئو کلاسیک ها[25] بر می گردد. این مدل های جدید، اصول کینزین ها (رقابت ناقص و عدم انعطاف پذیری های اسمی) را با یک چارچوب تعادل عمومی پویایی تلفیق می کنند که پیش از این تا حدّ زیادی به الگوی چرخه تجاری حقیقی (RBC) وابسته بود. اين مدل ها می توانند برای تجزیه و تحلیل ارتباط بین پول، تورم و چرخه های تجاری و برای ارزیابی میزان مطلوبیت سیاست های پولی جایگزین مورد استفاده قرار گیرند.
به علاوه تأکید بر فروضی چون عدم انعطاف پذیری های اسمی به عنوان عامل عدم خنثایی پولی، تمایز واضحی بین مدل های NK و چارچوب های پولی کلاسیکی ارایه می دهد.[26] سازوکار کلیدی که از طریق آن پول مي تواند داراي اثرات واقعی باشد اصطلاحاً مالیات تورمی[27] نامیده می شود. البته عموماً تأیید می شود که آن اثرات از لحاظ مقداری اندک هستند و عامل اصلی عدم خنثایی های پولی نیستند.[28]

2-2-2- مدل کینزین هاي جديد(نئو کینزی): مهم ترین ارکان و ویژگی ها
علیرغم این که مدل RBC و مدل پولی کینزین هايجدید دستورهای سیاستی متفاوتی ارائه می دهند اما شباهت های مهمی بین آن ها وجود دارد، به گونه اي كه در بطن مدل کینزین هايجدید رد پای مدل RBC مشهود است[29]. این موضوع را می توان در فروض اين مدل ها مشاهده کرد. فرض نخست مبتنی بر عمر نامحدود خانوارهاست و این که خانوارها با توجه به قید محدودیت بودجه میان دوره ای، مطلوبیت ناشی از مصرف و فراغت را حداكثر می کنند و دومین فرض مبتنی بر این که تعداد زیادی از بنگاه ها که به تکنولوژی یکسانی دسترسی دارند، در معرض انتقالات تصادفی برون زا هستند.منظور از انتقالات تصادفی برون زا، تغییرات ناشی از شوک های تصادفی و پیش بینی نشده برون زاي غیر از تغییرات تکنیکی است. هر چند که انباشت درون زای سرمایه، به عنوان یک مؤلفه اصلی تئوری RBC، در نسخه های متعارف مدل جدید کینزین ها حضور ندارد، اما به سادگی می توان آن را در این مدل ها جا داد (اسمتز و وترز[30]، 2003). هم چنین با توجه به تئوری RBC، یک وضعیت تعادلی شکل دهنده، یک فرایند تصادفی برای تمام متغیّرهای درون زایی از اقتصاد است که با تصمیمات بهینه میان دوره ای خانوارها و بنگاه ها با توجه به اهداف و محدودیت های آن ها و با توجه به تسویه تمامی بازارها سازگارند.
به هر حال، روش مدل سازی کینزین های جدید، مشخصه ساختاری DSGE مدل های RBC را با فروضی در هم می آمیزد که با فروض مدل های پولی کلاسیکی تفاوت دارند. مهم ترین ارکان و ویژگی های مدل های کینزین های جدید عبارت است از: (جردی گالی، 2008)
رقابت انحصاری:قیمت کالاها و نهاده ها توسط عاملان اقتصادی خصوصی در راستای حداكثر سازی اهدافشان تعیین می شوند که این در تضاد با زمانی است که قیمت کالاها و نهاده ها توسط یک متصدی حراج بی نام تعیین شوند که در تلاش برای تسویه تمام بازارهای (رقابتی) با هم و یک دفعه است.
انعطاف ناپذیری های اسمی:علیرغم این که بنگاه ها می توانند قیمت کالاها و خدماتی را که می فروشند تعدیل كنند با این حال با محدودیت های وارد بر تناوب مواجه هستند. در واقع ممکن است بنگاه ها با بخشی از هزینه های مربوط به تعدیل آن قیمت ها مواجه شوند. چنین نوع اصطکاکی برای کارگران با وجود دستمزدهای چسبنده به کار می رود.
عدم خنثایی کوتاه مدت سیاست پولی:به علت وجود عدم انعطاف پذیری های اسمی، تغییر نرخ های بهره کوتاه مدت اسمی، چه توسط بانک مرکزی یا توسط تغییر در عرضه پول، با تغییرات یک به یک در تورم مورد انتظار تطبیق نمی یابند، بنابراین منجر به نوساناتی در نرخ های بهره واقعی می شوند. این امر موجب تغییر مصرف و سرمایه گذاری و در نتیجه محصول و اشتغال می شود. به هر حال در بلند مدت تمامی قیمت ها و دستمزدها تعدیل می یابند و اقتصاد به تعادل طبیعی خود باز می گردد.
این نکته قابل اهميّت است كه سه جزء مذکور قبلاً در ادبیات کینزین های جدید که در اواخر دهه های 1970 و 1980 ظهور یافتند محوری بوده و همسو با تئوری RBC توسعه یافتند. به هر حال مدل های مورد استفاده در آن مطالعات اغلب یا ایستا بودند یا این که از فرم تعدیل شده ای از شرایط تعادلی استفاده می کردند که از مسائل واضح بهینه سازی پویا که خانوارها و بنگاه ها با آن مواجه بودند، مشتق نمی شدند. تأکید فراوان آن مدل ها به جای این که بر ارایه یک بنیاد خرد باشد مبتنی انتخاب هزینه های اندک برای چسبندگی قیمت ها و در نتیجه عدم خنثایی پولی بود. ابتکار نسل جدید مدل های پولی این است که آن ویژگی ها را در یک چارچوب DSGE کاملاً مشخص جای دادند، بنابراین با روش مدل سازی رسمی که معيار تئوری RBC بوده است تطبیق می یابد.
البته، چارچوب جدید مدل کینزین ها با مدل های RBC تفاوت های اساسی دارد. این که واکنش اقتصاد به شوک ها عموماً ناکارا است و نيز این که عدم خنثایی سیاست پولی که ناشی از وجود عدم انعطاف پذیری های اسمی است، برای مداخله هاي به طور بالقوه بهبود دهنده رفاه توسط مراجع پولی به منظور حداقل سازي انحراف های موجود، زمینه سازی می کند. گذشته از این آن مدل ها به طور بحث بر انگیزی برای تجزیه و تحلیل و مقایسه رژیم های پولی جایگزین مناسبند، بدون این که موضوع انتقاد لوکاس واقع شوند. از آن جا که این مدل ها (مدل های NK) بخش پولی را وارد تئوری چرخه هاي تجاری نمودند، كه محور اصلي اين مطالعه است، به توضیح مختصر ويژگي هاي این مدل ها پرداخته خواهد شد.
ارائه چشم انداز جدیدی پیرامون ماهیت پویایی های تورم: این ویژگی در مدل هایی مطرح است که در آن ها بنگاه ها با وجود این که می توانند قیمت کالاهای تولیدی خود را تعدیل کنند اما با محدودیت های وارد بر تناوب[31] مواجهند. بنگاه هایی که امروز مجدداً قیمت گذاری می‌کنند متوّجه می شوند قیمت هایی که انتخاب می کنند احتمالاً برای بیش تر از یک دوره کارآ می ماند. چنین بنگاه هایی زمانی که در ارتباط با قیمت گذاری فعلی تصمیم گیری می کنند متوّجه خواهند شد که بهینه است تا انتظاراتشان را در خصوص شرایط تقاضا و هزینه در آینده به حساب آورند. با توّجه به این که یکی از پیامدهای تصمیمات فعلی در ارتباط با قیمت گذاری، تغییر سطح قیمت های کل (تا حدودی) است، بنابراین چنین بر می آید که تورم باید یک مؤلفه رو به جلوی (پش رونده) مهم داشته باشد. چنین به نظر می رسد که ویژگی مذکور به وضوح در منحنی جدید فیلیپس منعکس شده است.
تاثير شکاف محصول در مدل های جدید بهینه سازی با قیمت های چسبنده: هم به عنوان نیرویی که متضمن نوساناتی در تورم است (از طریق اثری که بر هزینه های نهایی دارد) و هم به عنوان یک هدف سیاستی. اما مفهوم شکاف محصولی که در مطالعات اخیر نمایان شده شباهت اندکی با معیارهای شکاف محصول فاقد عمومیت و تا حد زیادی نظری دارد که در تجزیه و تحلیل های تجربی سنتی تورم و سیاست پولی مورد استفاده قرار می گرفت. در الگوی جدید، شکاف محصول مفهومی جامع است، در واقع شکاف محصول انحراف محصول از سطح تعادلی آن در غیاب عدم انعطاف پذیری های اسمی است.
انتقال شوک های سیاست پولی به متغیرهای واقعی توسط مجرای متداول نرخ بهره:البته چنین سازوکار انتقالی لزوماً در بر گیرنده اثر نقدینگی نیست.
وجود قیمت های چسبنده علاوه بر وجود عامل عدم خنثایی پولی، مي تواند برای واکنش اقتصاد به شوک های غیر پولی دلالت های قوی ارائه دهد.
قبول چارچوب تعادل عمومی پیرامون قیمت های چسبنده و امکان تجزیه و تحلیل واضح مطلوبیت مبتنی بر رفاه ناشي از سیاست های پولی جایگزین اين ويژگي می تواند به عنوان مبنایی برای طراحی یک سیاست پولی بهینه (یا حداقل مطلوب) مورد استفاده قرار گیرد. بنابراین در مدل قیمت های چسبنده، سیاست بهینه به طور کامل شکاف محصول و سطح قیمت ها را تثبیت می کند. یک چنین هدفی کاملاً دستیافتنی است چون بانک مرکزی با جایگزینی بین شکاف محصول و تثبیت تورم مواجه نیست.
در حالیکه سیاست پولی بهینه نیازمند این است که بانک مرکزی به طور خودکار به اختلالات اصولی و اساسی به یک روش معین واکنش نشان دهد، یک قانون سیاستی ساده که بانک مرکزی (به قدر کافی) نرخ بهره را در واکنش به نوسانات تورم ویا شکاف محصول تعدیل کند، عموماً تقریب خوبی از قانون بهینه ارائه می دهد.
تنظیم هم زمان متناوب دستمزدها و قیمت ها دلالت های مهمی برای سیاست پولی دارد. به خصوص نوسان تفاوت بین هزینه و افزایش دستمزدها[32] به علت عدم انعطاف پذیری کامل دستمزدها یک رابطه جایگزینی بین شکاف محصول و تثبیت تورم ایجاد می کند که در مدل بنیادی قیمت های چسبنده مفقود است.

3- مدل و روش تحقیق
3-1- مدل
در متون اقتصادی تلاش هایی برای تبیین و تعریف چرخه های تجاری انجام گرفته است به طوری که تعریف های پبیشنهاد شده بازتاب برخی از نظریه های اقتصادی است. شاخص‌های چرخه تجاری بر حسب زمان بندی تحرّکات آن ها به سه دسته تقسیم می شوند: پیشرو، همزمان و باوقفه. شاخص های همزمان مثل اشتغال، تولید، درآمد سرانه و سطح فروش تجاری و صنعتی مجموعه های گسترده ای هستند که فعالیت اقتصادی کلّ را اندازه گیری می کنند، بنابراین تعیین کننده چرخه های تجاری هستند. شاخص های پیشرو مثل متوسط ساعات هفتگی، سفارشات جدید، پیش بینی های مصرف کننده، مجوّزهای ایجاد مسکن، قیمت های موجودی انبار و تغییرات عرضه پول، تغییرات در اعتبارات و تغییرات در برخی  قیمت های حساس، مجموعه هایی هستند که تمایل دارند در پيشروی چرخه تجاری تغییر مسیر دهند. شاخص های با وقفه بر خلاف شاخص های پیشرو، تمایل دارند بعد از مجموعه های همزمان مسیر خود را تغییر دهند. این شاخص ها نمایانگر هزینه های فعالیّت تجاری هستند، مثل نسبت فهرست دارایی به فروش ها، تغییر هزینه های واحد نیروی کار، متوسط نرخ بهره پایه ای که بانک ها مطالبه می کنند و وام های معوّق صنعتی و بازرگانی. هزینه های اجتماعی و مصرف کننده نیز توسط شاخص های با وقفه نمایان می شوند مثل نسبت قسط بندی اعتبار معوق به درآمد شخصی، تغییر قیمت های مصرف کننده برای خدمات و متوسط استمرار بیکاری.
با توجه به مباني نظري موضوع و به طور مشخص روش شناسي كینزین هاي جديد، می‌توان بر تأثير سیاست های پولی و اعتباری بر چرخه هاي تجاري تاكيد نمود. همان طوری که ذکر شد تغییرات عرضه پول که در واقع منجر به اعمال سیاست پولی می شود از شاخص های پیشروی چرخه های تجاری به حساب می آید. از سوی دیگر بر اساس مطالعه جسپر لیند[33] (2003) علاوه بر سیاست هاي پولی و اعتباري، متغيّرهايي مانند تورم و نرخ بهره نيز مي توانند بر چگونگي شكل گيري چرخه های تجاری تأثير گذار باشند. در واقع مبنای تئوریکی انتخاب اين متغیّرها در مدل جسپر لیند (2003)، مدل های نئوکینزی مبتني بر اقتصادهای باز و کوچک است. در اين ارتباط، میگوئل کاسارس[34] (2001) نيز در مطالعه خود برای بررسی اثر سیاست های پولی بر چرخه های تجاری در یک مدل ساختاری با قیمت های چسبنده، متغیّرهایی مانند مصرف، سرمایه گذاری، تورم، نرخ بهره اسمی کوتاه مدت و تعریف محدود پول را وارد نمود. که از بین متغیّرهای یاد شده متغیّر نرخ بهره اسمی کوتاه مدت جزو شاخص های با وقفه‌ی چرخه های تجاری است در حالی که متغیّرهای دیگر از جمله مصرف، سرمایه گذاری، تورم و ... نمایانگر شاخص های همزمان چرخه های تجاری هستند. بنابراین در این مقاله مدلی ارائه خواهد شد که دربرگیرنده تعریف و توصیف کاملی از چرخه های تجاری بر اساس شاخص های پیشرو، همزمان و با وقفه که معرّف چرخه های تجاری هستند، باشد. براي اقتصاد ايران نيز بر اساس ادبيات موضوع می توان فرم تابعی به صورت زير را در نظر گرفت که در آن چرخه های تجاری تابعی از سیاست های پولی و اعتباری، تورم، نرخ بهره (نرخ سود کوتاه مدت)، مصرف و سرمایه گذاری است.
به طوری که CYCLEGDP معرّف چرخه های تجاری كشور است که در اين مقاله برای مطالعه چرخه های تجاری، داده های GDP حقیقی از روند بلندمدت خود جدا می شوند. روشی که برای این کار استفاده می شود فیلترینگ نام دارد. بنابراین در این مقاله به جداسازی روند از داده ها با استفاده از روش فیلتر هادریک-پرسکات[35] پرداخته می شود و بعد از روندزدایی مشخصه های اصلی چرخه های تجاری و متغیّرهای تأثیرگذار بر آن بررسی می‌شوند. البته برخي از مطالعات مانند چریستیانو و همكاران [36] (2000) نيز در مطالعه خود براي محاسبه چرخه های تجاری از لگاریتم GDP حقیقی استفاده نموده اند. نمودار زير نوسانات GDP حقيقي كشور را برای سال های مورد مطالعه (1387-1350) بر اساس فیلتر هادریک-پرسکات نشان می دهد.

 

نمودار (1): نوسانات GDP كشور بر اساس فیلتر هادریک-پرسکات 1387-1350
همچنين، MCI[37] شاخص شرایط پولی كشور، INF نرخ تورم و CONSمعرف هزینه های مصرفی است.  Iمعرّف مخارج سرمایه گذاری و IR بیانگر نرخ بهره كشوراست.
در ارتباط با معرّفي شاخصي كه بتواند نشان دهنده شرايط و سياست هاي پولي كشور باشد، در این تحقیق از شاخص شرایط پولی كشور ها (MCI) استفاده شده است. این شاخص كه از آن برای بررسي چگونگي هدایت سیاست هاي پولی استفاده مي شود، در سال هاي اخیر در برخی کشورها از قبیل کانادا، انگلیس، پاکستان و ترکیه مورد بحث و بررسی قرار گرفته است و بانک های مرکزی کانادا، نیوزلند، نروژ و سوئد هر کدام به نحوی در گسترش آن تلاش کرده اند. به علاوه صندوق بین المللی پول[38] (IMF) و کشورهای OECD، نيز از این شاخص برای ارزیابی سیاست های پولی استفاده نموده اند.
لذا، با توّجه به این که نرخ بهره و نرخ ارز دو مجرای مهم سياست هاي پولي و انتقال پول هستند،از تركيب اين متغيّرها می توان برای نشان دادن شرایط پولی كشور استفاده نمود.بنابراين MCI که يك شاخص وزني بوده و شامل تغییر در نرخ ارز و نرخ بهره می باشد، مي تواند ارزیابی خوبي از شرایط پولی عمومی داشته باشند، به طوري كه محتوای اطّلاعاتی اين شاخص درجه فشار سیاست پولی را بر اقتصاد، تقاضای کلّ و در نهایت نرخ تورم نشان مي دهد. استفاده از شاخص MCI به عنوان یک ابزار سیاست پولی بانک مرکزی بر این فرض استوار است که هر دو متغير نرخ بهره و نرخ ارز از عوامل مهم و تأثیر گذار بر شرایط اقتصادی و به ویژه نرخ تورم می باشند(صادقی و همکاران 1386).
بنابراین شاخص شرایط پولی، شاخصی است که از یک سو سیاست های پولی اجرا شده کشور را مورد ارزیابی قرار می دهد و از سوی دیگر به بانک مرکزی هشدار می دهد که در چه زمانی بايد سیاست پولی انبساطی و چه زمانی سیاست پولی انقباضی اجرا نمايد. براي مثال در صورتی که شاخصMCI افزایش یابد سیاست پولی حاکم سیاست انقباضی است و باید در جهت تعدیل آن اقدام شود و بر عکس. به عبارت ساده ترMCI درجه ای از فشاری است که سیاست پولی بر اقتصاد اعمال می کند (کسرییل[39]، 1999).
در اين رابطه، دی وت[40] (2002) شاخص شرایط پولی راترکیب تغییر در نرخ بهره کوتاه مدت و نرخ ارز مؤثر از یک سال پایه، تعریف می کند. به عبارت دیگر MCI یک شاخص وزنی نرخ بهره حقیقی و نرخ ارز مؤثر حقیقی با وزن های مشخص شده است که این وزن ها تأثیر نرخ بهره و نرخ ارز را بر روی تورم نشان می دهند. لذا برای محاسبه MCI باید ابتدا رابطه بین تقاضای کل و نرخ بهره و نرخ ارز تخمین زده شود و سپس ضرایب حاصل از این تخمین برای محاسبه و برآورد شاخص شرایط پولی مورد استفاده قرار گیرد. بعد از برآورد MCI می توان سیاست پولی کشور را به سیاست های انبساطی و انقباضی تفکیک نمود، به طوري كه افزایش MCI نشان دهنده سیاست پولی انقباضی و کاهش آن نشان از سیاست پولی انبساطی است (صادقی و همكاران1386).
در اين مطالعه، اطّلاعات و داده های متغيّرهاي تحقیق از سایت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران براي دوره زماني 1350 تا سال 1387 استخراج شده است.

3-2- روش تخمین
با توّجه به ماهيت داده هاي سري زماني و نوع مطالعه، جهت ارزيابي اثر سياست هاي پولي و اعتباري و نيز ساير متغيّرهاي معرّفي شده در ادبيات موضوع بر چرخه هاي تجاري كشور، در اين مطالعه روش خود رگرسیون برداری[41] (VAR) ، مورد استفاده قرار گرفته است. اين روش نسبت به ساير روش هاي ممكن داراي ويژگي هاي‌ زير است كه استفاده از آن را توجيه پذير مي سازد:
- نيازي‌ به‌ نگراني‌ درباره‌ تعيين‌ درونزا و برونزا بودن‌ متغيّرها نيست‌، زيرا تمامي‌ متغيّرها در اين مدل‌  درون زا هستند.
- تخمين‌ مدل‌ ساده‌ بوده و مي توان از روش‌ متعارف‌ حداقل مربعات معمولي براي‌ هر يك‌ از معادلات‌ به‌ صورت‌ جداگانه‌ استفاده‌ كرد.
-           پيش‌بيني‌هايي‌ كه‌ از اين‌ روش‌ بدست‌ مي‌آيد، در بسياري‌ از موارد بهتر از نتايج‌ مدل‌هاي‌ پيچيده‌ مانند معادلات‌ همزمان‌ است‌ (گجراتي‌، 1378).
در اين راستا، از آن جا كه بر اساس معیار شوارتز-بیزین[42]، وقفه دوم برای متغیرهای توضیحی بهترین معیار برای الگوسازی بوده است، بر اساس روش خودرگرسيون برداري الگوي مطالعه به صورت زیر است:

CYCGDPt=C1+

MCIt=C2+

INFt=C3+

IRt=C4+

CONSt=C5+

It=C6+

مطابق الگوی ارائه شده، شش معادله تشکیل دهنده سیستم مورد نظر برای شناسایی اثر متغیّرها بر یکدیگر است. برای تخمین الگوی مورد نظر در ابتدا ایستایی متغیّرها و انباشتگی آن ها آزمون می شوند.

- آزمون ریشه واحد دیکی فولر
در داده هاي سري زماني، قبل از آن‌كه به تحليل و تخمين معادلات الگو پرداخته شود، بايد آزمون ريشه واحد براي تعيين مانايي سري‌هاي زماني متغيرها انجام ‌شود. بر اين اساس نتايج ارائه شده در جدول (1)بر اساس معيار ديكي فولر نشان مي‌دهد، تمامی متغیّرها به جز CONS و IRدر سطح داده ها مانا هستند، که البته اين دو متغيّر نيز در تفاضل مرتبه اول مانا مي باشند.

جدول (1): نتايج آزمون ريشه واحد براي متغيرهاي مدل بر اساس آماره ديكي فولر

متغیر

مقدار آماره در سطح

مقادیر بحرانی در سطح اهمیت 5 درصد

مقدار آماره در تفاضل مرتبه اول

مقادیر بحرانی در سطح اهمیت 5 درصد

CYCLEGDP

2،87-

1،95-

 

 

MCI

3،64-

2،94-

 

 

I

4،10-

2،96-

 

 

INF

3،58-

2،94-

 

 

CONS

2،02

2،95-

3،03-

2،94-

IR

2،10-

2،94-

5،81-

2،95-

ماخذ: يافته هاي تحقيق

- آزمون فیلیپس پرون

با توّجه به انتقادهای پرون از روش آزمون ریشه واحد دیکی فولر، در زمانی که شکست ساختاری در سری های زمانی وجود دارد، بررسی شکست ساختاری و آزمون ریشه واحد پرون ضروری است. وجود شکست ساختاری با توّجه به تحوّلات اقتصادی ایران، در اوایل انقلاب و با توجه به تغییرات اقتصادی، سیاسی، اجتماعی و تغییرات شگرف که در متغیّرهای اقتصاد کلان كشور ایجاد نمود قابل دفاع است. در اين شرايط نتایج آزمون های ریشه واحد دیکی فولر تردید آمیز بوده و برای اطمینان کامل از غیر ساکن بودن متغیّرها ضروری است که از آزمون فيليس پرون نيز استفاده شود.
نتايج آزمون فيليپس پرون كه در جدول (2) ارائه شده است، نشان مي دهد متغیّرهای CYCLEGDP و INFو MCI در سطح داده ها مانا بوده و متغیرهایCONS، IR و I در تفاضل مرتبه اول مانا هستند.

جدول (2): نتايج آزمون ريشه واحد براي متغيرهاي مدل بر اساس آماره فيليپس پرون

متغیر

مقدار آماره در سطح

مقادیر بحرانی در سطح اهمیت 5 درصد

مقدار آماره در تفاضل مرتبه اول

مقادیر بحرانی در سطح اهمیت 5 درصد

CYCLEGDP

3،00-

2،94-

 

 

MCI

3،52-

2،94-

 

 

I

7،69

2،94-

4،15-

3،54-

INF

3،46-

2،94-

 

 

CONS

2،31

2،94-

3،03-

2،94-

IR

2،15-

2،94-

5،82-

2،95-

ماخذ: يافته هاي تحقيق

- تعيين وقفه بهينه در الگوي VAR
بعد از تشخیص ایستایی متغیّرهای مدل، اولين مسئله در مدل­هاي خود رگرسيون برداري تعيين طول وقفه بهینه است. در اينجا برای تعیین طول وقفه از معيار شوراتز- بيزين (SC)، آکائیک (AIC)، خطای نهایی پیش بینی[43](FPE) و حنان کوئین (HQ) و نسبت درستنمایی[44](LR) استفاده شده است. نتایج جدول (3) نشان می دهد كه در مدل مورد نظر در وقفه سه بر اساس معيار نسبت درستنمایی ثبات سیستم تأمین می شود. در حالی که بر اساس معیار خطای نهایی پیش بینی  وقفه چهار به عنوان وقفه بهینه انتخاب می شود و معیارهای آکائیک و شوراتز-بیزین و حنان کوئین وقفه 5 را به عنوان وقفه بهینه مدل قرار می دهند. در نهایت با توّجه به این که ثبات سیستم در وقفه بهینه سه تأمین خواهد شد، وقفه بهینه سه بر اساس معیار نسبت درستنمایی به عنوان وقفه بهینه مدل انتخاب می گردد.

جدول (3): تعيين وقفه بهينه درالگوي VAR

 

Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0

1048.181-

NA

22+e1.39

68.011

68.289

68.102

1

904.4234-

222.591

19+e1.39

61.059

63.002

61.692

2

874.3810-

34.887

19+ e2.71

61.443

65.052

62.620

3

803.6814-

54.735*

18+e6.95

59.205

64.478

60.924

4

677.9893-

48.654

17+e2.64*

53.418

60.357

55.680

5

3911.871

0.000

NA

240.378-*

231.774-*

237.574-*

* indicates lag order selected by the criterion

 

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

FPE: Final prediction error

 

 

AIC: Akaike information criterion

 

 

SC: Schwarz information criterion

 

 

HQ: Hannan-Quinn information criterion

 

 

 

مأخذ: یافته های تحقیق

- آزمون تعیین درجه هم انباشتگی
برای تخمین از روش بردارهای خود رگرسیونی نیاز به بررسی درجه هم انباشتگی بین متغیّرهای الگو است. در این تحقیق از آزمون دوربین- واتسون رگرسیون همجمعی[45](CRDW)برای تعیین درجه انباشتگی بین متغیّرها استفاده شده است. یک روش ساده و سریع برای بررسي همجمعي دو متغیّر Xtو Yt، استفاده از آزمون دوربین- واتسون رگرسیون همجمعی است. در این آزمون فرضیه صفر آن است که فرایند جملات اخلال رگرسیون (Ut) گام تصادفی و ناپایا است، یعنی:
Ut=Ut-1+VtVt~IN (0,σ2)
و فرضیه مقابل عنوان می کند که جملات اخلال دارای فرایند خود توضیح مرتبه اول و پایا است.
Ut=ρUt-1+VtVt~IN (0, σ2)
ρ˂1
حال اگر کمیّت آماره آزمون D.W مربوط به رگرسیون همجمعی کمتر از مقادیر بحرانی باشد، فرضیه صفر پذیرفته می شود، یعنی جملات اخلال Ut ناپایا و گام تصادفی است. در نتیجه متغیّرهای الگوی مورد نظر همجمع نیستند و یک رابطه تعادلی يا مفهومی بین آن ها در بلند مدت برقرار نیست (نوفرستی، 1378).

جدول (4): مقادیر بحرانی آزمون CRDW

سطح معنی دار بودن

کمیت بحرانی

1%

511/0

5%

386/0

10%

323/0

ماخذ: يافته هاي تحقيق

به منظور انجام این آزمون، ابتدا مدل (1) به روش حداقل مربعات معمولي مورد تخمین قرار گرفت. با توّجه به نتایج بدست آمده، آماره آزمون D.W بزرگتر از ضریب تعیین R2 است (51/0>56/1)، که احتمال وجود رگرسیون کاذب رد می شود. برای انجام آزمون فرضیه d=0، آماره دوربین-واتسون محاسبه شده در رگرسیون تخمین زده شده با کمیت های بحرانی ارائه شده توسط سارگان و بارگاوا مقایسه مي شود. نتايج نشان مي دهد، مقدار آماره D.W=1/56 از کمیّت های بحرانی ارائه شده حتی در سطح 10% بزرگتر است. پس فرض صفر رد می شود. یعنی جملات اخلال پایا هستند. در نتیجه می توان چنین استنباط کرد که یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای الگوی مورد نظر به گونه ای که در این الگو تصریح شده است وجود دارد.

مقدار

آماره

1.562272

Durbin-Watson stat

0.519054

R-squared

0.438896

Adjusted R-squared


- آزمون همگرایی یوهانسن[46]

از آن جایی که وجود یک رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیّرهای الگو تأیید شد در این بخش به تعیین تعداد بردارهای همگرا پرداخته می شود. پس از تعیین مرتبه انباشتگی متغیرها، اولین قدم در روش یوهانسن، تعیین تعداد وقفه های بهینه مدل VAR می باشد، که در بالا انجام شد و وقفه سه به عنوان وقفه بهینه مدل VAR انتخاب گردید.
گام بعدي، انتخاب رتبه ماتريس اثر و لزوم وارد كردن عرض از مبدأ و روند در بردار بلندمدت است كه طبق پيشنهاد يوهانسن، اين اعمال بايدبه صورت همزمان صورت گيرد.  چنان چه يوهانسن بيان كرده است، اگر تعداد متغيّرهاي موجود در بردار بلندمدت، برابر n باشد، حداکثر تعداد (n-1) بردار همگرا می توان به دست آورد. در نتیجه با وجود دو متغیّر تنها یک بردار همگرا می تواند وجود داشته باشد که از طریق آزمون های حداکثر مقادیر ویژه و آزمون اثر به دست می آید (نوفرستی، 1378).

جدول (5): نتایج آزمون همگرایی یوهانسن

کمیت بحرانی در

سطح 99%

کمیت بحرانی در

سطح 95%

آماره آزمون حداکثر

مقدار ویژه

کمیت بحرانی در

سطح 99%

کمیت بحرانی در

سطح 95%

آماره آزمون

اثر

فرضیه H1

فرضیه H0

45.10

39.37

132.1250

103.18

94.15

306.7537

r=1

r=0

38.77

33.46

103.9517

76.07

68.52

174.6287

r=2

r≤1

32.24

27.07

44.17807

54.46

47.21

70.67702

r=3

r≤2

25.52

20.97

15.61306

35.65

29.68

26.49895

r=4

r≤3

18.63

14.07

9.937272

20.04

15.41

10.88589

r=5

r≤4

6.65

3.76

0.948622

6.65

3.76

0.948622

r=6

r≤5

مأخذ: یافته های تحقیق

نتایج جدول فوق نشان می دهند که با توجه به هر دو آزمون اثر و آزمون حداکثر مقدار ویژه، وجود 3 بردار همگرایی در سطح 1% و 5% تأیید می شود.

4-توابع عکس العمل آنی (ضربه، واکنش)
جدول زير نتايج تخمين بردار خودرگرسيوني تاثير سياست هاي پولي و ساير متغیّرهاي معرّفي شده، بر چرخه هاي تجاري كشور را نشان مي دهد. از آن جایی که نتایج تخمین مدل خود رگرسیونی برداری قابل تفسیر نیستند، نتایج صرفاً ارائه شده اند و در ادامه جدول توابع عکس العمل آنی ارایه شده است که اطّلاعات اين جدول بيانگر آن است كه اگر یک تکانه یا تغییر ناگهانی به اندازه یک انحراف معیار در تورم، نرخ بهره، مصرف، سرمایه گذاری و شاخص شرایط پولی كشور ایجاد شود اثر آن بر چرخه تجاری در دوره های بعد چگونه خواهد بود.

جدول (6):نتايج  تخمين بردار خودرگرسيوني

MCI

IR

INF

I

CONS

CYCLE

GDP

 

257526.7

[0.85529]

0.796100

[0.25710]

-0.164120

[-0.34275]

-23654.39

[-0.17545]

37066.73

[0.83646]

0.358812

[1.78042]

CYCLE

GDP(-1)

t-statistics

-112423.2

[-0.45450]

-1.644019

[-0.64629]

-0.011784

[-0.02996]

-66062.67

[-0.59645]

-76634.49

[-2.10508]

-0.041555

[-0.25099]

CYCLE

GDP(-2)

t-statistics

-0.910351

[-0.51681]

1.44E-05

[0.79260]

-3.43E-07

[-0.12240]

0.944884

[1.19797]

1.144127

[4.41333]

2.34E-06

[1.98474]

CONS(-1)

t-statistics

3.933863

[ 2.21648]

1.71E-06

[ 0.09342]

5.02E-06

[ 1.77919]

-0.376404

[-0.47364]

-0.253402

[-0.97012]

-9.51E-07

[-0.80078]

CONS(-2)

t-statistics

-0.351635

[-0.45246]

-1.98E-07

[-0.02476]

-6.97E-07

[-0.56362]

0.302942

[ 0.87054]

-0.007621

[-0.06663]

-2.64E-07

[-0.50686]

I(-1)

t-statistics

-0.682792

[-0.71416]

-5.58E-06

[-0.56782]

-8.39E-07

[-0.55168]

0.812143

[ 1.89708]

0.074789

[ 0.53152]

-2.35E-07

[-0.36782]

I(-2)

t-statistics

-87562.94

[-0.62124]

1.591403

[ 1.09790]

0.362515

[ 1.61729]

24762.26

[ 0.39235]

-1121.790

[-0.05408]

0.150544

[ 1.59576]

INF(-1)

t-statistics

-32629.71

[-0.26841]

0.435527

[ 0.34837]

-0.188068

[-0.97278]

-13080.68

[-0.24030]

5448.021

[ 0.30450]

0.017721

[ 0.21779]

INF(-2)

t-statistics

913.5885

[ 0.04347]

0.771362

[ 3.56900]

0.018244

[ 0.54587]

-108.5209

[-0.01153]

2455.214

[ 0.79379]

0.027867

[ 1.98110]

IR(-1)

t-statistics

-18788.38

[-1.02814]

-0.052262

[-0.27809]

-0.015739

[-0.54158]

8443.944

[ 1.03194]

15.64263

[ 0.00582]

-0.016144

[-1.31990]

IR(-2)

t-statistics

-0.210312

[-1.00674]

-1.27E-06

[-0.59026]

-8.33E-07

[-2.50665]

-0.000883

[-0.00943]

0.001922

[ 0.06250]

-4.89E-07

[-3.49620]

MCI(-1)

t-statistics

-0.107600

[-0.44418]

-6.53E-06

[-2.62238]

-4.38E-07

[-1.13588]

-0.002849

[-0.02627]

0.017514

[ 0.49126]

-1.68E-07

[-1.03922]

MCI(-2)

t-statistics

-160695.1

[-0.82662]

-0.181538

[-0.09081]

-0.347916

[-1.12539]

-118560.6

[-1.36204]

-3623.400

[-0.12665]

-0.273977

[-2.10563]

C

t-statistics

2.654850

6.343642

2.056007

269.1922

204.1583

5.528576

F statistic

ماخذ: يافته هاي تحقيق

جدول (7): عکس العمل چرخه تجاری نسبت به تکانه در سایر متغیرها

Period

CYCLEGDP

CONS

I

INF

IR

MCI

1

0.031009

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

 

(0.00376)

(0.00000)

(0.00000)

(0.00000)

(0.00000)

(0.00000)

2

0.020528

0.003449

0.001470

0.012735

0.004590

-0.020127

 

(0.00706)

(0.00922)

(0.00965)

(0.00721)

(0.00697)

(0.00625)

3

0.011744

0.006074

-0.001155

0.015729

0.004081

-0.016348

 

(0.00836)

(0.00986)

(0.00851)

(0.00846)

(0.00866)

(0.00814)

4

0.004280

0.002397

0.000584

0.013295

0.006861

-0.014385

 

(0.00887)

(0.01004)

(0.00584)

(0.00866)

(0.00958)

(0.00821)

5

-0.002278

0.001232

-0.000167

0.009331

0.008014

-0.007274

 

(0.00855)

(0.00921)

(0.00650)

(0.00790)

(0.00929)

(0.00756)

6

-0.003793

-0.001228

0.000431

0.004877

0.006720

-0.004305

 

(0.00756)

(0.00688)

(0.00458)

(0.00693)

(0.00838)

(0.00676)

7

-0.003854

-0.001439

7.53E-05

0.002239

0.005004

-0.001990

 

(0.00624)

(0.00563)

(0.00481)

(0.00607)

(0.00714)

(0.00605)

8

-0.002218

-0.001638

0.000160

0.000801

0.003489

-0.000830

 

(0.00485)

(0.00480)

(0.00438)

(0.00536)

(0.00596)

(0.00539)

9

-0.000982

-0.001732

2.00E-05

0.000573

0.002383

-0.000709

 

(0.00374)

(0.00452)

(0.00414)

(0.00458)

(0.00511)

(0.00454)

10

-0.000169

-0.001739

-4.63E-05

0.000710

0.001472

-0.001036

 

(0.00294)

(0.00480)

(0.00428)

(0.00380)

(0.00441)

(0.00371)

ماخذ: يافته هاي تحقيق
ستون اول جدول فوق نشان می دهد تغیر ناگهانی یا تکانه اي به اندازه یک انحراف معیار در متغیّر شاخص چرخه تجاری در دوره اول، باعث افزایش شاخص چرخه تجاری به اندازه 031/0 واحد می شود. این اثر در فصل دوم موجب افزایش شاخص چرخه تجاری به اندازه 020/0شده است. اثر این تکانه در دوره های بعد نيز به همین ترتیب تفسیر می شود. ستون دوم، اثر تکانه وارده بر شاخص چرخه تجاری از طرف متغیّر مصرف است، به طوري كه اگر مصرف به اندازه یک انحراف معیار افزایش یابد در دوره اول اثری بر شاخص چرخه تجاری نداشته ولي در دوره دوم نوسانات GDP را به میزان 003/0 واحد افزایش می دهد. در اينجا نيز اثر این تکانه در دوره های بعد به همین صورت تفسیر می شود. ستون سوم نشان می دهد که یک تغییر ناگهانی به اندازه یک انحراف معیار در سرمایه گذاری در دوره اول اثری بر نوسانات GDP ندارد. تکانه وارده بر این متغیر در دوره دوم نوسانات GDP را به اندازه 001/0 واحد افزایش می دهد و به همین ترتیب تا پایان دوره می توان اثر تکانه این متغیّر را بر شاخص چرخه تجاری تفسیر نمود. ستون چهارم جدول نشان دهنده اثر یک تکانه به اندازه یک انحراف معیار در تورم است. با توجه به نتایج جدول تکانه وارده در دوره اول هیچ اثر بر نوسانات GDPندارد. در دوره دوم این تکانه به میزان 012/0 واحد باعث افزایش نوسانات GDPشده است. ستون پنجم اثر یک تکانه به اندازه یک انحراف معیار در نرخ بهره را بر شاخص چرخه تجاری نشان می دهد. در دوره اول تکانه وارده بر این متغیّر هیچ اثري بر نوسانات GDP نداشته ولي در دوره دوم این تکانه به میزان 004/0 واحد باعث افزایش نوسانات GDPشده است. در ستون ششم، اثر تکانه ای به میزان یک انحراف معیار در شاخص سیاست پولی بر شاخص چرخه های تجاری نشان داده شده است. با توجه به نتایج جدول، در دوره اول تکانه وارد بر این متغیّر هیج اثری بر شاخص چرخه تجاری ندارد در صورتي كه در دوره دوم تکانه وارد بر این متغیّر به میزان 020/0 واحد باعث کاهش نوسانات GDP می شود. به همین ترتیب اثر تکانه وارد شده بر این متغیر بر شاخص چرخه تجاری تا انتهای دوره تفسیر می شود.
بنابراين با توجه به نتايج جدول فوق و نمودارهاي پيوست مقاله می توان دریافت که تقریباً تکانه وارده بر تمامی متغیّرها به غیر از تکانه وارده بر متغیّر شاخص چرخه تجاری تقریباً از دوره دوم شروع شده و اثر آن تا پایان دوره به تدریج تعدیل می شود، ولي اثر تکانه وارده بر متغیّر شاخص چرخه تجاری از چرخه تجاری، از دوره پنجم شروع شده و تا پایان دوره تعدیل می شود. اين نكته نيز قابل توّجه است كه اثر تکانه واردهتمامی متغیّرها بر شاخص چرخه تجاری تقریباً به صورت پایدار تا پایان دوره تعدیل می شوند، یعنی تعدیل آن ها تا پایان دوره همراه با نوسان نیست.

4-1- تجزیه واریانس چرخه تجاری
جدول زير تجزیه واریانس متغیّرهای مدل را با توجه به الگوی برآورد شده نشان مي دهد.

جدول (8):نتايج  تجزيه واريانس چرخه تجاري كشور

Pe

S.E.

CYCEGDP

CONS

I

INF

IR

MCI

1

0.031009

100.0000

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

2

0.044557

69.65780

0.599008

0.108809

8.169163

1.060974

20.40425

3

0.051892

56.47908

1.811916

0.129741

15.21005

1.400647

24.96856

4

0.056107

48.89451

1.732511

0.121806

18.62579

2.693573

27.93181

5

0.057956

45.97858

1.668921

0.114992

20.04829

4.436352

27.75286

6

0.058843

45.01882

1.662561

0.116927

20.13565

5.608049

27.45799

7

0.059274

44.78887

1.697370

0.115393

19.98632

6.239471

27.17257

8

0.059452

44.66030

1.763159

0.115426

19.88499

6.546499

27.02963

9

0.059540

44.55558

1.842536

0.115096

19.83551

6.687353

26.96393

10

0.059597

44.47111

1.924106

0.114936

19.81174

6.735535

26.94257

ماخذ: يافته هاي تحقيق
در اين جدول، ستون اول که با S.E مشخص شده، خطای پیش بینی متغیّرهای مربوطه را طی دوره های مختلف نشان می دهد. به این علّت که این خطا در هر سال بر اساس خطای سال قبل محاسبه می شود و منبع این خطا تغییر در مقادیر جاری و تکانه های آتی است، طی زمان افزایش می یابد. نتايج جدول نشان مي دهد، خطای پیش بینی در دوره اول به اندازه 031/0 و در دوره دوم 044/0 بوده و در طی زمان افزایش یافته است. ستون های بعدی درصد واریانس ناشی از تغییر ناگهانی یا تکانه مشخص را نشان می دهد. ستون دوم نشان می دهد گرچه در دوره اول صد در صد تغییرات شاخص چرخه تجاری ناشی از خود متغير بوده است، ولي در دوره دوم تغییرات اين شاخص، 69 درصد مربوط به شاخص چرخه تجاری، 59/0 درصد مربوط به تکانه رشد مصرف، 10/0 درصد مربوط به تکانه رشد سرمایه گذاری، 8 درصد مربوط به تکانه رشد تورم، 1 درصد مربوط به تکانه رشد نرخ بهره و 20 درصد مربوط به تکانه رشد شاخص شرایط پولی كشور بوده است. در طی زمان نيز از تغییرات شاخص چرخه تجاری كشور، 45 درصد ناشی از تکانه شاخص چرخه تجاری، 6/1 درصد ناشی از تکانه رشد مصرف، 11/0 درصد ناشی از تکانه رشد سرمایه گذاری، 20 درصد ناشی از تکانه رشد تورم، 4 درصد ناشی از تکانه رشد نرخ بهره و 27 درصد ناشی از تکانه رشد شاخص شرایط پولی كشور بوده است.


5- نتيجه گيري
با در نظر گرفتن اين نکته که بسياري از متغيّرها و رفتارهاي اقتصادي و حتي غير اقتصادي مي تواند بر فرآيند چرخه هاي تجاري موثر باشد، اين مقاله به دنبال پاسخي براي اين سوال بود كه آيا رفتار متغيرها و سياست هاي کلان پولي نيز مي تواند در مديريت چرخه هاي تجاري و پويايي هاي آن ها موثر باشد؟در اين مقاله سعی شد تا با تبيين تئوريك و طراحی يک مدل خودرگرسيوني برداري (VAR) به سوال فوق پاسخ داده شود به گونه ای که تأثير تجربی اين ارتباط مورد تجزيه و تحليل قرار گيرد.
نتايج تحقيق حاكي از آن بود كه تاثير تکانه وارده بر تمامی متغیرها از جمله مصرف، سرمايه گذاري، تورم، نرخ بهره و به خصوص شاخص سياست هاي پولي بر شاخص چرخه تجاری كشور تقریباً از دوره دوم شروع شده و اثر آن تا پایان دوره به صورت پایدار و بدون نوسان به تدریج تعدیل می شود، در حالي كه اثر تکانه وارده بر متغیّر شاخص چرخه تجاری از چرخه تجاری، از دوره پنجم شروع شده و تا پایان دوره تعدیل می شود.
همچنين، نتايج تجزیه واریانس متغیرهای مدل نشان داد، گرچه در دوره اول صد در صد تغییرات شاخص چرخه تجاری ناشی از خود متغيّر بوده است، ولي در دوره دوم تغییرات اين شاخص، 69 درصد مربوط به شاخص چرخه تجاری، 59/0 درصد مربوط به تکانه رشد مصرف، 10/0 درصد مربوط به تکانه رشد سرمایه گذاری، 8 درصد مربوط به تکانه رشد تورم، 1 درصد مربوط به تکانه رشد نرخ بهره و 20 درصد مربوط به تکانه رشد شاخص شرایط پولی كشور بوده است. در طی زمان نيز از تغییرات شاخص چرخه تجاری كشور، 45 درصد ناشی از تکانه شاخص چرخه تجاری، 6/1 درصد ناشی از تکانه رشد مصرف، 11/0 درصد ناشی از تکانه رشد سرمایه گذاری، 20 درصد ناشی از تکانه رشد تورم، 4 درصد ناشی از تکانه رشد نرخ بهره و 27 درصد ناشی از تکانه رشد شاخص شرایط پولی كشور بوده است.

منابع:
1- خورسندی، م، اسلاملوئيان، ک و ذوالنور، ح (1389)،"تخمین شکاف محصول با تأکید بر سرمایه انسانی: مورد ایران"،مجله علمی- پژوهشی سیاست گذاری اقتصادی، شماره دوم، 97-59.
2- صادقی، ح، رستم زاده، پ و اصغر پور، ح (1386)،"تفکیک سیاست های پولی با استفاده از شاخص شرایط پولی (MCI) در ایران"، نامه اقتصادی، شماره 63، 82-59.
3- قضاوی، ح (1380)، "نقش سیاست های پولی در تحولات چرخه های تجاری"، پژوهش ها و سياست هاي اقتصادي، شماره بيست.
4- كريمي، ف، پيراسته، ح و طيبي، ك (1386)، "ارزيابي عوامل موثر بر همزماني ادوار تجاري در كشورهاي عضو سازمان كنفرانس اسلامي"، پژوهشنامه اقتصادي، شماره 4، 288-265.
5- نصر اصفهانی، ر و یاوری، ک (1382)،"عوامل اسمی و واقعی مؤثر بر تورم در ایران- رهیافت خود رگرسیون برداری (VAR)"، فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران، شماره 16، 99-69.
6- نوفرستي، م (1389)، ريشه واحد و همجمعي در اقتصاد سنجي، انتشارات رسا.
7- نیلی، م و درگاهی، ح (1377)،"تحلیل وضعیت رکودی اقتصاد ایران بر مبنای نظریات چرخه های تجاری و ارایه راهکارهای لازم"، اطلاعات سیاسی-اقتصادی، شماره 132-131.

8- Bergman, u., M. Bordo and L. Jonung (1998), "Historical Evidence on Business Cycles: The International Experience". Working Paper Series in Economics and Finance.
9- Bordo, M. D. (1984). “The Gold Standard: The Traditional Approach.” In M. D. Bordo and A. J. Schwartz, eds., A Retrospective on the Classical Gold Standard, 1821–1931. Chicago: University of Chicago Press.
10- Casares, M. (2001),"Business Cycle and Monetary Policy Analysis in a Structural Sticky Price Model of the EURO Area", Working Paper, NO. 49, ISSN ,1561-0810.
11- Chatterjee, S. (2000), “From Cycles to Shocks: Progress in Business-Cycle Theory”, Federal Reserve Bank, Philadelphia.
12. Cooley, Thomas F., and Gary D. Hansen (1989), “Inflation Tax in a Real Business Cycle Model,” American Economic Review 79, no. 4.
13-Farrell, J. (2003),"Monetary Policy and Business Cycle Analysis in an Optimizing Model with Expectations Lags", Economics Section, Hull University & Julian Hodge Institute of Applied Macroeconomics.
14- Galí, J. (2002),"New Perspectives on Monetary Policy, Inflation, and the Business Cycle”,NBER Working Paper, No. 8767.
15- Galí, J. (2008),"Monetary Policy, Inflation, and the Business Cycle", Princeton University Press and copyrighted.
16- Harding, D. and Pagan, A. (2005), “A suggested framework for classifying the modes of Cycle Research” Journal of Applied Econometrics, 20.
17- Korenok, O. and S. Radchenko (2004), "Monetary Policy Effect on the Business CycleFluctuations: Output vs. Index Measures of the Cycle".
18- Kydland, F.E., and Precott, E.C. (1990), “Business Cycle: Real Facts and a Monetary Myth”, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 14(2)
19- Lucas, Robert E. (1976), “Econometric Policy Evaluation: A Critique,” Carnegie–Rochester Conference Series on Public Policy, 1, 19–46.
20- Lucas, R.E. (1977), “Understanding Business Cycles”, In Stabilization of the domestic and international economy, ed. Karl Brunner and Allan H. Meltzer, Carnigie-Rochester Conference Series on Public Policy 5, Amsterdam: North Holland; pp. 7-29.
21- Male, R. (2010),"Developing Country Business Cycles: Characterizing the cycle", Working Paper, NO. 663. ISSN 1473-0278.
22- McDermott, C.J., and Scott, A. (1999), “Concordance in Business Cycles”, Reserve Bank of New Zealand Working Paper, No. G99/7
23- McGuckin, R. (2001),"Business Cycle Indicators handbook", The Conference Board.
24- Mukoyama, T. (2006), "Recent Developments in Business Cycle Theory", Concordia University and University of Virginia, Written for an undergraduate macro lecture at University of Tokyo.
25- Sims, Christopher (1980), “Macroeconomics and Reality,” Econometric 48, no. 1.
26- Smets, Frank, and Raf Wouters (2003), “An Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model of the Euro Area”, Journal of the European Economic Association 1, no. 5.


پيوست ها:

* استاديار گروه اقتصاد دانشگاه اصفهان                 Email: این آدرس ایمیل توسط spambots حفاظت می شود. برای دیدن شما نیاز به جاوا اسکریپت دارید
** کارشناس ارشد اقتصاد دانشگاه اصفهان و کارشناس بانک سپه    Email: این آدرس ایمیل توسط spambots حفاظت می شود. برای دیدن شما نیاز به جاوا اسکریپت دارید

[1]. Chatterjee
[2]. Friedman and Schwartz
[3]. Sims
[4]. Canova and De Nicolo
[5]. McDermott & Scott
[6]. Harding & Pagan
[7]. Burns & Mitchell
[8]. Lucas
[9]. Kydland & Prescott
[10]. Rachel Male
[11]. The Classical Gold Standard
[12]. Bordo
[13]. Bergman, Bordo and  Jonung

. [14]پیشرفت های تئوریکی در سال های اخیر تشخیص آسان میان نرخ های ارز شناور و تثبیت شده را پیچیده کرده اند. با وجود تحرک سرمایه، جانشینی پول رایج، واکنش های سیاسی و وابستگی متقابل سیاسی، نرخ های شناور لزوماً به طور کامل در برابر شوک های پولی یا واقعی حفاظي ایجاد نمی کنند

[15]. New Keynesian Model
[16]. Real Business Cycle
[17]. Dynamic Stochastic General Equilibrium
[18]. Inter Temporal Problems

. [19]روشى در تحقيق در عمليات که بر اساس آن رفتار يک سيستم بر مبناى تداخل بين اجزاء آن ترسيم مي شود.

1. JordiGail
[21]. Lucas
[22]. Sims
[23]. Cooley and Hansen
[24]. New Keynesian
[25]. New Neoclassical Synthesis Models

3 بدین مفهوم که مدل های پولی داراي فروضی هم چون رقابت کامل و قیمت های انعطاف پذیر بوده و بدون هیچ اصطکاک دیگری غیر از آن اصطکاک هایی که مربوط به وجود پول می شوند، تبيين شده اند.

[27]. Inflation Tax

5 برای تجزیه و تحلیل مدل پولی کلاسیکی به کولی و هانسن (1989) مراجعه کنید. نویسندگان متعددی مانند چریستیانو، ایچنبام و ایوانس (1999و 1996) نیز بر وجود اصطکاک هایی در بازارهای مالی به عنوان یک منبع بالقوه عدم خنثایی های پولی تأکید کرده اند.
6.برای معرفی بيشتر مدل کینزین هاي جدید و بحث پیرامون ویژگی های عمده آن ها به Galí and Gertler (2007) مراجعه کنید.

[30]Smets and Wouters
[31]Constraints on the Frequency
[32]. Wagemarkups
[33]. Jesper Lindé
[34]. Miguel Casares
[35]. Hodrick and Presscott Filter (HP)
[36]. Christiano, Eichenbaum and Evans
[37]. Monetary Condition Index
[38]. International Monetary Fund
[39]. Kesriyel
[40]. De Wet
[41]Vector Auto Regression
[42]SBC
[43]. Final Prediction Error
[44]. LikeLihood Ratio
[45]Co Integration Regression Durbin-Watson Test
[46] Johansen Cointegration test

این مطلب تا چه اندازه برای شما مفید بود؟

1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 میانگین امتیاز 0.00 (0 رای)

نوشتن دیدگاه


تصویر امنیتی
تصویر امنیتی جدید