نویسنده: دکتر محمدلشکري – استاديار دانشگاه آزاد اسلامی
چکيده: اين مقاله از طريق تخمين توابع تقاضای پول داخلی و خارجی به مقايسه دلاري شدن ايران و كانادا ¬مي پردازد. براي مقايسه دلاري شدن دو كشور، توابع تقاضای پول داخلی و تقاضای پول خارجی توسط ساکنين دو كشور برآورد شده است. نتايج تحقيق نشان می¬دهد که دلاري شدن اقتصاد ايران يك طرفه است يعني پول خارجي جانشين پول داخلي شده ولي در خارج ايران تقاضايی براي پول داخلي( ريال ايران) وجود ندارد. در حالي كه دلاري شدن اقتصاد كانادا دو طرفه است يعني پول خارجي جانشين پول داخلي شده و در خارج كانادا هم تقاضا براي پول داخلي( دلار كانادا) وجود دارد.
واژگان کليدي: جانشيني پول، دلاري شدن، تقاضاي پول داخلي، تقاضاي پول خارجي، كانادا، ايران
1. مقدمه
هدف اين مقاله مقايسه جانشيني پول در ايران و كانادا از طريق تخمين توابع تقاضاي پول داخلي و پول خارجي است. جانشيني¬ پول ¬آثار مهمي ¬براي کارکرد نرخهاي ارز شناور دارد. اگر درجه جانشيني پول بالا باشد، تغييرات کوچک در عرضه پول موجب تغييرات بزرگ در نرخ ارز مي¬گردد. بعلاوه، جانشيني پول آثار اختلالات پولي را از يک کشور به کشور ديگر انتقال خواهد داد. جانشيني پول توانايي نرخهاي شناور ارز را براي فراهم کردن استقلال پولي از بين مي ¬برد. در مقاله حاضر اهميت تجربي جانشيني پول در چار چوب تقاضا براي پول را در ايران و كانادا آزمون مي¬کنيم. اگر جانشيني پول مهم باشد، تغيير انتظاري در نرخ ارز بايد يک تعيين کننده مهمی در تقاضاي پول داخلي باشد. در اين مقاله چنين آزموني را براي تقاضاي پول ايران و كانادا انجام مي¬دهيم. شواهد قابل ملاحظه¬اي وجود دارد که نرخ بازار موازی ارز اندازه خوبي از نرخ انتظاري ارز است. آزمونهاي تحقيق اين نتايج را براي داده¬هاي ايران از سال 1357 که فاصله نرخ رسمی ارز و نرخ بازار موازی ارز زياد شده ¬ا¬ست تأييد مي¬کند. با استفاده از اندازه نرخ بازار موازی ارز دريافتيم که تغيير انتظاري نرخ ارز (دلار آمريکا به ريال ايران) عامل معني¬داري در تقاضاي پول ايران است.
(لشكري،1382 و لشكري،1384) با استفاده از نظريه جانشيني پول حجم دلارهاي در گردش را براي سالهاي1338-1384 برآورد نموده است. در اين مقاله با استفاده از حجم دلارهای برآورد شده و حجم ريال های در گردش دو تابع تقاضای پول داخلی و خارجی براي ايران تخمين مي زنيم و سپس با استفاده از داده هاي بورددو و چودري(1999) دو تابع تقاضای پول داخلی و خارجی براي كانادا را با ايران مقايسه نموده و وجود پديده جانشينی پول خارجي به جای پول داخلی را در چار چوب تقاضا براي پول با رويکرد سبد دارايي در دو كشور آزمون مي كنيم. رويکرد سبد دارايي، پديده جانشينی پول را با استفاده از تابع تقاضای سنتی پول مورد بررسی قرار می¬دهد با اين تفاوت که در تابع تقاضای پول داخلی، متغيرهايی نظير نرخ بهره خارجی، نرخ تورم خارجی يا شاخص قيمتهای مصرف کنندگان خارجی را به عنوان هزينه فرصت پول وارد تابع مي نمايد. با استفاده از معيار نرخ بازار موازی ارز دريافتيم که تغيير انتظاري نرخ ارز ($/R) عامل معني¬داري در تقاضاي پول ايران است.
اين مقاله به صورت زير سازماندهی¬ شده است. در بخش دو، مروري بر ادبيات موضوع جانشيني پول داريم. در بخش سه مدل تقاضای پول داخلی و خارجی ارائه می¬شود. بخش چهار جانشينی پول در تابع تقاضای پول داخلی و بخش پنج جانشينی پول در تابع تقاضای پول خارجی در ايران و كانادا را مورد بررسی قرار می¬دهد. در بخش شش آزمون مدل ها انجام می¬شود. تفسير ضرايب و مقايسه آنها در بخش هفت خواهد آمد. در بخش هشت آزمون فرضيه¬هاي تحقيق مي آيد.در بخش نهايي خلاصه و نتيجه گيري مقاله ارائه مي شود.
2. مروري بر ادبيات موضوع
اوّلين بار در سال 1936 کينز درکتاب ” نظريه عمومي، اشتغال، بهره و پول“ نوشت: اگر وضعي پيش¬آيد که پول در جريان کشور خاصيت نقدينگي خود را از دست ¬دهد، جانشين هاي فراواني پاي خود را در کفش پول مي¬کنند مثل بدهي هاي کوتاه¬مدت، پول¬ خارجي، جواهرات، انواع فلزات گران قيمت و جريانات اعتباري بانک که خلق پول است بدون اسکناس و به آن پول اعتباري مي¬گويند.(John Maynard Keynes,; p.)
موضوع جانشيني پول حدود سه ¬دهه ¬است که وارد ¬ادبيات اقتصادي شده¬ است. البته پديده دلاري شدن اقتصاد سابقه¬اي طولاني¬تر دارد. به عنوان مثال درکشور مکزيک حتي پيش از آنکه بانک مکزيک در ¬سال 1925 تأسيس يابد، شهروندان مي¬توانستند سپرده¬هاي ارزي داشته¬باشند.(Ortiz,;pp.-)
با توجه به ¬اين که ادبيات جانشيني پول سير تاريخی¬ داشته ¬است. در اين بخش مسير¬ تاريخی مبانی نظری و تجربی جانشيني پول تجزيه و تحليل مي¬شود و نقاط عطف بحث جانشيني پول مشخص مي¬شود.
در ادبيات¬ اقتصادي دوکلمه ¬جانشيني پول و دلاري ¬شدن ¬اقتصاد به يک مفهوم به کار مي¬روند، بعضي از پژوهشگران بين اين دو کلمه تفکيک قائل شده¬اند و دلاري شدن را براي استفاده از پول خارجي با انگيزه ذخيره ارزش و جانشيني پول را براي استفاده از پول خارجي با انگيزه معاملاتي به کاربرده¬اند. چون اندازه¬گيري حجم دلارهاي درگردش کار مشکلي است و روش واحد و دقيقي براي آن وجود ندارد و معمولاً به صورت برآورد انجام مي¬شود، لذا تفکيک حجم دلارها با انگيزه ذخيره ارزش و انگيزه¬ معاملاتي با اطلاعات موجود تقريباً غيرممکن است. به اين علت در اين مقاله واژه جانشيني پول و دلاري شدن به يک معني مورد استفاده قرار مي¬گيرد.
در اين¬ مقاله پديده جانشينی پول با رويکرد سبد دارايي مورد تجزيه و تحليل قرار می¬گيرد. رويکرد سبد دارايي، پديده جانشينی پول را با استفاده از تابع تقاضای سنتی پول مورد بررسی قرار می¬دهد با اين تفاوت که در تابع تقاضای پول داخلی، متغيرهايی نظير نرخ بهره خارجی، نرخ تورم خارجی يا شاخص قيمت های مصرف¬کنندگان خارجی را به عنوان هزينه فرصت نگهداری پول داخلی در مقايسه با پول خارجی وارد می¬کند.
مارکوويتز (Markowitz,1952; pp77-91) در مقاله¬اي تحت عنوان ” انتخاب سبد دارايي“ فرآيند انتخاب سبد دارايي را به دو مرحله تقسيم مي کند:
1. مرحله اول که با مشاهده و تجربه شروع مي¬شود و با باور درباره عملکرد آينده اوراق بهادار در دسترس پايان مي¬يابد.
2. مرحله دوم که با باورهاي مربوط به عملکرد آينده آغاز مي¬شود و با انتخاب سبد دارايي پايان مي¬يابد.
مقاله فوق¬الذکر به مرحله دوم مربوط مي¬شود. فرضيه مقاله اين است که سرمايه¬گذار تمام وجوه خود را در اوراقي سرمايه¬گذاري مي¬کند که بالاترين ارزش تنزيل شده را داشته ¬باشند. سپس فرض مي¬کند سبد دارايي وجود دارد که هم بازده انتظاري آن حداکثر و هم واريانس آن حداقل است. تنوع نمي¬تواند تمام واريانس را حذف¬ کند. زيرا در دنياي واقعي سبد دارايي که حداکثر بازده انتظاري را دارد لزوماً حداقل واريانس را ندارد. نرخي وجود دارد که سرمايه¬گذار مي¬تواند بازده انتظاري را با در نظر گرفتن واريانس معين افزايش دهد، يا با کاهش واريانس، بازده انتظاري معيني را به دست آورد.
لينتر (Linter,1965:pp.587-615) در مقاله¬اي تحت عنوان ”سهام، ريسک و حداکثر کردن منافع تنوع گرايي“ به بررسي ارزش سهام در سبد دارايي افراد مي¬پردازد. از نظر لينتر ارزش سهام در سبد دارايي افراد به سادگي با يک رابطه خطي به انحراف از بازده آن مربوط نمي¬شود. سرمايه¬گذاران تلاش مي¬کنند دارايي هاي ريسکي خود را متنوع سازند. از نظر او هدف از متنوع کردن سبد دارايي به حداقل رساندن ريسک نيست بلکه بهترين سبد دارايي ترکيب بهينه ريسک و بازده انتظاري است.
گروبلGrubel,1968: pp.1298-1315) ) در مقاله¬اي تحت عنوان ” تنوع سبد دارايي بين¬المللي: منافع رفاهي و جريان هاي سرمايه“ منافع رفاهي حاصل از تنوع سبد دارايي بين¬المللي را که از منافع تجارت سنتي و افزايش بهره¬وري نيروي کار در اثر مهاجرت حاصل مي¬شود مورد بررسي قرار مي¬دهد. مدل وی نشان مي¬دهد که حرکت هاي بين¬المللي سرمايه نه تنها تابعي از اختلاف نرخهاي بهره، بلکه تابعي از رشد کل دارايي هايي است که در دو کشور نگهداري مي¬شود. ممکن است اختلاف نرخ بهره صفر و حتي منفي باشد ولي سرمايه بين دو کشور جريان يابد ، و يا ممکن است اختلاف نرخ بهره مثبت باشد ولي سرمايه بين دو کشور جريان نيابد. جريان خالص اوراق قرضه بين دو کشور تابعي از نرخ رشد ميزان موجودي اوليه در هر دو کشور است. جريان ناخالص سرمايه حتي اگر اختلاف نرخ بهره در تمام زمانها صفر باشد مي¬تواند بين دو کشور رخ دهد.
ميلزpp.428-36) (Miles,1978: درمقاله¬اي تحت عنوان ”جانشيني پول، نرخهاي ارز انعطاف¬پذير و استقلال پولي“ موضوع نگهداري پول خارجي و هزينه¬هاي مبادلاتي خريدهاي خارجي را مورد بررسي قرار مي¬دهد. به نظر او نگهداري پول خارجي هزينه¬هاي مبادلاتي خريدهاي خارجي را کاهش داده و اختلاف بين نرخ تورم کشورها درجه جانشيني پولها را تعيين مي¬کند.
گيرتون و راپر Girton and Roper,1980: pp.135-159)) در مقاله خود با عنوان ”نظريه جانشيني پول و اتحاد پولي“ ابتدا نظريه سنتي پولي را که فرض مي¬کند در هر کشور (منطقه) تنها يک پول واحد استفاده مي¬شود مورد بررسي قرار مي¬دهند. سپس اظهار مي¬دارند که در اغلب مناطق مرزي کشورهاي کمتر توسعه يافته جهان چند پول مورد استفاده قرار مي¬گيرد. با وجود پولهاي جانشين، ناشرين پول بايد پولهاي جذّاب تری با توجه به نرخ بازده آنها عرضه کنند. با حضور جانشيني پول نرخهاي ارز شناور استقلال پولي را تضمين نمي¬کند. نتيجه تحقيق آنها اين است که جانشيني پولها دقيقاً متضاد قانون گرشام است زيرا پول خوب پول بد را از ميدان خارج مي¬کند.
گيرتون و راپر Girton and Roper,1981: pp.12-29)) در مقاله خود با عنوان ”نظريه و پيامدهاي جانشيني پول“ يک مدل با دو تابع تقاضا براي پول، با عرضه برونزاي پول و يک دارايي غيرپولي ارائه مي¬کنند. در مدل آنها تقاضا براي هر دو پول داخلي و خارجي تابعي از متغيرهاي نرخ بازده واقعي هر دو پول، نرخ بازده واقعي دارايي غير پولي و متغير مقياس ثروت مي¬باشد. در مقاله آنها دو تابع تقاضاي پول، با عرضه برونزاي پول براي تحليل نرخ ارز مورد استفاده قرار مي¬گيرد و دارايي غير پولي ديگري به صورت ضمني در مدل وجود دارد.
بوردو و چودريBordo and Choudri,1999: pp.48-57)) در مقاله خود تحت عنوان ”جانشيني پول و تقاضا براي پول“ ضمن انتقاد از مقاله 1978 ميلز تصريح تابع او را اشتباه مي¬دانند و با استفاده از داده¬هاي ميلز و با متدولوژي ديگري نتايج متفاوتي به دست مي¬آورند. مطالعه آنها نشان مي¬دهد که نرخ ارز عامل مهمي در تقاضاي پول کانادا نيست. بنابراين براي يک کشور مهم(کانادا) که مبالغ زيادي پول خارجي نگهداري مي¬کند، جانشيني پول عامل مهمي در تابع تقاضاي پول نيست. تقاضاي پول درکانادا تابعي از درآمد و نرخهاي کوتاه¬مدت و بلندمدت است. در مطالعه آنها در دوره شناوري نرخ ارز تأثير بازده انتظاري پول خارجي روي تقاضا براي پول داخلي ناچيز بوده¬است.
تانزي و بليجر and I.Blejer,1982: pp.781-90) (Tanzi در مقاله¬اي تحت عنوان ” تورم، سياست نرخ بهره، و جانشيني پول در کشورهاي درحال توسعه“ به بررسي سياستهاي نرخ بهره و جانشيني پول مي پردازند.
به ¬طورکلي فرض مي¬شود که تقاضا براي پول علاوه بر متغيرهاي مقياس مانند ثروت و درآمد به نرخ بازده اندوخته¬هاي پولي نسبت به بازده ساير داراييها نيز بستگي دارد. انتظار بر اين است که نرخ بازده نسبتاً بالاتر ساير داراييها از جمله پول خارجي تقاضا براي پول داخلي را کاهش دهد. بنابراين پول خارجي طرفهاي عمده تجاري احتمالاً يک جزء مهم در سبد داراييداخلي است.
کادينگتونCuddington,1983:pp.111-133)) در مقاله¬ای تحت عنوان ”جانشينی پول، تحرک سرمايه و تقاضای پول“ يک مدل مانده سبد دارايي عمومي ارائه کرد که در آن تقاضاي ساکنين داخلي براي پول خارجي را از تقاضاي آنها براي دارايي¬هاي غير پولي خارجي تفکيک مي¬کند. سرمايه¬گذاران از ميان چهار نوع دارايي؛ پول داخلي (dM) ، پول خارجي(fM)، اوراق¬ قرضه¬¬¬¬¬¬¬¬¬ ¬¬داخلي(dB)، اوراق ¬قرضه خارجي(fB) انتخاب مي¬ کنند. کادينگتون فرض مي¬کند چهار نوع دارايي جانشين ناخالص مي¬باشند. به نظر کادينگتون انتظار بر اين است که تقاضا براي پول داخلي و خارجي همراه با افزايش درآمد داخلي(PY) افزايش ¬يابد. اگرهمراه با افزايش متغير معاملاتي درآمد(PY) تقاضا براي سپرده¬هاي خارجي افزايش يابد جانشيني پول صورت گرفته ¬است. اگر تقاضا براي پول خارجي با تغييرات درآمد (PY) رابطه معکوس داشته باشد ملاحظات سبد دارايي بر ملاحظات معاملاتي غالب است. بنا بر اين اقتصاد دلاري شده است.
دانيل و فرايد and .Fried,1983: pp.612-623) (Daniel در مقاله¬ای تحت عنوان ”جانشينی پول، اعتصابات پستی، و تقاضا برای پول در کانادا“ برای بررسی پديده جانشينی پول خارجی به جای پول داخلی تقاضا برای پول داخلی را تابعی از حجم مبادلات(Y) و هزينه فرصت نگهداری پول(i) به صورت زير نشان می¬دهند:
M/P=L(Y,i) (1)
از طرف ديگر، به نظر آنها اگر تأثير اعتصابات پستی در برآورد تقاضای پول منظور نشود؛ در دوره اعتصاب، برآورد تقاضای پول کمتر از حد واقعی به دست می¬آيد؛ زيرا در دوره اعتصاب، بنگاه هايی¬که¬ پرداخت های مربوط به اوراق قرضه را از طريق پست دريافت نکرده ¬باشند، برای پرداخت هزينه¬هايشان به استفاده از وام روی می¬آورند؛ و افزايش تقاضای وام به افزايش عرضه پول از طرف مقامات پولی منتهی می¬شود. همچنين پس از دوره اعتصاب بر اثر بزرگ شدن مقدار متغير وابسته با تأخير، برآوردی بيش از حد واقعی به دست می¬آيد. آنها نهايتاً به کمک متغيرهای مجازی تأثير عوامل فصلی(D1) و اعتصابهای پستی (D2)را به صورت الگوی زير نشان دادند:
mt=f(mt-1,Y,i,D1,D2)(2)
و با استفاده از داده¬های فصلی سالهای1970 تا1982 (دوره شناوری نرخهای ارز) تقاضای پول را برای کانادا برآورد کرده¬اند. در مجموع ضرايب به دست آمده، وجود جانشينی پول خارجی به جای پول داخلی(از طريق ضريب منفی نرخ بهره خارجی)، و تأثير اعتصابهای پستی را بر تقاضای پول کانادا تأييدکرده است.
توماس(Thomas,1985pp.337-57)) در مقاله¬اي تحت عنوان ” نظريه سبد دارايي و جانشيني پول“ فرض مي¬کند در طرف تقاضاي پول، عوامل اقتصادي انگيزه نگهداري پول خارجي و داخلي را به ¬طور همزمان دارند، بنا بر اين متغيرهاي نرخ بهره خارجي، نرخ تورم خارجي، تغييرات انتظاري نرخ ارز در تابع تقاضاي پول داخلي مؤثر هستند. در مدل وی فرض مي¬شود که به پول ها هيچ بهره¬اي تعلق نمي ¬گيرد، اوراق قرضه بدون ريسک اسمي قابل خريد و فروش با هر دو پول داخلي و خارجي وجود دارد و هزينه واسطه¬اي وجود ندارد. بنا بر اين نرخ قرض¬ گرفتن و قرض دادن برابر است، او نتيجه مي¬ گيرد که فقط زماني پولها جانشين هستند که کشش متقاطع تقاضاي پول داخلي(خارجي) نسبت به نرخ بهره خارجي(داخلي) منفي باشد. اين مقاله نتيجه مي¬گيرد وقتي معامله کنندگان هر دو پول را نگه مي¬دارند نيازي به جانشيني پول خارجي و داخلي نيست.
ملوين(Melvin,1985: pp.79-91) در مقاله¬ای تحت عنوان ”جانشينی پول و اتحاد پولی اروپای غربی“ با رويکرد سبد دارايي به بررسی پديده جانشينی پول در برخی از کشورهای اروپای غربی می ¬پردازد. وی معتقد است برآورد ضريب نرخ بهره خارجی در تابع تقاضای پول داخلی چنانکه بايد جانشينی پول خارجی به جای پول داخلی را نشان نمی¬دهد. زيرا در اين حالت نمی¬توان جانشينی پول را از مفهوم گسترده ¬¬تر تحرک سرمايه که جانشينی بين اوراق قرضه و پول را نيز در بر¬ می ¬گيرد تفکيک نمود. ملوين کيفيت پول (ميزان اطمينان به ارزش¬آينده آن) را به عنوان معيار جانشينی پول خارجی به جای پول داخلی در نظر گرفته ¬است. در مدل وی نرخهای بهره داخلی و خارجی به عنوان فرصت نگهداری پول در نظر گرفته شده ¬است و افزايش هر کدام از آنها به ترتيب به کاهش و افزايش تقاضا برای پول داخلی منتهی می¬شود. لذا علامت انتظاری ضريب نرخ بهره خارجی مثبت است. به ¬نظر ملوين، بدون توجه به واکنش نرخهای بهره خارجی، پديده جانشينی پول را می¬توان به کمک متغيرهای مربوط به کيفيت پول آزمون¬ کرد. از طرف ديگر، با وارد کردن نرخ بهره خارجی، اثر عوامل تعيين¬کننده جانشينی بين پول (دارايي های پولی بدون بهره) و دارايي های بهره¬دار ثابت نگه داشته می ¬شود. وی به کمک داده¬های مربوط به دوره¬های شناوری نرخهای ارز بين سالهای 1973 تا 1980 معادله زير را برای کشورهای آلمان، انگلستان، ايتاليا و فرانسه برآورد کرده ¬است. بر پايه نتايج به ¬دست آمده، جانشينی پول خارجی به جای پول داخلی را در هيچيک از اين کشورها نمی ¬¬¬توان ناديده ¬گرفت. نتيجه پايانی او اين است که در نظام شناوری نرخهای ارز، کشورهای اروپايی برای دستيابی به استقلال پولی ناگزير از تن دادن به اتحادپولی هستند.
گويدوتي و رودريگزand .Rodriguez, 1992: pp.518-544) Guidotti) در مقاله¬اي تحت عنوان ”دلاري شدن در آمريکاي لاتين، آيا قانون گرشام معکوس است؟“ به ¬بررسي تعدادي از کشورهاي آمريکاي لاتين که داراي نرخهاي تورم بالا بوده و دلاري شدن را تجربه کرده¬اند، مي ¬پردازند. مدل آنها اساساً پديده جانشيني پول را با ترکيب سبد دارايي در شرايطي که تحرک سرمايه وجود دارد بررسي مي ¬کند. فرض اساسی آنها اين است که توابع تقاضاي معاملاتي پول همان ويژگي توابع تقاضاي مشتق شده از ملاحظات سبد دارايي را دارند. تفاوت مقاله گويدتي و رودريگز با تحليل هاي سنتي پديده جانشيني پول در اين است که آنها دلاري شدن آمريکاي لاتين را محصول آزاد سازي مالي مي ¬دانند. گويدتی و رودريگز چنين نتيجه گرفته¬اند که دلاری شدن اقتصاد ممکن است يک سری زمانی ناپايا باشد ولی تفاوت بين نرخهای تورم داخلی و خارجی يک فرآيند پايا به ¬نظر می ¬رسد. به ¬عبارت ديگر، شوک های سطح دلاری اقتصاد اثری دايمی دارد، اما شوک های تفاوت بين نرخهای تورم داخلی و خارجی دارای يک اثر آنی است.
روياس سوارز Suarez,1990:pp.1-27) Rojas) در مقاله¬ای تحت عنوان ” جانشينی پول و تورم در پرو“ مدلی را در نظر می¬گيرد که در آن، پول تنها شکل ثروت است، و ساکنان کشور می ¬توانند ترکيبي از پول داخلی و پول خارجی را در سبد دارايي خود جای دهند. در اين مدل، هر مصرف کننده تابع مطلوبيت خود را برای يافتن ترکيب بهينه پول های داخلی و خارجی، با توجه به محدوديت بودجه خود حداکثر می¬ کند. از حل مسأله حداکثر سازی، نسبت نگهداری پول ملی به پول های خارجی در حالت پايدار، تابعی از نرخ انتظاری کاهش ارزش پول ملی به دست می¬آيد. وی با استفاده از داده¬های ماهانه سالهای1978 تا 1990، برای سريهای زمانی موجود نتايج زير را به دست آورد:
1. ضرايب به¬ دست¬ آمده، دارای علامت انتظاری بوده، و به¬ ¬گونه¬ای معنی ¬دار، بر فرآيند جانشينی پول تأثير می¬گذارد.
2. همسو بودن تغييرات متغير جايگزين درآمد ملی با فرآيند جانشينی پول، نشان¬دهنده دلاری شدن اقتصاد پرو درسالهای مورد بررسی است.
3. فرآيند تعديل جانشينی پول در پرو نسبتاً کند بوده است.
عالميAlami, 2001: pp.473-479)) در مقاله¬اي تحت عنوان ”جانشيني پول در مقابل دلاري شدن: يک مدل تراز سبد دارايي“ با ذکر اينکه مدل هاي گسترش يافته و تعديل شده توابع تقاضاي پول داخلي و خارجي، بين جانشيني پول (پول خارجي به عنوان وسيله مبادله) و دلاري شدن (پول خارجي به عنوان ذخيره ارزش) تفکيک قائل هستند، فرآيندي را که سود مربوط به سپرده¬هاي خارجي به صورت قابل توجهي افزايش مي¬يابد به عنوان جانشيني پول تعريف مي¬ کند. مقاله فوق تلاش مي¬ کند بين انگيزه¬هاي معاملاتي نگهداري پول خارجي و تنوع در سبد دارايي تمايز قائل شود.
به طور کلی رويکرد سبد دارايي اشاره دارد که عوامل اقتصادی سعی می¬ کنند بهترين ترکيب بهينه ريسک و بازده انتظاری را از ميان دارايي های در دسترس انتخاب نمايند. در اين رويکرد پول داخلی و پول خارجی دو انتخاب در دسترس افراد می باشند. اختلاف بين نرخ تورم و نرخ بهره کشورها موجب جانشينی پول بين آنها می¬شود. جانشينی پول ها دقيقاً متضاد قانون گرشام است زيرا پول خوب پول بد را از ميدان خارج می ¬کند. اگر دو پول در طرف تقاضا جانشين کامل باشند نرخ ارز آنها نامتعين است. پول خارجی طرف های عمده تجاری يک جزء مهم در سبد دارايي داخلی است. همانند ساير دارايي ها اندازه جانشينی بين پول داخلی و پول خارجی به ريسک مبادله و نرخ بازده نسبی آنها بستگی دارد. نسبت بين نگهداری دو نوع پول علاوه بر درجه نقدينگی آنها به نرخ انتظاری بازده آنها بستگی دارد. جانشينی پول در دوره¬های تورمی افزايش می ¬يابد زيرا هزينه نگهداری پول داخلی افزايش و قدرت خريد آن کاهش می ¬يابد و نرخ ارز تعديل می¬ شود.
3. تغيير نرخ انتظاري ارز و تقاضا براي پول در ايران و كانادا
طبق فرمول استاندارد تقاضا براي پول تابعي از يک متغير مقياس نشان دهنده درآمد يا ثروت و مجموعه¬اي از متغيرهاي نشان دهنده هزينه فرصت نگهداري پول است. در اين چارچوب اگر پول خارجي جانشين پول داخلي باشد نرخ بازده پول خارجي عامل مؤثری بر تقاضاي پول داخلي خواهد بود. با فرض اينکه به مانده¬هاي پول خارجي هيچ بهره¬اي پرداخت نشود، نرخ بازده انتظاری پول خارجي برابر نرخ انتظاري افزايش نرخ ارز (که به عنوان قيمت پول خارجي تعريف مي شود) است. بنا بر اين امکان جانشيني پول مي تواند از طريق اينکه آيا تغيير انتظاري نرخ ارز تعيين کننده معني¬داري در تقاضاي پول داخلي است آزمون شود.
3. 1 مقياس نرخ سلف ارز در كانادا و مقياس نرخ بازار موازی ارز
فرضيه بازارهاي کارا بيان مي¬کنند که نرخ سلف مقياس خوبي از نرخ انتظاري ارز است. يک وجه ساده از اين فرضيه که فرض مي¬کند افراد ريسک خنثي بوده و هزينه مبادله وجود ندارد اشاره دارد که با توجه به تمام اطلاعات موجود، نرخ¬هاي سلف پيش بيني بهينه¬اي از نرخ ¬هاي نقدي آينده ارائه مي ¬کنند. اين فرضيه به وسيله شواهد قابل ملاحظه¬اي براي محدوده گسترده¬اي از کشورها و دوره¬ها حمايت مي¬شود و نشان مي ¬دهد كه نرخ¬هاي سلف يک پيش بيني بدون تورشي از نرخ¬ هاي نقدي آينده ارائه مي ¬کنند و خطاي پيش بيني از اطلاعات موجود در مورد نرخ¬ هاي نقدي و آينده مستقل است. با وجود اين، “فرضيه ساده کارا” به خوبي از عهده تمام آزمونها و داده¬هايي که شواهدي عليه آن ارائه مي ¬کنند بر نمي ¬آيد. حتي اگر وجه ساده برقرار نباشد و نرخ سلف با مقداري خطاي سيستماتيک ( احتمالاً به دليل عوامل ريسک و / يا هزينه¬هاي مبادله) نرخ نقدي انتظاري را اندازه بگيرد، اگر خطا کوچک باشد نرخ سلف مي¬ تواند هنوز به عنوان يک نماينده خوب مورد استفاده قرار گيرد.
در مورد كانادا از نرخ سلف استفاده شد اما تصديق مي¬کنيم که اگر مقداري انحراف از فرضيه رخ دهد، اين اندازه در معرض خطا می ¬گيرد. براي برخورد با چنين امکاني از روش متغير ابزاري استفاده مي¬کنيم. در آزمون هاي زير در فاصله نسبي از نرخهاي سلف و نقدي 90 روزه براي اندازه¬گيري نرخ انتظاري افزايش نرخ ارز استفاده مي ¬کنيم. براي ايران آمار نرخ سلف ارز وجود ندارد.
بهمني اسکويي(1380: 3-9) در مقاله¬ای تحت عنوان ”نرخ بازار سياه ارز و تقاضا براي پول در ايران “ دستاورد علمی خود را چنين ذکر می¬کند: در کشورهايی که بازار موازی برای ارز خارجی وجود دارد، نرخ بازار موازی ارز، و نه نرخ رسمی ارز، بايد در تابع تقاضا برای پول لحاظ شود. چون ضريب نرخ رسمی ارز در تابع تقاضای پول معنی¬دار نيست.
چون در اقتصاد ايران نرخ سلف ارز وجود ندارد و تغييرات نرخ رسمی ارز بطيء است لذا تقاضا برای پول داخلی و خارجی بيشتر تحت تأثير نرخ بازار موازی ارز قرار می گيرد لذا در مقاله حاضر از نرخ بازار موازی ارز به عنوان جايگزين استفاده مي¬کنيم.
3. 2 شواهدي از تقاضاي پول در ايران و كانادا
با استفاده از داده¬هاي ساليانه برای دوره 1338 تا 1384 تقاضا براي پول در ايران را تخمين ¬زده ايم. توابع تقاضا برايM1 و M2 تخمين را تخمين زديم. ابتدا چند متغير مقياس را مورد بررسي قرار داده و نهايتاً از مقدارgdp واقعی استفاده کرده¬ايم. نرخهاي بهره داخلی و خارجی هر دو سود سپرده¬های بلند مدت بانکی می باشند که به عنوان هزينه فرصت نگهداری پول در نظر گرفته شده است. شکل تابع لگاريتم خطي، لگاريتم مضاعف نسبت به gdp واقعی و نيمه لگاريتمي نسبت به متغيرهاي هزينه فرصت فرض مي شود.
با استفاده از داده¬هاي فصلي دوره اخير نرخ ارز انعطاف پذير از 3/1990 تا 3/1999 تقاضاي پول کانادا تخمين زده شد. تابع تقاضا براي 1M و همچنين 2M تخمين زده ¬شد. چند متغير مقياس را مورد بررسي قرار داديم نهايتاً تصميم گرفتيم از مقدار درآمد واقعي استفاده کنيم. نرخ هاي بهره با دو متغير کوتاه مدت و بلند مدت ارائه شده¬اند. در مورد 2M ما نيز نرخ بهره سپرده¬هاي پس¬ انداز را به عنوان اندازه¬اي از نرخ خودش استفاده مي¬کنيم. شکل تابع لگاريتم خطي، لگاريتم مضاعف نسبت به درآمد و نيمه لگاريتمي نسبت به متغيرهاي هزينه فرصت فرض مي شود. تأخير تعديلی در تقاضا براي پول مي¬تواند برحسب ذخاير اسمي يا واقعي تصريح شود. تصميم در مورد اينکه کدام مکانيزم مرجح است بر عهده داده¬ها ¬گذاشته شده است. نهايتاً در معادلات رگرسيوني¬که احتمال ¬همبستگي سريالي خطاي پسماند آنها می ¬رود از تعديل کوکران- اورکات استفاده¬کرديم.
در جدول (5) براي هر تعريف پول ابتدا بهترين برازش تقاضاي پول را بدون نرخ انتظاري افزايش نرخ ارز (Ê) نشان داديم. و سپس Êرا براي آزمون تأثير جانشيني پول در معادله معرفي کرديم. همان طوري که از جدول پيداست، بهترين تابع برازش شده برای 1M بر اساس مکانيسم تعديل حقيقی است که فقط شامل نرخ کوتاه ¬مدت می ¬باشد. از طرف ديگر بهترين برازش تابع براي 2M از مکانيزم تعديل اسمي استفاده نموده و شامل نرخ بهره بلند مدت است. جدول همچنين بهترين برازش تابع تقاضا براي ترازهاي (1M-2M )که نشان دهنده سپرده¬هاي پس¬ انداز شخصي مي باشد را نشان مي¬دهد. شکل تابع تقاضا براي اين ترازها همانند تابع تقاضاي 2M است. در هر سه مورد وقتي Ê معرفي مي¬شود بي¬ معني ¬است. بنابر اين شاهدي براي جانشيني پول در تقاضا براي 1M ، 2M ، يا (1M-2M) وجود ندارد.
همان طورکه در بالا بحث شد، ممکن است Ê با خطا اندازه¬گيري شود و بنابر اين ضريب آن با تورش باشد. براي مقابله با منشأ اين تورش با استفاده از متغير رتبه¬اي دوربين (رتبه Ê در مرتبه بالا رونده) به عنوان ابزاري براي Ê دوباره (با وارد کردن Ê) رگرسيون را تخمين مي ¬زنيم که در جدول(5) نشان¬ داده شده است. در تمام موارد ضريب Ê بي¬معني باقي مي¬ ماند. براي مثال، در رگرسيون هاي توضيح دهنده 1M و2M ارزش هاي ضرايب t به ترتيب 25/1- و 60/0- بودند.
4. مدل
در تابع تقاضای سنتی پول متغيرهای نرخ بهره داخلی و نرخ تورم يا شاخص قيمت مصرف کننده داخلی به عنوان متغيرهای هزينه فرصت نگهداری پول، و متغير درآمد يا توليد ملی به عنوان متغير مقياس وارد تابع تقاضا می¬شود. در حاضر با استفاده از مدل بوردو و چودری(Ibid) علاوه بر متغير نرخ بهره داخلی، نرخ بهره خارجی را برای آزمون وجود پديده جانشينی پول وارد تابع تقاضای پول داخلی ¬نموديم. در تابع تقاضای پول خارجی نيز نرخ بهره داخلی را وارد می¬ کرديم. سپس علاوه بر متغيرهای نرخ بهره داخلی و خارجی از متغيرهای شاخص قيمت داخلی و خارجی، نرخ ارز و متغير وابسته با وقفه نيز برای تخمين تقاضای پول داخلی و خارجی استفاده كرديم. مدل بوردو و چودری به صورت زير است :
log md = 0 + 1 logy + 2i d+ 3 i f (1)
log mf = 0 + 1 logy + 2id + 3if (2)
که در آن dP/dM =dm تقاضاي حقيقي براي پول داخلي(با تعريف M2 و M1)، = EMf /Pd fm تقاضاي حقيقي براي پول خارجي، dP سطح قيمت داخلي و y درآمد حقيقي داخلي است. چون در شرايط معاملات ارز با آربيتراژ کامل بهره id و if نشان دهنده قيمت نگهداري (هزينه فرصت) dm و fm براي يک دوره هستند، معادلات بالا را می ¬توان به سادگي اين چنين تفسير کرد. که تقاضاي هر کدام از پول ها به متغير مقياس، قيمت خودش و قيمت پول جانشين بستگي دارد. در ضميمه نشان ¬داده ايم که اين¬گونه توابع تقاضا مي ¬تواند به سادگي از يک مدل حداکثرسازي مطلوبيت به دست آيد. اگر جانشيني پول بين dm و fm وجود نداشته باشد ضرايب 3 و 2 (که اثر متقاطع جانشيني را نشان مي¬دهند) در معادله¬هاي(1) و (2) برابر صفر خواهند بود.
نتايج بوردو و چودری با مطالعه ميلز(Miles, 1978: pp.170-183) که درجه¬ بالايي از جانشيني پول را در کانادا گزارش نموده¬است کاملاً متضاد است. آنها نشان مي¬دهند که نتايج ميلز بر مدلي با تصريح اشتباه بنا شده¬است. آنها با استفاده از داده¬هاي ميلز نشان مي دهند که در کانادا جانشيني پول به صورت نامتقارن و يك طرفه وجود ندارد.
4. 1 جانشينی پول در تابع تقاضای پول داخلی در ايران و كانادا
در جدول شماره (1) براي هر تعريف پول در ايران ابتدا بهترين برازش تقاضاي پول داخلي در ايران را بدون نرخ بازار موازی ارز (PEX) نشان ¬داديم. سپس PEXرا براي آزمون تأثير جانشيني پول در معادله معرفي ¬کرديم. مدل (1) و ساير مدل های جدول (1) تابع تقاضا برای پول داخلی توسط ساکنين کشور ايران را نشان می ¬دهند. در تمام مدل ها تقاضای پول داخلی در ايران با تعريف M1 يا M2 توسط ساکنين کشور با متغير مقياس( gdp واقعی) رابطه مستقيم, با نرخ بهره داخلی و با شاخص قيمت داخلی رابطه معکوس، با نرخ بهره خارجی و با شاخص قيمت خارجی رابطه مستقيم دارند.
(3)
t (44/3-) (365/15) (019/5-) (818/1) (828/15) (866/6)
2=99/0 n=46 D.W=75/1 F=1178 (1384-1338)
چون تقاضای پول داخلی با نرخ بهره داخلی رابطه معکوس و با نرخ بهره خارجی رابطه مستقيم دارد، لذا جانشينی پول در تابع تقاضای پول داخلی ايران وجود دارد. يعنی با افزايش هزينه فرصت نگهداری پول داخلی مردم ترجيح می¬دهند که پول داخلی را به پول خارجی تبديل کنند.
علامت ضريب نرخ ارز در تابع تقاضای پول داخلی يک مسأله تجربی است و از نظر تئوريک نمی¬ توان از قبل دقيقاً علامت آن را مشخص کرد چون تاحدی افزايش نرخ ارز موجب کاهش تقاضای پول داخلی و افزايش تقاضای پول خارجی می ¬شود ولی اگر نرخ ارز خيلی افزايش يابد همانند هر کالای ديگری تقاضای آن (ارز) کاهش می¬ يابد برآيند اين افزايش و کاهش است که ضريب آن را تعيين می ¬کند. صرف حسّاسيت تقاضای پول داخلی نسبت به نرخ ارز مؤيد جانشينی پول است. من حيث المجموع تمام مدل ها فرضيه جانشينی پول را در تابع تقاضای پول داخلی ايران تأييد می ¬کنند.
در جدول شماره (5) براي هر تعريف پول در كانادا ابتدا بهترين برازش تقاضاي پول را بدون نرخ انتظاري تغيير ارز (Ê) نشان ¬داديم. سپس Êرا براي آزمون تأثير جانشيني پول در معادله معرفي ¬کرديم. مدل (2) و ساير مدل های جدول (5) تابع تقاضا برای پول داخلی توسط ساکنين کشور را نشان می¬دهند. در تمام مدل ها تقاضای پول داخلی با تعريف M1 يا M2 توسط ساکنين کشور با متغير مقياس( gdp واقعی) رابطه مستقيم, با نرخ بهره داخلی رابطه معکوس دارند.
(4)
t (13/1-) (72/2) (35/4-) (59/0)
2=83/0 n=60 D.W=7/1 F=112
ضريب نرخ بهره آمريكا در تابع تقاضای پول داخلی كانادا معني دار نيست. بنابر اين تقاضا براي دلار كانادا در داخل كانادا نسبت به نرخ بهره آمريكا حساس نيست بنابراين جانشيني پول در كانادا متقارن است و دلار كانادا هم در ساير كشورها از جمله آمريكا نقش پول را بازي مي كند.
4. 2 جانشينی پول در تابع تقاضای پول خارجی ايران كانادا
در مدل های(7) و (8) جدول (2) لگاريتم تقاضای پول خارجی را بر حسب دلار و مدل های (9) و (10) لگاريتم تقاضای اسمی پول خارجی را بر حسب ريال و مدل های (11) و (12) لگاريتم تقاضای واقعی پول خارجی را بر حسب ريال در ايران نشان می¬ دهند. معادله زير و ساير مدل های جدول(2) توابع تقاضا برای پول خارجی توسط ساکنين کشور را نشان می ¬دهند.
(5)
t (827/2- ) (2/938) (5/31) (2-/276) (8/005) (2/602)
2=97/0 n=46 D.W=137/1 F=263 (1384-1338 )
در تمام مدل ها تقاضای پول خارجی توسط ساکنين ايران با متغير مقياس (gdpواقعی) رابطه مستقيم, با نرخ بهره داخلی و با شاخص قيمت داخلی رابطه مستقيم، با نرخ بهره خارجی و با شاخص قيمت خارجی رابطه معکوس دارند. چون تقاضای پول خارجی با نرخ بهره داخلی رابطه مستقيم و با نرخ بهره خارجی رابطه معکوس دارد، لذا جانشينی پول در تابع تقاضای پول خارجی نيز وجود دارد. يعنی با افزايش هزينه فرصت نگهداری پول داخلی مردم ترجيح می¬دهند که پول داخلی را به پول خارجی تبديل کنند.
لگاريتم تقاضای پول خارجی را بر حسب دلار آمريكا براي كانادا برآورد شد معادله زير و ساير مدل هاي توابع تقاضا برای پول خارجی توسط ساکنين كانادا نشان می ¬دهند كه تقاضاي پول خارجي در كاناد وجود دارد.
(6)
t (54/0-) (2/15) (-2/71) (0-/03)
2=82/0 n=28 D.W=84/1 F=126
در تمام مدل ها تقاضای پول خارجی توسط ساکنين كانادا با متغير مقياس (gdp جاري) رابطه مستقيم, با نرخ بهره داخلی و با نرخ بهره خارجی رابطه معکوس دارند. چون تقاضای پول خارجی با نرخ بهره داخلی رابطه معكوس دارد، و ضريب نرخ بهره خارجي معني دار نيست. لذا با وجود اينكه براي پول خارجي (دلار آمريكا) تقاضا وجود دارد ولي جانشينی پول در تابع تقاضای پول خارجی كانادا وجود ندارد. به عبارت چون تقاضا براي دلار آمريكا در داخل كانادا نسبت به نرخ بهره آمريكا حساس نيست بنا بر اين جانشيني پول در كانادا متقارن است و دلار كانادا هم در ساير كشورها از جمله آمريكا نقش پول را بازي مي كند.
5. آزمون مدل ها
آزمون مدل ها انجام شد با اينکه هيچ کدام از متغيرهای مستقل و وابسته پايا نيستند و درجه جمعی آنها متفاوت و بيشتر از صفر است. جملات اخلال کليه رگرسيونها جمعی از مرتبه صفر(0)I است. گرنجر(Ibid) و انگل گرنجر(Ibid) نشان داده¬اند که اگر دو سری زمانی هر کدام جمعی از مرتبه¬ای باشند ولی ترکيب خطی¬ آنها جمعی از مرتبه¬ای کمتر باشد بين دو سری فوق رابطه تعادلی بلند مدت وجود دارد.
به همين منظور در تحقيق حاضر برای آزمون پايايی متغيرها از آزمون ديکی فولر تعميم ¬يافته استفاده شد نتايج آزمون نشان می¬دهد کليه متغيرها ناپايا و دارای ريشه ¬واحد هستند با توجه به اينکه پسماند مدل ها جمعی از مرتبه صفر می باشند بنابراين کل متغيرهای مدل ها هم جمع می¬ باشند و بين آنها رابطه تعادلی بلند مدت وجود دارد. لذا تمامی رگرسيون ها حقيقی بوده و ضرايب آنها مطابق تئوري های تقاضای پول سنتی و جانشينی پول می ¬باشد. برای آزمون ريشه واحد ابتدا جمعی بودن متغيرها از مرتبه 3 در برابر 2 و سپس جمعی از مرتبه 2 در برابر 1 و سپس جمعی از مرتبه 1 در برابر 0 آزمون ¬شد. برای رگرسيون هايی که متغير وابسته با وقفه وارد مدل شده آزمون h دوربين نيز انجام شد که عدم وجود خود همبستگی را در اين مدل ها تأييد می ¬کند.
6. تفسير ضرايب
6. 1 مقايسه ضريب لگاريتم توليد ناخالص¬داخلی(lngdp) درتقاضای پول داخلی¬ و¬ پول¬خارجی در ايران و كانادا
در تابع تقاضای پول داخلی با تعريف M1وM2 در تمام مدل ها و در هر دو كشور علامت ضريب lngdp مثبت می باشد بنابراين با مبانی نظری تقاضای پول سنتی سازگار است. در مورد علامت ضريب lngdp در تابع تقاضای پول خارجی کادينگتون(Cuddington,1983: pp.111-133) در مقاله¬ای تحت عنوان ” جانشينی پول، تحرک سرمايه و تقاضای پول“ ذکر نموده است که اگر همراه با افزايش متغير معاملاتي درآمد (PY) تقاضا براي پول خارجي افزايش يابد جانشيني پول صورت گرفته است. اگر تقاضا براي پول خارجي با تغييرات درآمد (PY) رابطه معکوس داشته باشد ملاحظات سبد دارايي بر ملاحظات معاملاتي غالب است، بنا بر اين اقتصاد دلاري شده ¬است. در تابع تقاضای پول خارجی ايران برحسب دلار(mf)، برحسب ريال اسمی(mfr) و برحسب ريال واقعی(mfr61) در تمام مدل ها علامت ضريب lngdp مثبت می¬ باشد لذا با تحليل کادينگتون اقتصاد ايران وارد مرحله جانشينی پول شده و از مرحله دلاری شدن عبورکرده است زيرا انگيزه¬های معاملاتی بر انگيزه¬های سبد دارايي غالب شده است. در كانادا نيز جانشيني پول به طور دو طرفه صورت گرفته است.
6. 2 مقايسه ضريب نرخ بهره داخلی (id) در تقاضای پول داخلی و پول خارجی در ايران و كانادا
علامت ضريب نرخ بهره داخلی (id) در تمام مدل های توابع تقاضای پول داخلی دو كشور منفی و در تمام مدل های توابع تقاضای پول خارجی ايران مثبت است که هم با نظريه¬های پولی سنتی و هم با نظريه¬های جانشينی پول سازگار است ولي در كانادا ضريب نرخ بهره داخلی (id) معني دار نيست بنابر اين نرخ بهره داخلی در ايران افزايش می¬ يابد تقاضا برای پول داخلی کاهش و تقاضای برای پول خارجی افزايش می ¬يابد. زيرا با فرض ثابت بودن ساير عوامل افزايش نرخ بهره داخلی هزينه نگهداری پول داخلی را نسبت به نگهداری پول خارجی افزايش می دهد. ولي تقاضاي پول خارجي در كانادا نسبت به نرخ بهره داخلي حساس نيست پس جانشيني پول دو طرفه است.
6 . 3 مقايسه ضريب نرخ بهره خارجی (if) در تقاضای پول داخلی و پول خارجی در ايران و كانادا
علامت ضريب نرخ بهره خارجی (if) در تمام مدل های تابع تقاضای پول داخلی ايران مثبت و در تمام مدل های توابع تقاضای پول خارجی ايران منفی است ک هم با نظريه¬های پولی سنتی و هم با نظريه¬های جانشينی پول سازگار است زيرا وقتی نرخ بهره خارجی افزايش می¬يابد تقاضا برای پول داخلی افزايش و تقاضای برای پول خارجی در ايران کاهش می¬يابد زيرا افزايش نرخ بهره خارجی هزينه نگهداری پول داخلی را نسبت به نگهداری پول خارجی کاهش می¬دهد. ولي در كانادا ضريب نرخ بهره خاجي معني دار نيست و تأثيري بر تقاضاي پول داخلي و خارجي كانادا ندارد.
6 . 4 مقايسه ضريب لگاريتم نرخ ارز(ln pex) در تقاضای پول داخلی و پول خارجی در ايران و كانادا
علامت ضريب نرخ بازار موازی ارز(ln pex) در تابع تقاضای پول داخلی و خارجی يک مسأله تجربی است و با تئوري های پولی سنتی و جانشينی پول نمی توان علامت آن را از قبل مشخص نمود زيرا وقتی نرخ ارز شروع به افزايش می¬کند تقاضا برای پول داخلی کاهش و تقاضا برای پول خارجی افزايش می يابد. اما وقتی نرخ ارز خيلی افزايش يابد تقاضا برای ارز همانند هر کالای اقتصادی ديگر کاهش می ¬يابد. برآيند اين افزايش و کاهش ها است که علامت آن را تعيين می کند. همين که تقاضای پول داخلی نسبت به نرخ ارز حساسيت داشته باشد و ضريب نرخ ارز در تابع تقاضای پول داخلی معنی دار باشد پديده جانشينی پول اتفاق افتاده است. ضريب اين متغير در تمام مدل های توابع تقاضای پول داخلی و پول خارجی در ايران معنی دار و منفی است که نشان دهنده وجود پديده جانشينی پول است. ولي ضريب اين متغير در توابع تقاضای پول داخلی و پول خارجی در كانادا معنی دار نيست که نشان دهنده وجود جانشينی پول دو طرفه است.
7. آزمون فرضيه¬هاي تحقيق
فرضيه¬اي که در اين مقاله مد نظر بوده است عبارتند از:
1. جانشينی پول در ايران نامتقارن (يك طرفه) است.
2. جانشينی پول در كانادا متقارن (دو طرفه) است.
نتايج تحقيق نشان مي دهد كه هر دو فرضيه تأييد مي شوند زيرا جانشينی پول در ايران يك طرفه و در كانادا دو طرفه است.
8 . خلاصه و نتيجه گيري
در اين پژوهش تأثير بازده پول خارجي بر تقاضا براي پول داخلي در ايران در دوره 1338-1384 آزمون شد و معلوم گرديد اين تأثير معنی¬دار است. بنابراين، در کشور ما که مبالغ زيادي پول خارجي نگهداري مي¬شود، جانشيني پول عامل مهمي در تابع تقاضاي پول داخلی و خارجی توسط ساکنين است. چون تقاضا برای پول خارجی با متغير مقياس(gdp) رابطه مستقيم دارد لذا طبق نظريه کادينگتون اقتصاد ايران وارد مرحله جانشينی پول شده و از مرحله دلاری شدن عبور کرده است زيرا انگيزه¬های معاملاتی بر انگيزه¬های سبد دارايي غالب شده است.
در اين پژوهش تأثير بازده انتظاري پول خارجي بر تقاضا براي پول داخلي در دوره انعطاف¬پذيري نرخ ارز (دهه1990) دركانادا آزمون شد و معلوم گرديد اين تأثير ناچيز است. بنابر اين، حداقل براي يک کشور مهم (کانادا) که مبالغ زيادي پول خارجي نگهداري مي¬کند، جانشيني پول عامل مهمي در تابع تقاضاي پول نيست. همان طورکه تقاضا براي پول عامل کليدي در ساختن مدل هاي نرخهاي انعطاف¬پذير ارز مي باشد، نتايج بر نقش بي ¬معني جانشيني پول در تعيين نرخ هاي شناور ارز دلالت دارد. اين شواهد همچنين از اين امر که جانشيني پول توانايي يک کشور را با نرخ هاي شناور ارز براي پيگيري سياست پولي مستقل محدود مي کند، حمايت نمي کند. بنابر اين جانشيني پول در كشور كانادا دو طرفه و متقارن است و كانادا مشكلي به نام داري شدن اقتصاد ندارد.
دستاورد علمی اينمقاله اين است که تقاضای پول داخلی در ايران نسبت به نرخ بهره خارجی حساس است و در تابع تقاضای پول داخلی بايد علاوه بر نرخ بهره داخلی نرخ بهره خارجی نيز وارد شود. همچنين تقاضا برای پول خارجی توسط مردم ايران نسبت به نرخ بهره داخلی نيز حساس است و در تابع تقاضای پول خارجی توسط ساکنين ايران بايد علاوه بر نرخ بهره خارجی، نرخ بهره داخلی نيز وارد شود. ولي تقاضاي پول داخلي و خارجي در كانادا نسبت به نرخ بهره خارجي حساس نيست و جانشيني پول در اين كشور مشكلي براي اقتصاد آن ايجاد نمي كند.
جدول 1 جانشينی پول در تقاضا برای پول داخلی (ريال): داده¬های ساليانه1338-1384
(6)
(5)
(4)
(3)
(2)
(1) مدل
متغير
Ln m2 Ln m2 Ln m1 Ln m1 Ln m1 Ln m1 وابسته
-5/817
(-12/234) -4/833
(-11/321) -1/415
(-1/520) -2/445
(-6/099) -2/436
(-5/885) -1/552
(-3/344) C
1/258
(20/908) 1/378
(25/250) 0/769
(6/731) 0/548
(7/662) 0/376
(6/605) 0/915
(15/365) Ln gdp
-0/024
(-2/947) -0/038
(-6/448) -0/051
(-3/240) -0/0122
(-1/969) -0/014
(-2/227) -0/033
(-5/019) Id
0/016
(2/932) 0/020
(3/677) 0/055
(4/887) 0/007
(1/484) 0/009
(1/818) If
-0/110
(-2/970) Ln cpii
0/667
(3/447) 0/587
(2/891) 0/828
(3/944) Ln cpiu
0/227
(5/989) -0/103
(-4/748) -0/067
(-2/712) Ln pex
0/402
(4/094) 0/476
(4/889) متغير وابسته
باوقفه
0/381
(4/346) 0/579
(11/854) 0/361
(4/949) 0/841
(15/828) D1
0/169
(2/312) 0/324
(5/075) 0/791
(6/375) 0/480
(6/866) D2
0/286
(2/074) 0/220
(4/505) D3
0/99
0/99
0/97
0/99
0/99
0/99 2
1/542 1/873 1/156 1/576 2/04 1/74 D-W
1/747 -0/1795 دوربين h
ملاحظات:
1- ارقام داخل پرانتز مقاديرt را نشان می دهد.
2- متغيرهای وابسته لگاريتم تقاضای واقعی پول داخلی را بر حسبm1 وm2 واقعی نشان می¬دهند.
3- ساير متغيرها درجدول3 معرفی می¬شود.
جدول 2 جانشينی پول درتقاضا برای پول خارجی(دلار): داده¬های ساليانه1338-1384
(12) (11) (10) (9) (8) (7) مدل
متغير
Ln mfr61 Ln mfr61 Ln mfr Ln mfr Ln mf Ln mf وابسته
-7/641
(-0/313) -9/015
(-2/757) -9/199
(-2/939) -9/549
(-3/065) -11/111
(-8/199) -8/176
(-15/729) C
0/554
(6/436) 1/211
(2/923) 1/212
(2/939) 1/293
(3/261) 0/944
(5/478) 0/236
(3/071) Ln gdp
0/0458
(3/057) 0/227
(5/318) 0/225
(5/310) 0/208
(5/011) 0/057
(3/176) 0/024
(2/012) id
-0/022
(-2/445) -0/089
(-2/267) -0/089
(-2/276) -0/143
(-2/967) -0/095
(-4/548) -0/017
(-2/393) if
0/450
(3/380) 1/54
(15/04) Ln cpii
-1/850
(-8/374) Ln cpiu
-0/333
(-2/039) -1/271
(-15/437) Ln pex
0/827
(11/892) وابسته
باوقفه
2/813
(7/976) 2/858
(8/545) 2/807
(8/005) 0/680
(4/678) D1
0/433
(3/251) 1/219
(2/606) 1/244
(2/785) 1/212
(2/602) 1/509
(7/767) 0/537
(5/720) D2
0/435
(4/819) 0/342
(4/857) D3
0/99
0/97
0/98
0/97
0/98
0/99 2
1/312 1/138 1/164 1/164 1/481 1/975 D-W
0/8787 دوربين h
ملاحظات:
1- ارقام داخل پرانتز مقاديرt را نشان می دهد.
2- متغيرهای وابسته لگاريتم تقاضای پول خارجی را بر حسب دلار(mf)، ريال(mfr) و ريال واقعی(mfr61) نشان
می¬دهند.
3- متغيرها در جدول 3 معرفی می شود.
جدول 3 منابع داده هاي ايران يا نحوه محاسبه آنها
منبع اطلاعات يا نحوه محاسبه متغير نماد
بردار ضرايب β
بردار ضرايب γ
جمع¬آوري ¬شده از ¬گزارش¬هاي مختلف بانک مرکزي ج.ا.ا شاخص بهاي کالاها وخدمات مصرفي
در مناطق شهري ايران(100=1361) cpii
نرم افزارIFS صندوق بين المللي پول شاخص بهاي کالاها وخدمات مصرفي
در مناطق شهري آمريکا(100=1374) cpiu
از سال1356به بعد برابر1و بقيه سالها برابرصفراست متغير مجازی شوک انقلاب D1
از سال1352به بعد برابر1و بقيه سالها برابرصفراست متغير مجازی شوک نفتی D2
سالهای1358و1359 برابر1و بقيه سالها برابرصفراست متغير مجازی شکست ساختاری D3
مجموعه آماري سري زماني آمارهاي اقتصادي، اجتماعي
تا سال1375 سازمان برنامه و بودجه1376 توليد ناخالص داخلي به قيمت
ثابت سال 1361 gdp
جمع آوري شده از گزارش¬هاي مختلف بانک مرکزي ج.ا.ا نرخ بهره داخلي(سود سپرده¬هاي بلند مدت) id
نرم افزارIFS صندوق بين المللي پول نرخ بهره خارجی( مورد آمريکاسود سپرده هاي بلند مدت) if
لگاريتم نپرين Ln
جمع آوري شده از گزارش¬هاي مختلف بانک مرکزي ج.ا.ا حجم پول داخلي برحسب ميلياردريال m1
جمع آوري شده از گزارش¬هاي مختلف بانک مرکزي ج.ا.ا حجم نقدينگی داخلي برحسب ميلياردريال m2
محمد لشكري (1384) طرح پژوهشي مقايسه دلاري شدن
ايران، آرژانتين و كانادا حجم پول خارجي درگردش
برحسب ميليارد دلار fm
حاصل ضرب حجم دلارهاي درگردش در نرخ ارز
در بازار موازی حجم دلارهاي درگردش برحسب ريال mfr
حاصل ضرب حجم دلارهاي درگردش در نرخ ارز در
بازار موازی که با شاخص قيمتهای داخلی تعديل شده است حجم دلارهاي درگردش واقعی برحسب ريال mfr61
تعداد نمونه n
جمع آوري شده از گزارش¬هاي مختلف بانک مرکزي ج.ا.ا نرخ دلار آمريکا در بازار موازي Pex
جدول 4 نتايج آزمون ريشه واحد
نماد
متغير نتايج آزمون
I(3) در
برابر I(2) I(2) در
برابر I(1) I(1) در
برابرI(0)
Ln m1 لگاريتم حجم پول واقعی
(1361=100) رد I(2) I(3)
Ln m2 لگاريتم حجم نقدينگی واقعی
(1361=100) رد I(2) I(3)
Ln mf لگاريتم حجم دلارهای در گردش ردI(3) I(2)
Ln mfr لگاريتم حجم دلارهای در گردش بر حسب پول داخلی رد I(3) I(2)
Ln mfr61 لگاريتم حجم دلارهای در گردش واقعی بر حسب پول داخلی(1361=100) رد I(3) I(2)
Ln cpii لگاريتم شاخص قيمت مصرف کننده داخلی
(1361=100) ردI(3) I(2)
Ln cpiu لگاريتم شاخص قيمت مصرف کننده خارجی
(موردآمريکا)(1374=100) رد I(3) I(2)
Ln gdp لگاريتم توليد ناخالص داخلی واقعی
(1361=100) رد I(3) I(2)
Ln pex لگاريتم نرخ ارز در بازار موازی ردI(3) I(2)
id نرخ سود سپرده های بلند مدت بانکی داخلی ردI(3) I(2)
if نرخ سود سپرده های بلند مدت بانکی خارجی
(موردآمريکا) رد I(3) I(2)
جدول 5 جانشيني پول در تقاضاي پول كانادا: 4/1990- 4/1999
مورد 1 2 3 4 5 6
متغير وابسته
Log(Xt/Pt) X=M1 X=M1 X=M2 X=M2 X=M2-M1 X=M2-M1
نوع رگرسيون OLSQ OLSQ CORC CORC CORC CORC
جمله ثابت -1/19
(-1/92)** -1/49
(-2/27)* -1/39
(-1/72)** -1/58
(-1/87)** -2/33
(-7/79)** -2/38
(-2/73)**
Log y 0/08
(1/86)** 0/11
(2/21)* 0/11
(1/75)** 0/13
(1/89)** 0/19
(2/77) 0/19
(2/70)*
is -0/65
(-4/20)* -0/67
(-4/36)*
il -0/91
(-2/71)* -0/76
(2/05)* -1/01
(-2/24)* -0/96
(1/93)**
io 0/72
(4/07)* 0/65
(3/27)* 1/11
(4/56)* 1/08
(4/04)*
Ê -0/21
(-1/26) -0/08
(-0/89) -0/03
(-0/23)
Log
(Xt-1/Pt-1) 0/87
(12/84)* 0/85
(12/30)
Log
)Xt-1/Pt) 0/88
(16/34)
0/87
(15/47) 0/86
(20/98) 0/85
(20/20)
R2 0/926 0/930 0/997 0/997 0/998 0/998
SEE 0/0149 0/0148 0/0064 0/0064 0/0084 0/0085
D-W 2/32 2/39 1/71 1/70 1/79 1/79
h دوربين -1/07 -1/31
Rho 0/224 0/235 0/282 0/295
ملاحظات: M1= تعريف محدود پول ،M2 =تعريف گسترده پول، P= سطح قيمت،y = درآمد واقعی، is= نرخ بهره کوتاه مدت،il= نرخ بهره بلند مدت، io=نرخ خودش، Ê=نرخ انتظاری تغيير نرخ ارز؛ تمام نرخها ساليانه هستند. برای توضيحات بيشتر ضميمه را ببينيد. *معنی دار بودن را درسطح 5 درصد نشان می دهد. **معنی دار بودن را درسطح 10درصد نشان می دهد. ضرايب متغيرهای وابسته (ارقام داخل پرانتز مقاديرt رانشان می دهد)
جدول6 آزمون مجدد تخمينهای ميلز از کشش جانشينی پول
SEE RhO D-W R2 Log y ic iu- ic جمله ثابت دوره
0/1323 0/88 1/47 0/78 4/98
(2/40)* 2/56
(18/34)* 1980/4-
1995/4
1
0/1164 0/85 1/70 0/83 0/78
(1/74) -11/40
(-4/35) -1/39
(0/59) -5/72
(-1/13)
0/1476 0/78 1/45 0/76 6/67
(2/45)* 2/75
(21/15)* 1980/4-
1982/2
اضافه به
1990/3-
1995/4
2
0/1240 0/78 1/84 0/82 0/54
(1/15) -10/52
(-2/71)* -0/11
(-0/03) -2/83
(-0/54)
ملاحظات : /EMu) log(Mcمتغير وابسته است. تمام تخمينها بر روش کوکران اورکات بنا شده است. ارقام
داخل پرانتز مقاديرt را نشان می¬دهد. برای تعريف واژه¬ها و منابع به ضميمه مراجعه کنيد.
*معنی دار بودن را در سطح 5 درصد نشان می دهد.
**معنی دار بودن را در سطح 10 درصد نشان می دهد.
9. تعريف داده ها و منابع كانادا
جدول 5 :
1M= پول و سپرده¬هاي تقاضا (داده¬هاي فصلي تعديل شده، متوسط فصلي داده¬هاي ماهانه)
2M= 1M به اضافه پس اندازهاي شخصي و سپرده¬هاي غيرشخصي (داده¬هاي فصلي تعديل شده، متوسط فصلي داده¬هاي ماهانه) با قيمت ثابت
= P تعديل کننده قيمت GNP(100=1991، داده¬ها فصلي است)
y GNP =با قيمت ثابت سال1991 (داده¬ها فصلي است)
is = نرخ تأمين مالي 90 روزه (نرخ سالانه، متوسط فصلي داده¬هاي ماهانه)
it = نرخ گواهينامه¬هاي سرمايه¬گذاري تضمين شده 5 ساله (نرخ سالانه، متوسط فصلي داده¬هاي ماهانه)
=i0 نرخ سپرده¬هاي پس¬انداز غير ديداري (نرخ سالانه، متوسط فصلي داده¬هاي ماهانه)، که Ể = 4(F-S)/S ، کهF نرخ ارز سلف 90 روزه وS نرخ ارز نقدي است ( دلار کانادا برحسب دلار آمريکا، نرخهاي پاياني، متوسط فصلي داده¬هاي ماهانه)
جدول 6 :
=Mu انواع سپرده¬هاي ساکنين کانادا که برحسب دلار آمريکا در بانکهاي کانادا و آمريکا نگهداري مي¬کنند ( داده¬هاي پايان فصل)
= Mc انواع سپرده¬ها و پولهايي که برحسب دلار کانادا (برابرM2 به اضافه سپرده¬هاي مدت¬دار غيرشخصي، داده¬هاي پايان ربع ماهانه)
=ic نرخ 3 ماهه خزانه کانادا ( درصد سالانه، داده¬هاي پايان ماه آخرفصل)
=iu نرخ 3 ماهه اسناد خزانه آمريکا (درصد سالانه، براي اينکه با نرخهاي کانادا قابل مقايسه باشد بر پايه 365 روز تعديل شده¬است، داده¬هاي پايان ماه آخر فصل)
E = نرخ ارز (دلار کانادا برحسب دلار آمريکا، داده¬هاي پايان فصل)
y GNP =با قيمت ثابت سال1991(داده¬ها فصلي است)
منبع: منبعP و y آمارهاي کانادا است. Muتوسط مارک ميلز ارائه شده¬است. منبع ساير داده¬ها بانک کانادا است.
10. ضميمه: يک مدل ساده تقاضا براي پول داخلي و پول خارجي
به عنوان يک شق ديگر به رويکرد ميلز که پولهاي داخلي و خارجي به عنوان داده در تابع خدمات پولي وارد مي¬شوند، فرض¬کنيد دو پول در کنار کالاها به صورت زير وارد تابع¬مطلوبيت مي¬شوند کلين ¬رويکرد مشابهي را براي بدست آوردن تقاضا براي پول دريک اقتصاد بسته استفاده مي¬کند.(Klein,1974: pp.931-94) U=f(md, fm,g) (A1)
که درآن mdو fm ترازهاي حقيقي داخلي وخارجي را برحسب ريال همان طورکه در معادلات (1) و (2) متن تعريف شد و gکالاها را نشان مي¬دهد. فرض¬کنيد ثروت مالي شامل اوراق ¬قرضه داخلي(dB)، اوراق قرضه خارجي(fB)، پول داخلي و پول خارجي است، ارزش واقعي ثروت مالي، w، برابر است با:
W=bd + bf+ mdfm + (A2)
که در آن dP/ dB bd = و fP/fEB= bf است. بعلاوه فرض¬کنيد که در هر دوره تمام درآمد خرج مي¬شود، محدويت بودجه مي¬تواند به صورت زير نوشته شود:
g = r + id bd+( if+ Ê)bf + Ê mf (A3)
کهr جريان درآمد حقيقي حاصل از ساير منابع ثروت مالي را نشان مي¬دهد. محدوديت بودجه بالا تحت شرايط معاملات ارز با بهره کامل مي¬¬تواند به صورت زير ساده شود:
فرض کنيد= id- if Ê با جانشين کردن مقدار (bd +bf ) از(A2) در(A3) و با ساده¬کردن آن معادله(A3) مي¬تواند به صورت زير نوشته شود:
y =g+ id md +if mf (A4)
که r + w y = id است. با حداکثر کردنU در(A1) نسبت به محدوديت(A4) ، تقاضا براي md و mfمي¬تواند به عنوان تابعي از y ، id و if به دست آيد. توجه کنيد که yمي¬تواند به عنوان درآمد واقعي که به طور گسترده شامل (+id md if mf) تعريف مي¬شود تفسير شود، مقدار نسبت جريان خدمات بوسيله پولهاي داخلي و خارجي بدست مي آيد. (با وجود اين، اين نسبت در کار تجربي ما که GNP واقعي را براي اندازه گيريy استفاده مي کنيم حذف مي شود.)
فهرست منابع و مآخذ
الف. فهرست فارسي:
1. بهمني¬اسکويي، محسن(1372)؛ ” اثرات¬کلان اقتصادی کاهش ارزش خارجی ريال ايران در دوران پس از انقلاب¬اسلامی“؛ گزارش سومين سمينار سياستهای پولی و ارزی؛ مؤسسه تحقيقات پولی و بانکی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ايران؛ صص87-120.
2. بهمني¬اسکويي، محسن(1380)؛ ” نرخ ارز بازار سياه و تقاضا براي پول در ايران“؛ پژوهش¬ها و سياست¬هاي اقتصادي؛ معاونت امور اقتصادي وزارت دارايي؛ شماره19 ؛صص3-9.
3. پورمقيم،جواد(1378)؛ ”عوامل تعيين کننده نرخ ارز در بازار سياه ارز در ايران“؛ مجله تحقيقات اقتصادي؛ شماره 54 ؛ صص83-104.
4. خلعت¬بري، فيروزه(1368)؛ ” اقتصاد دلاري و سپرده¬هاي ارزي: بحث نظري و مفاهيم آن از ديد اقتصادکلان“ ؛ اقتصاد مديريت؛ دانشگاه آزاد اسلامي؛ شماره1؛ صص29-49.
5. زال پور، غلامرضا(1373)؛ جانشيني ارز به جاي پول ملّی در اقتصادايران؛ پايان¬نامه کارشناسي ارشد علوم اقتصادي؛ دانشگاه تربيت مدرس.
6. سامرز، لورنس(1999)؛ ”دلاري¬ شدن ¬اقتصاد کشورهاي ¬آمريکاي ¬لاتين“؛ خبرگزاري رويتر؛ ترجمه اداره مطالعات و سازمانهاي بين¬المللي بانک مرکزي جمهوري اسلامي ايران ؛ صص1-6.
7. ساهاي، راتنا و کارلوس وگ(1380)؛ ”دلاري¬ شدن ¬اقتصاد کشورهاي در حال¬گذر“؛ ترجمه کورش معدلت؛ مجله اقتصادي؛ معاونت امور اقتصادي وزارت دارايي؛ دوره دوم؛ سال اول؛ شماره دوم؛ صص26-30.
8. عرب¬مازاريزدي، علي(1380)؛”اقتصاد سياه درايران: اندازه، علل و آثار آن در سه دهه اخير“؛ مجله برنامه و بودجه شماره 62و63 ؛ صص3-60.
9. فرزين¬وش، اسدااله و محمد لشکری(1382)؛ ”جانشينی پول و تقاضابرای پول: شواهدی از ايران“؛ پژوهشنامه بازرگانی؛ شماره29؛ صص1-51.
10. کميجاني، اکبر و رافيک¬نظريان (1370) ؛ ”سنجش درجه جانشيني ميان پول و شبه پول در اقتصاد ايران“ ؛ اقتصاد و مديريت؛ شماره¬هاي10 و 11 ؛ صص15-42.
11. لشکری، محمد (1383)؛ ” تحليل پديده جانشينی پول و عوامل مؤثر برآن در ايران“؛ پژوهشنامه اقتصادي؛ شماره9و10؛ صص89-110.
12. لشکری، محمد(1382)؛ تحليل پديده جانشينی پول و عوامل مؤثر برآن (مورد ايران)؛ رساله دکتری علوم اقتصادی؛ دانشگاه تربيت مدرس.
13. لشکری، محمد(1385)؛ جانشينی پول ؛ انتشارات دانشگاه پيام نور.
14. لشكري، محمد (1385)؛ طرح پژوهشي با عنوان” دلاری شدن اقتصاد ايران و مقايسه آن با دلاری شدن آرژانتين پس از ابر تورم و دلاری شدن کانادا”؛ دانشگاه آزاد اسلامي- واحدنيشابور.
15. لشکری، محمد و عباس عرب مازار(1383)؛ ”رتبه درجه جانشينی پول ايران در ميان 27 کشور جهان“؛ نامه مفيد؛ شماره45؛ صص25-44.
16. لشکری، محمد(1382)؛ مروری برمبانی¬نظری و تجربی پديده¬جانشينی پول؛ منتشر نشده.
17. لشکری، محمد و اسدااله فرزين¬وش(1382)؛ تخمين حجم دلارهای در گردش و اندازه¬گيری درجه جانشينی پول در ايران؛ مجله تحقيقات اقتصادی دانشگاه تهران؛ ويژه¬نامه.
18. نوفرستي، محمد(1374)؛”رابطه تقاضا براي پول با نرخ برابري ارز و نرخ تورم“؛ برنامه و توسعه ؛ دوره2؛ شماره11؛ صص1-13.
19. والکر، مارتين(1378)؛”رام کردن دلار“؛ نامه اتاق بازرگاني؛ شماره1؛ صص40-43.
20. يزدان¬پناه، احمد و ناصرخياباني(1375)؛ بررسی پديده جانشيني خارجی به جای پول ملّی در ايران (دلاري شدن اقتصاد)؛ مؤسسه تحقيقات پولي و بانکي بانک مرکزي جمهوري اسلامي ايران.
21. يزدان¬پناه، احمد و ناصرخياباني(1375)؛” جايگزيني پول ملّی (دلاري شدن اقتصادايران)“؛ مجموعه¬مقالات ششمين کنفرانس سياستهاي پولي و ارزي؛ مؤسسه تحقيقات پولي و بانکي بانک مرکزي جمهوري اسلامي ايران؛ صص335-359.
2.Alami,TarikH(2001);“Currency Substitution Versus Dollarization a Portfolio Balance Model”;Journal of Policy Modeling; Vol.23; pp.473-479.
3-Arango, Sebastian and M . Ishaq Nadiri (1981); “ Demand for Money in Open Economies”; Journal of Monetary Economics :Vol.7; pp.69-83.
4-Bahmani-Oskooee,Mohsen and Margaret Malixi (1991); “ Exchange Rate Sensitivity of Demand for Money in Developing Countries”; Applied Economics;Vol .23;pp.1377-1384.
5-Berg,Andrew;and Eduardo Borensztein(2000);“The Choice of Exchange Rate Regime and Monetary Target in Highly Dollarized Economies”; IMF; Wp/00/29; February ; pp.1-29.
6-Blejer, Mario I();“Black-Market Exchange Expectations and the Domestic Demand for Money;Some Empirical Results”; Journal of Money Economics;Vol.;pp.-.
7-Bordo, Michael.D and Ehsan Choudri(2000);“Currency Substitu- tion and the Demand for Money: Some Evidence for Canada”; Journal of Money Credit and Banking; Vol.14; February; pp.48-57.
8-Brillembourg, Arturo and Susan M.Schadler (1980);“A Model of Currency Substitution in Exchange Determination,1973-78”; IMF Staff Papers;Vol.26; Sep; pp.513-42.
9-Calvo, Guillermo A and Carlos A . Vegh (1992) ; “ Currency Substitution in Developing Countries:An Introduction”; IMF; WP/ 92/ 40; May .
10-Calvo, Guillermo A(1985);“Currency Substitution and Real Exchange Rate: The Utility Maximization Approach”; Journal of International Money and Finance ; Vol.4; pp.175-88.
11-ـ and C.A.Rodriguez(1977);“A Model of Exchange Rate Determination Under Currency Substitution and Rational Expectations”; Journal of Political Economy; Vol.85; June; pp.617-25.
12-Canto,Victor A and Marc.A.Miles(1984);“Exchange Rates in a Global Monetary Model with Currency Substitution and Rational Expectations”; In Bhandari,Jagdeep and Bluford H.Putnam With Jay H.Levin;Economic Interdependence and Flexible Exchange Rates; M.I.T Press; Second Printing; January.
13-ـ and Gerald Nickelsburg (1987) ; Currency Substitution: Theory and Evidence from Latin America;Kluwer Academic Publishers;Boston;Massachusetts.
14-Cohen , Benjamin J (2000); “ Dollarization : Pros and Cons ”; Paper Prepared for the Workshop; Los Angeles,CA ;May;pp.1-13.
15-Cuddington,John T(1983);“Currency Substitutability, Capital Mobility and Money Demand ; Journal of International Money and Finance;Vol.2;pp.111-133.
16-Dean James W (2000); De Facto Dollarization ; Prepared for a Conference, To Dollarize: Exchange -Rate Choices for the Westwrn Hemisphere, Sponsored by the North-South Institute, Ottawa, Canada,Ocober 4-5.
17-Dornbusch,Rudiger(1975);“A Portfolio Balance Model of The Open Economy”; Journal of Economics;Vol.1;pp.3-20.
18-Feldman, Robert A(1985);“Foreign Currency Options”;Finance & Development; December ; no.3; pp.38-41.
19-Fisher , Stanley (1982) ; “Seigniorage and the Case for a National Money”; Journal of Political Economy;Vol.90; no. 2;April;pp. 295-313.
20-Frenkel, Jacob A and Carlos A. Rodriguez(1980);“Portfolio Equilibrium and the Balance of Payment:A Monetary Approach”; The American Economic Review ; Vol.65; no.4;May ;pp. 675-688.
21-Grubel Hebret G (1968);“ Internationally Diversified Portfolios: Welfare Gains and Capital Flows ” ; The American Economic Review; Vol.58;no.5;pp.1298-1315.
22-Guidotti , Pablo E and Carlos A . Rodriguez (1992) ; “ Dollarization in Latin America, Gresham` s Law in Reverse?”;IMF Staff Papers; Vol.39; no.3;September;pp.518-544.
23-Kamin Steven B and Neil R.Ericsson (1993);“ Dollarization in Argentina”; Board of Governors of the Federal Reserve System International Finance Discussion paper460.
24-2003);“Dollarization¬ in Post – Hyperinflationary Argentina”; Journal of International Money and Finance; Vol.22; pp.185-211.
25-Marquez,Jaime(1987);“Money Demand in open Economies:A Currency Substitution Model for Venzurla”;Lournal of International Money and Finance ; Vol.6;pp.167-178.
26-McKinnon, Ronald I(1982) ; “ Currency Substitution and Instability in the World Dollar Standard ”; American Economic Review; Vol.72; June;pp.320-33.
27-Miles, Marc A(1978);“Currency Substitution, Flexible Exchange Rates and Monetary Independence”;American Economic Review; no.68; June;pp.428-36.
28-Poloz, Stephen S(1984);“The Transactions Demand for Money in A Two-Currency Economy”;Journal of Monetary Economics;Vol .14; pp.241-250.
29-Vegh, Carlos A(1998);“Inflationary Finance and Currency Substitution in a Public Finance Framework ” ; Journal of International Money and Finance; Vol.14;no.5;pp.679-693.
Comparing of DollarizationIn Iran’s Economy with Dollarization in Canada
Abstracts
This Paper examines Currency Substitution phenomenon in Iran’s economy and Canada’s economy through estimating domestic and foreign money demand over period 1959-2004. The results implies that Currency Substitution in Iran is one-way and in Canada it is two-way.
Currency Substitution, Dollarization, Degree of Currency Substitution, Iran, Canada
