مقاله در مورد مدل كلاسيك تورم در ايران ، روش همگرايي

 nx دارای 55 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است فایل ورد nx  کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد. این پروژه توسط مرکز nx2 آماده و تنظیم شده است توجه : در صورت  مشاهده  بهم ريختگي احتمالي در متون زير ،دليل ان کپي کردن اين مطالب از داخل فایل ورد مي باشد و در فايل اصلي nx،به هيچ وجه بهم ريختگي وجود ندارد بخشی از متن nx : چكیده تورم، همواره از شاخص‌های مهم اقتصادی قلمداد گردیده و نظرات مختلفی درباره آثار آن بر اقتصاد یك كشور وجود دارد. در هر حال، همگان بر این امر توافق دارند كه تورم شدید آثار جبران‌ناپذیری بر اقتصاد داشته و باید كنترل گردد. در این زمینه اقتصاددانان مكتب كلاسیك معتقدند كه تورم یك پدیده پولی بوده و رشد نقدینگی عامل اصلی بروز آن می‌باشد، بطوری كه، در بلندمدت، پول خنثی است. در میان اقتصاددانان كلاسیك، پولگرایان مكتب انتظارات عقلایی، كه به پولگرایان مكتب شماره (II) معروف هستند، معتقدند كه عقلایی بودن انتظارات باعث می‌گردد كه پول در بلندمدت خنثی بوده و حتی در كوتاه‌مدت نیز آن قسمت از پول كه رشد آن قابل پیش‌بینی باشد، خنثی خواهد بود. هدف اصلی این مقاله، آزمون نظریه پولگرایان مكتب (II) است كه از روش حداكثر راستنمایی یوهنسن و جسیلیوس استفاده گردیده كه، این روش آزمونی برای عقلایی بودن انتظارات است. نتایج آزمون یوهنسن نشان می‌دهد كه رشد پول و تورم همگرا می‌باشد. همچنین، برای تلفیق روابط كوتاه‌مدت و بلندمدت از مدل تصحیح خطا استفاده گردیده و نتیجه مبین این است كه 18 درصد عدم تعادل مابین تورم واقعی وتورم تعادلی، در هر دوره حذف و یا تعدیل می‌گردد. و دیگر این كه معنی‌دار بودن جزء تصحیح خطا دلیلی بر رابطه بین رشد پول و تورم می‌باشد. نتایج فوق برای حالتی كه از شاخص (CPI) برای محاسبه تورم استفاده می‌گردد، تفاوت چندانی نداشت. در هر حال برای آزمون خنثایی پول از محدودیت‌های كاملاً مشخص و بیش از حد مشخص استفاده گردیده و معلوم شد كه پول در دراز مدت خنثی می‌باشد. در نهایت پیشنهاد شده است كه سیاستگذاران اقتصادی، هنگام اتخاذ سیاست‌های خویش، بایستی نقش عقلایی بودن انتظارات را در نظر گرفته و از طرف دیگر، بانك مركزی نیز در هنگام اتخاذ سیاست‌های پولی استقلال داشته و جبران كسری مالی دولت از طریق كانال‌های دیگری غیر از افزایش نقدینگی صورت گیرد. مقدمه از مشكلات اقتصادی بسیار مهم در ایران، طی چند دهه اخیر، می‌توان به پدیده تورم همراه با بیكاری و یا به عبارت دیگر، ركود تورمی اشاره كرد كه باعث گردیده رابطه جانشینی بین تورم و بیكاری به راحتی میسر نباشد. در چنین شرایطی اجرای سیاست‌های پولی و مالی برای تحقق اهداف سیاستگذار، با مشكل مواجه شده و نیاز به سیاستهای زیربنایی و متفاوت از سیاست‌های معمول دارد. شواهد نشانگر این است كه سیاستگذاران نه تنها به هدف خود كه همانا تثبیت قیمت‌ها، كاهش عدم اطمینان اقتصادی و از میان بردن بیكاری است دست نیافته، بلكه با اعمال سیاست‌های نادرست خود موجب شدت یافتن نابسامانی‌ها گردیده‌اند. در نهایت، تورم موجود، به توم مزمن تبدیل شده و آن هم از طریق شكل‌گیری انتظارات تورمی به شتابان بودن تورم كمك كرده است.در این میان حجم پول، به عنوان یك متغیر عمده اقتصادی كلان و نیز یكی از ابزارهای اصلی سیاست‌های دولت می‌باشد كه جهت مهار تورم به كار گرفته می‌شود. این مطلب، تقریباً، یكی از اصول پذیرفته شده تمام مكاتب اقتصادی است ولی در مورد تاثیر حجم پول بر روی تولید و قیمت‌ها، اختلاف ریشه‌دار و متعددی بین مكاتب مختلف اقتصادی وجود دارد. به اعتقاد پولگرایان در چنین شرایطی، افزایش عرضه پول در درازمدت منجر به تورم شده و تأثیری بر رشد محصول نخواهد داشت. در این مقاله بطور كلی هدف آزمون سازگاری مدل تورم پولگرایان به همراه انتظارات عقلایی با ویژگی‌های اقتصاد ایران و یافتن رابطه بین متغیرهای رشد عرضه پول و تورم در چارچوب پایه‌های نظری می‌باشد. چرا كه اگر نظریه پولگرایان در مورد ایران صحت داشته باشد، تردید در اتخاذ سیاست‌ها و تصمیم‌گیری‌ها از طرف مقامات پولی و بانك مركزی از بین رفته و ضمن اینكه فشار برخی از معتقدان به نظریه‌های مخالف ( فشار هزینه، تقاضا و ;) كاسته می‌شود، سیاستها آثار خود را در بلند مدت ظاهر می‌سازند. به همین منظور فرضیه‌هایی در جهت تبیین سیاست پولی و رابطه بین نرخ رشد پول، تورم و محصول بیان گردیده تا از طریق آزمون آنها، به درستی یا نادرستی روابط پی برده شود و در صورت اثبات سازگای مدل تورم پولیون با اقتصاد ایران، راه حل‌های مناسب برای رفع مشكل تورم، پیشنهادگردد. بنابراین، درچارچوب الگوهای مختلف اقتصاد سنجی و با استفاده از داده‌های سری زمانی مربوط به عرضه پول (با تعریف محدود وگسترده)، شاخص قیمتها، و غیره، به مدل بررسی مدل تورمی پولگرایان و نقش پول در ایجاد تورم برای دوره (1378-1338) پرداخته می‌شود.1 . مروری بر روند تورم و رشد پول در ایران 1ـ1 . روند تورم (لگاریتمی) در ایران طی دوره 52-1333 كه توام با سیاست تثبیت نرخ ارز تحت سیستم پولی برتن وودز می‌باشد، تورم از نوسانات كمی برخوردار بوده و دارای میانگین 32/3 با انحراف معیار 33/3 می‌باشد.اما از سال 1352 به بعد كه اقتصاد ایران دوران طلایی خود را طی می‌كرد، نرخ تورم به 8/15 درصد با انحراف معیار 66/6 رسید كه می‌توان علت این امر را در رشد اعتبارات جاری وعمرانی دولت و افزایش اعتبارات بانكی و افزایش قیمت نفت دانست. طی دوره پس از انقلاب و جنگ تحمیلی 67-1357 كسری بودجه دولت بیشتر شده و همچنین به علت وجود شرایط جنگ و كاهش درآمدهای ارزی (به دلیل كاهش قیمت جهانی نفت)، متوسط تورم به 19 درصد با انحراف معیار 55/7 رسید. ولی در دوره پس از جنگ با شروع دوره بازسازی و دسترسی بیشتر به منابع انرژی از طریق استقراض خارجی، نرخ رشد تولید ناخالص ملی 5 تا 7 درصد افزایش یافته كه به علت بالا بودن هزینه‌های عمرانی و مصرفی جامعه، نرخ تورم تقریباً برابر با دوره قبل و در حدود 8/18 درصد ثابت ماند. ولی انحراف معیار آن نشانگر این است كه نسبت به دوره قبل تورم از ثبات نسبی برخوردار بوده است كه این نیز از نشانه‌های شناور بودن نظام ارزی بوده كه به دلیل عدم مدیریت صحیح منابع ارزی آثار مثبت آن از بین رفته است. و بالاخره اینكه در دوره 78-73 كه یك دوره ركودی است، طی سالهای 1373 تا 74 بحران بدهی‌ها به دلیل شرایط بازپرداخت وام‌های خارجی، منجر به افزایش تورم تا سطح 43 درصد گردید و نیز بحران سال 1377 و بحران درآمدهای نفتی كه از اواخر سال 1376 با افت شدید قیمت نفت آغاز شده بود، به اوج خود رسید.1ـ2 روند رشد پول (لگاریتمی) در ایرانمطابق آمارهای موجود، میانگین رشد پول در دوره 52-1338 برابر با 5/11 درصد وانحراف معیار آن 08/0 می‌باشد. در این دوره به علت زیاد بودن رشد فعالیت‌های حقیقی اقتصادی، رشد متغیرهای پولی و اعتباری بطور عمده درجهت تأمین مالی برای رشد حقیقی اقتصاد صورت گرفته و نرخ تورم را در سطح پایین نگه داشته است. اما در دوره 57-1352 به علت افزایش قیمت جهانی نفت، پایه پولی افزایش یافته و به علت كاهش فعالیت‌های حقیقی اقتصاد، منجر به رشد تورم شده است. در دوره 68-1357 كه مقارن با انقلاب و جنگ تحمیلی بود هر چند كه رشد اعتبارات بانكی به بخش خصوصی كاهش چشمگیری داشته است ولی به علت افزایش كسری بودجه دولت، اعتبارات نظام بانكی به دولت و نیز رشد پایه پولی چندان كاهش نیافته تا اینكه اقتصاد كشور در اواسط دهه 60 یك شرایط ركود تورمی را تجریه كرد. در طول دوره 72-1368، به دلیل شروع دوره بازسازی، سقف‌های اعتباری به تدریج آزاد شده و ضریب تكاثر پولی افزایش چشمگیری داشته است، ولی به علت اینكه نسبت كسری بودجه دولت به كل بودجه كاهش داشته، رشد پولی در این دوره عمدتاً صرف تأمین مالی برای رشدحقیقی اقتصاد گردیده است. و بالاخره اینكه رشد پولی در دوره اخیر یعنی 78-1373 تفاوت چندانی با دوره قبل نداشته اما به علت اینكه دوره اخیر توام با شرایط ركودی بوده، رشد پولی صرف افزایش قیمتها وتورم گردیده است. در نهایت، می‌توان نتیجه گرفت كه هر زمان كه كسری بودجه شدت داشته، رشد پولی به طور عمده به افزاش قیمت‌ها و تورم ختم شده است. 2 . نظریه‌های تورم مكتب پولگرایان از آنجایی كه پولیون یك گروه همگن نبوده و از نظر متدولوژی متفاوت هستند، مشكل است آنها را به عنوان یك مكتب اقتصادی در فهرستی از فرضیه‌های قابل قبول ذكر كرد. در هرحال بعضی از صاحب‌نظران، از قبیل: جی. ال . استین، اچ فریش، لایدلر و مایر ، تلاش زیادی كرده‌اند كه آنها را طبقه‌بندی نمایند . به نظر می‌رسد كه تبعیت كردن از چهار ویژگی زیر برای عضویت در مكتب پولگرایان كافی باشد. 1ـ بخش خصوصی اقتصاد ذاتاً ”پایدار“ است و سیستم به دنبال هر گونه اختلال به طور خودكار به سطح تعادل اشتغال كامل (نرخ طبیعی بیكاری) بر می‌گردد. 2ـ نرخ رشد عرضه پول با تعادل اشتغال كامل سازگار است، اگر چه نرخهای تورم متفاوتی را به بار می‌آورد.3ـ یك افزایش در نرخ رشد عرضه پول ابتدا نرخ رشد حقیقی اقتصاد و نرخ بیكاری را متأثر می‌سازد. این آثار حقیقی در بلندمدت ناپدید گشته و تنها نرخ تورم بلندمدت به طور دایمی افزایش می‌یابد.4ـ پولیون مخالف كاربرد فعال سیاست‌های تنظیم تقاضا اعم از پولی و مالی بوده و مدافع كاربرد قواعد بلندمدت و یا اهداف از پیش تعیین شده درتنظیم سیاست‌های پولی می‌باشند. بعضی از صاحبنظران همانند توبین و اف. اچ. هان مكتب پولی را به دو زیر گروه تقسیم می‌كنند، مكتب پولی شماره یك (I) و مكتب پولی شماره دو (II)، ولی از آنجایی كه قصد این مقاله، بررسی نظریه‌های پولگرایان مكتب شماره (II) می‌باشد، به شرح آن پرداخته می‌شود.3 . مكتب پولی شماره (II)، مكتب انتظارات عقلایی (RE)یكی از تفاوت‌های عمده میان تئوری‌های تورمی گسترش یافته در چند دهه اخیر و تئوری‌های سنتی، نقش انتظارت تورمی می‌باشد. به طوری‌كه اگر عوامل، اطلاعات ناقصی از چگونگی عملكرد سیستم داشته باشند، مدل انتظارات تطبیقی (AE)، كه در آن ارزش یك متغیر بستگی به ارزش‌های گذشته آن دارد، مدل بهتری می‌باشد و شكل كلی آن به صورت زیر می‌باشد: t نمایانگر تورم مشاهده شده در سال t و تورم مورد انتظار در سال t می‌باشد. درمقابل، اگر یك كارگزار اقتصادی دارای اطلاعاتی علاوه بر مشاهدات گذشته باشد، استفاده از الگوی انتظارات تطبیقی باعث اتلاف اطلاعات گردیده و به عقیده میوث(1961) ، انتظارات عقلایی بهترین روش برای پیش‌بینی خواهد بود. این فكر، قلب انتظارات عقلایی است. به عقیده تی. جی. سارجنت و ان والراس (1973) ”انتظارات درباره یك متغیر زمانی عقلایی گفته ‌می‌شودكه آنها وابسته به راه و روشی باشند كه تئوری آنرا بیان می‌كند. یعنی اینكه پیش‌بینی‌ها منطبق بر پیش‌بینی‌های حاصل از تئوری باشند.“در سال 1961 میوث، مفهوم انتظارات عقلایی (RE) را به عنوان جانشینی برای انتظارات تطبیقی (AE) ارایه كرد. و بیست سال بعد، سارجنت كارش را ادامه داده و این نظریه را بسط و توسعه داد.در چارچوب یك مدل اقتصادی كه شامل متغیرهای درونزا و برونزا ( از پیش تعیین شده) می‌باشد، می‌توان مفهوم انتظارات عقلایی را دقیق‌تر فرمول‌بندی كرد. انتظارات عقلایی تخمین‌های ناتور متغیرهای درونزای مدل می‌باشند كه در برآورد آنها از همه اطلاعات مربوط به مقادیر متغیرهای برونزا استفاده گردیده است. فرضیه انتظارات عقلایی مدعی آن است‌كه انتظارات ذهنی اشخاص دقیقاً همان ”امیدهای ریاضی شرطی“ می‌باشند كه توسط مدل ارایه می‌گردند و افراد به گونه‌ای عمل می‌كنند كه گویی الگوهای اقتصادی جامعه را می‌شناسند و پیش‌بینی‌های خود را براساس آن شكل‌می‌دهند. بعنوان مثال می‌توان به نظریات توماس سارجنت و نیل والاس (1975) ، اشاره كرد. به عقیده آنها، تحت شرایط عقلایی بودن انتظارات، سیاست دایمی و منظم پولی با تولید و اشتغال رابطه‌ای نخواهد داشت. زیرا،سیاست پولی قابل انتظار منجر به تورم قابل انتظار شده و در نتیجه تاثیری بر بیكاری و سطح محصول نخواهد داشت. در حالی كه سیاست پولی غیر قابل انتظار منجر به تورم غیرقابل انتظار شده، و از آن طریق بیكاری را به طور موقت به نرخی پایین‌تر از نرخ طبیعی آن می‌رساند و از طریق كاهش بیكاری، سطح تولید بالاتری مشاهده خواهد شد. اقتصاددانان كلاسیك جدید فرضیاتی در مورد آثار رشد پولی قابل انتظار و غیر قابل انتظار بر متغیرهای حقیقی اقتصاد بویژه محصول دارند. این فرضیات عبارتند از:1 ـ تغییرات قابل انتظار حجم پول بر متغیرهای حقیقی اقتصاد ( صرف نظر از بعد زمانی آن) خنثی است. 2 ـ تغییرات غیرقابل انتظار حجم پول گرچه در بلندمدت خنثی است، اما در كوتاه‌مدت آثار معنی‌داری بر متغیرهای اقتصاد دارد.3 ـ اگر e و به ترتیب بیانگر تورم مورد انتظ ار و واقعی و It-1 نیز نمایانگر مجموعه اطلاعات در دسترس در پایان دوره (t-1) باشند. آنگاه وجود انتظارات عقلایی شامل دو فرض زیر است: t یك متغیر تصادفی با میانگین صفر می‌باشد (E (t) = 0)، یعنی مردم در پیش‌بینی‌های خود مرتكب اشتباهات منظم نمی‌شوند. 4 . پیشینه مطالعات تجربی در جهان در مقاله‌ای كه توسط عماد موسی (Imad A.Mossa 1997)، تحت عنوان ”آزمون بی‌تاثیر بودن پول در بلندمدت، در كشورهای درحال توسعه ( مورد هندوستان)“ ارایه شده، از طریق مدل تورم پولیون و تحلیل‌های همگرایی (هم‌انباشتگی) فصلی ، روابط میان عرضه پول از یك طرف و محصول واقعی وسطح قیمت‌ها از طرف دیگر مورد آزمون قرار گرفته است. شواهد تجربی نمایانگر این است كه پول با محصول همگرا نشده ولی با قیمتها همگرا شده و خنثی بودن پول تایید شده است. الگوی عثمان اكسوی كه در كتاب ”جنبه‌های ساختاری تورم“ تركیه آورده شده است. نظریه پولگرایان مكتب اول را تأیید كرده و نشان می‌دهد كه تغییرات عرضه پول فقط در كوتاه مدت روی محصول اثر داشته و در بلند مدت خنثی است.آرنولد هاربرگر (1963) در اثر معروف خود به نام ”پویایی تورم در شیلی“ به ارزیابی تئوری‌های پولی و فشار هزینه در آمریكای لاتین پرداخته و فرضیه‌های پولگرایان را به اثبات رسانده است. وی در جهت توجیه نظریه فشار هزینه، متغییر دستمزد را به مدل اضافه كرده و نتیجه گرفته است كه قدرت توضیحی مدل افزایش نیافته است. سیمون پریس و آنجام نسیم در كار مشتركی كه تحت عنوان ”مدل سازی تورم و تقاضا برای پول در پاكستان ـ همگرایی و ساختار علیت“ انجام داده‌اند، روابط میان متغیرهای قیمت، پول، درآمد، هزینه فرصت پول، نرخ ارز و قیمت جهانی را با استفاده از تكنیك‌های یوهنسن و روش رگسیون به ظاهر نامرتبط (SUR) بررسی كرده، و نتیجه گرفته‌اند كه نرخ ارز در مكانیزم انتقالی پولی دخالت داشته و مقامات پولی از آن به عنوان یك مكانیزم ضد تورمی استفاده كرده و نیز به علت بزرگتر بودن ضریب كشش درآمدی پول،‌ آن را به عنوان یك كالای لوكس یافته‌اند. 5 . مطالعات انجام شده در مورد سیاست‌های پولی براساس انتظارات عقلاییآروجی بارو (1978-1977)، با آزمون فرضیه خنثایی پول تحت فروض عقلایی در مورد آمریكا به این نتیجه رسید كه رشد پولی غیر قابل انتظار اثراث مثبت و معنی‌داری بر محصول داشته و فقط رشد پولی غیر قابل انتظار موجب انحراف بیكاری از نرخ طبیعی آن می‌گردد. به طوری‌كه در نهایت، عدم توهم پولی در آمریكا را به اثبات رساند. وی همچنین اعتبار فرضیه فوق را در رابطه با كشورهای مكزیك، كلمبیا و برزیل آزمون نموده و آن را تصدیق كرد. پس از بارو، اتفیلد برای انگلستان و سپس با همكاری داك برای تعدادی از كشورهای در حال توسعه و توسعه یافته فرضیه فوق را آزمون كردند و نتایج بارو را به دست آوردند. هنسن نیز برای برزیل، شیلی، كلمبیا، پرو و مكزیك روابط معنی داری بین محصول و جزء غیر قابل انتظار رشد پولی به دست آورد . همچنین، كوپرا و مونتیل (1986) آزمون فوق را برای فیلیپین انجام دادند و بار دیگر فرضیه فوق تایید شد. آنها این آزمون را برای مكزیك نیز انجام داده و دریافتند كه هر دو جزء قابل انتظار و غیرقابل انتظار رشد پولی بر متغیرهای حقیقی مؤثر هستند .در مقابل، اقتصاددانان كینزی به نتایج دیگری دست یافته‌اند. از جمله اینها گوردون (1982)، اعتقاد دارد كه اطلاعات در اقتصاد ناقص بوده و تاخیر در آنها وجود دارد. وی در نهایت، با وارد كردن تورم تاخیری به عنوان یك متغیر توضیحی در الگوی تولید، وجود شرایط كینزی همراه با اشتغال ناقص (عقلایی نبودن انتظارات) را به اثبات می‌رساند. پسران (1988-1982) نیز با اعتقاد به وجود اطلاعات ناقص در اقتصاد،‌ الگوی كینزی خود را در مقابل الگوی بارو به اثبات رساند. میكین نیز ضمن نقد نظریه انتظارات عقلایی، وجود تورم در شرایط عدم اطمینان را در اقتصاد آمریكا به اثبات رسانده و به این نتیجه رسید كه رشد پول پیش‌بینی شده بر تولید واقعی مؤثر است و در نهایت ثابت می‌كند كه پول خنثی نبوده و شرایط عدم اطمینان در چارچوب الگوی كینزی (دال بر وجود توهم پولی) وجود دارد. میشكین (1982)، اعتبار فرضیه پولیون را مورد سؤال قرار داده و آزمون انتظارات عقلایی و خنثایی پول را به طور جداگانه انجام داد . وی دریافت كه جزء قابل انتظار رشد پولی اثر عمیقی بر سطح محصول و بیكاری در اقتصاد آمریكا دارد. وی در ادامه، آزمون خنثی بودن پول را همراه با عقلایی بودن انتظارات انجام داده و خنثایی پول را مورد تردید قرار می‌دهد. سیمز و سارجنت با بهره‌گیری از تكنیك متغیرهای خودرگرسیون (VAR)،‌ نتایج كلاسیك و خنثی بودن پول را به دست می‌آورند. بلادی و سامانتا براساس داده‌های انگلستان نتایجی برخلاف الگوی كلاسیك، و نیز درات همین نتیجه را در بازار دارایی كشور كانادا تكرار می‌نمایند .6 . پیشینه مطالات تجربی در اقتصاد ایران علی‌رغم اینكه تحقیقات زیادی در مورد تورم در ایران انجام گرفته است، ولی نتیجه واحدی مبنی بر علل و ماهیت تورم در ایران به دست نیامده است. برای مثال، ابریشمی و مهرآرا (1377) در خصوص روابط بین تورم، نرخ ارز و رشد پول در اقتصاد ایران، طی دوره (75-1338) به این نتیجه رسیده‌اند كه بیست درصد افزایش در حجم پول به دلیل فراهم آوردن امكانات مالی بیشتر برای سرمایه‌گذاری و افزایش ظرفیت تولیدی، باعث افزایش 3/2 درصدی در تولید سال اول گردیده كه این تاثیر تا سال سوم به صورت صعودی ادامه داشته و سپس كاهش یافته است، به طوری‌كه در بلندمدت هیچ تاثیری در افزایش ظرفیت تولیدی نداشته است. به عبارتی دیگر، هیچ رابطه بلندمدتی بین رشد اعتبارات بانكی ( یاحجم پول) و تولید قابل مشاهده نیست. همچنین در پایان نتیجه‌گیری شده است كه فرضیه سیكل بسته مربوط به نرخ ارز، حجم پول و قیمت‌ها (تورم) در اقتصاد ایران پذیرفته شده و خروج از سیكل فوق مستلزم كنترل حجم پولی و تغییرات ساختار تولیدی اقتصادی كشور به منظور كاهش وابستگی به واردات است.طیب نیا (1379)، در رساله خویش تحت عنوان ”فرایند تورم در ایران“ به بررسی نظریه‌های مختلف تورم از قبیل: نظریه پولی تورم، نظریه ساختاری تورم و نظریه فشار هزینه پرداخت است. وی در بررسی نظریه پولی تورم، از الگوی هاربرگر برای دوره (70-1340) استفاده كرده و نتیجه گرفته است كه علامت ضریب نرخ رشد پولی دوره قبل دارای علامت (منفی) مخالف نظریه بوده و از نظر آماری معنی‌دار نمی‌باشد. و لذا در اقتصاد ایران، متغیرهای پولی تأخیری، فاقد تأثیر معنی‌دار بر تورم بوده و در نهایت محقق نتیجه گرفته است كه نظریه پولی در اقتصاد ایران، رفتار قیمت‌ها را به طور كافی توضیح نمی‌دهد. ایكانی (1366) در كتاب خود تحت عنوان ”دینامیسم تورم در ایران (56-1339)“ به بررسی سنخیت مدل‌های پولی و ساختارگرای تورم، با اقتصاد ایران پرداخته و متغیرهای پولی، ساختارگرا و فشار هزینه را در یك الگوی اقتصاد سنجی (روش OLS) تورم گنجانده است. ضرایب تخمین زده شده برای پول، نشانگر این است كه 10 درصد افزایش در رشد پول، با حفظ ثبات سایر عوامل، تورم را تنها به میزان 3 درصد افزایش می‌دهد. كه این نتیجه یافته‌‌‌های هاربرگر مبنی بر همبستگی متناسب بین انبساط پولی و تورم را نفی می‌كند. در ادامه برای بالا بردن قدرت توضیحی مدل، متغیرهای ساختاری را وارد مدل كرده كه منجر به تائید نظریه ساختار گرایان مبنی بر رشد اندك بخش كشاورزی در فرایند تورمی شده است. دادخواه (1364)، در گزارش تحقیقی خود تحت عنوان “فرآیند تورمی اقتصاد ایران 59-1349“ به بررسی و تبیین پدیده تورم ایران در چارچوب تئوری پولی تورم پرداخته و نتیجه گرفته است كه همبستگی معنی‌داری بین عرضه پول و تورم وجود دارد به طوری كه یك درصد افزایش در عرضه پول، باعث 7/0 درصد افزایش در سطح عمومی قیمتها می‌گردد. دادخواه در نهایت نتیجه می‌گیرد كه تئوری پولی در اقتصاد ایران كاربرد دارد و حجم تولید، مستقل از سیاستهای پولی بوده ونرخ رشد بهینه پول در ایران در حدود 12 درصد است.درات (به نقل از طیب‌نیا، 1379)، در ارزیابی انتقادی خود از كار تحقیقی دادخواه به بررسی مجدد تئوری پولی تورم در ایران پرداخته و از طریق آزمون علیت گرنجر روابط علت و معلولی رشد عرضه پول و تورم در دهه 1350 را مورد آزمون قرار داده است. وی نتیجه گرفته است كه هیچ رابطه علت و معلومی بین تورم و رشد عرضه پول وجود ندارد. و در نهایت پیشنهاد می‌كند كه برای اقتصاد ایران، هر دو متغیر عرضه پول و تورم باید درون‌زا در نظر گرفته شوند.7 مطالعات انجام شده در مورد سیاست‌های پولی براساس انتظارات عقلایی در ایران در مقاله‌ای كه توسط جلالی نائینی و شیوا (1379)، تحت ”عنوان سیاستهای پولی، انتظارات عقلایی، تولید و تورم“ نوشته شده است، اثرات سیاست پولی بر تولید و تورم در دوره 70-1340 ارزیابی گردیده است. در این مقاله، برای آزمون خنثایی و عقلایی بودن انتظارات در مورد پیش‌بینی نرخ حجم پول از مدل بارو استفاده شده و نتایج حاصله بیانگر این است كه رشد حجم پول و نقدنیگی در میان مدت و درازمدت تاثیر قابل توجهی روی تولید ناخالص داخلی در ایران نداشته و تنها باعث استمرار فشارهای تورمی گشته است.اقتصاددانان فوق، همچنین در رگرسیون تولید ناخالص د اخلی بر روی نرخ رشد نقدینگی غیر منتظره و نرخ رشد پیش‌بینی شده،‌به نتیجه مغایر با نظریه بارو رسیده‌اند. چرا كه مطابق نظریه بارو ضرایب نرخ رشد نقدینگی غیر منتظره بایستی دارای علامت مثبت بوده و همچنین ضرایب حجم نقدینگی پیش‌بینی شده از لحاظ آماری مخالف با صفر نباشند، در حالی كه ضرایب به دست آمده در این مقاله، در مورد نرخ رشد پیش‌بینی نشده دارای علامت منفی و ضرایب حجم پیش‌بینی شده پول معنی‌دار می‌باشند. در قسمت دیگر این مقاله، برای بررسی رابطه بین سطح قیمت‌ها و حجم پیش‌بینی نشده نقدینگی، نظریه بارو به بوته آزمون كشیده شده است. نتایج حاصله بیانگر این است كه ضریب لگاریتم حجم پول ( به طور همزمان) كمتر از یك و معادل (4879/0) بوده، كه با نظریه بارو مغایرت دارد. همچنین، علامت ضریب‌های رشد نقدینگی غیر منتظره منفی بوده، كه این امر نیز با نظریه بارو مغایرت دارد. در تحقیقی دیگر كه توسط كمیجانی و منجذب (1379) تحت عنوان ”آزمون توهم پولی براساس نظریه انتظارات عقلایی“ انجام گرفته است، از مدل بارو و الگوی كینزی پسران استفاده شده است. در بررسی‌های اولیه، الگوی كینزی پسران تحت آزمون‌های مركب و غیر مركب به صورت معنی‌داری در مقابل آزمون بارو، تایید شده است. محقق تایید الگوی كینزی را تلویحاً، مؤید مصداق فروض كینزی در اقتصاد در بلندمدت دانسته و متعاقباً‌ آزمون توهم پولی را براساس الگوی كینزی انجام داده است. نتایج حاصل از آزمون توهم پولی كه براساس الگوی مرجح پسران صورت گرفته است، نشان می‌دهند كه الگو دچار توهم پولی بوده و شكل‌گیری انتظارات بصورت غیرعقلایی است. نتیجه دیگر اینكه تسری اطلاعات رشد پول با سه تاخیر (فصلی) بر سطح قیمت‌ها صورت گرفته و لذا خنثی نبودن پول در كوتاه‌مدت مورد تأیید قرار گرفته است. در مقاله‌ای دیگر تحت عنوان ”آثار رشد پولی قابل انتظار و غیر قابل انتظار بر متغیرهای كلان اقتصادی“ ختائی و دانه كار (1379)، ضمن توضیحاتی درباره انتظارت عقلایی و كاربرد آن، اثر رشد پولی قابل انتظار و غیرقابل انتظار را به بوته آزمون كشیده و از مدل بارو بر اساس انتظارات عقلایی استفاده شده كه در آن ابتدا معادله رشد نقدینگی و همچنین رشد پول قابل انتظار با بكارگیری متغیرهای رشد مخارج دولتی، نرخ بیكاری (لگاریتمی) و رشد پولی با یك دوره تاخیر، بعنوان متغیر توضیحی تخمین زده شده و مشاهده گردیده است كه ضریب بیكاری تفاوت معنی‌داری با صفر ندارد. نتایج حاصله، برای متغیر رشد نقدینگی و برای رشد پول، تفاوت معنی‌داری نداشته و منجر به رد فرضیه بارو شده است. چرا كه در هر دو حالت ضرایب نرخ رشد پیش‌بینی شده پول و نقدینگی مخالف صفر شده است.نتایج كلی كه در این مقاله عنوان شده است عبارتند از:اول رابطه بین نرخ بیكاری و رشد پولی، مطابق نظریه بارو نبوده كه این تناقض ممكن است به علت عدم توجه مقامات پولی به میزان نرخ بیكاری در هنگام اتخاذ سیاست‌های پولی و عدم دقت آمارهای مربوط به نرخ بیكاری باشد. دوم سیاستهای پولی در بلند مدت خنثی است. سوم سیاست‌های پولی قابل انتظار، در كوتاه‌مدت برخلاف فرضیه انتظارات عقلایی بر متغیرهای حقیقی اثر می‌گذارد. همچنین سیاست‌های پولی غیرقابل انتظار، برخلاف انتظارات عقلایی بر متغیرهای حقیقی اقتصاد اثر عكس دارد. در یك مقاله دیگر، كه براساس روش میشكین، توسط ختایی و قدیمی‌نیا (1379) ارایه گردیده است، آزمون خنثایی پول همراه با عقلایی بودن انتظارات برای دوره 72-1338 انجام گرفته است. نتایج حاصله بیانگر این است كه تشكیل انتظارات در ایران همانند بعضی از كشورهای اوپك و كشورهای آسیای جنوب‌شرقی، به صورت غیرعقلایی می‌باشد. همچنین فرضیه مشترك خنثایی پول و عقلایی بودن انتظارت رد شده و عنوان شده است كه در رد این فرضیه، انتظارات عقلایی نسبت به خنثایی پول، نقش بیشتری داشته است.8 . بررسی مدل كلاسیك تورم این مدل با یك تابع تقاضا برای پول كه توسط كاگان (Cagan, 1956) تصریح شده است، شروع می‌شود.(1) mt – pt = yt -it +tmt نشانگر لگاریتم طبیعی ذخیر پول، Pt لگاریتم طبیعی سطح عمومی قیمتها، yt لگاریتم طبیعی محصول واقعی، it نرخ بهره اسمی و t نیز جمله تصادفی خطا با میانگین صفر در دروه t می‌باشند. فرض استاندارد نرمال بیانگر این است كه t از فرایند گام تصادفی تبعیت می‌نماید، یعنی:(2) t = t-1 + t كه در اینجا t نوفه سفید می‌باشد. همچنین مقصود از درآمد واقعی، درآمد دایمی است. مدل كلاسیك رابطه فیشر (Fischer, 1978) را برای نرخ بهره اسمی فرض می‌كند، یعنی:(3) it = rt +E [t+1 | t-k+1]rt نرخ بهره واقعی و E[ ] امید ریاضی و t = pt -pt-1 نرخ تورم لگاریتمی و نیز t-k+1 مجموعه اطلاعات در دسترس در دوره t-k+l می‌باشد. مدل تحت سیستم انتظارات عقلایی است یعنی اینكه افراد از تمام اطلاعات در دسترس برای ساختن انتظاراتشان از نرخ تورم آینده استفاده می‌كنند. فرض می‌شود محصول واقعی و نرخ بهره واقعی از فرایند گام تصادفی تبعیت كرده و محصول واقعی دارای یك جمله رانش است ( درواقع، جمله رانش، ، معرف نرخ رشد محصول می‌باشد):(4) به طوری كه جزء اخلاهای دارای ویژگی نوفه سفید هستند.با گرفتن تفاضل مرتبه اول از معادله اول و تركیب آن با معادلات (2 تا 4) عبارت زیر حاصل خواهد شد:(5) به طوری كه t = (1-L)mt نشانگر رشد لگاریتمی پول بوده و عبارت t =t + 1t -2t از خصوصیات نوفه سفید برخوردار است. با گرفتن امید ریاضی از معادله (5) به شرط وجود اطلاعات t-k+1 و حل آن برای n دوره آینده، نتایج زیر حاصل می‌شود: برای اینكه انتظارات تورمی و در نتیجه تورم ایستا بدون حباب بوده باشد بایستی شرایط اریب به صورت زیر برقرار باشد (7) یعنی اگر معادله (7) برقرار باشد،‌راه حل بدون حباب برای نرخ تورم به صورت زیر خواهد بود: از طرف دیگر اگر شرایط اریب ارضاء نگردد، حبابهای عقلایی پیدا خواهند شد و برای اینكه با انتظارات سازگار باشند، بایستی به طریقه زیر تكمیل گردند:(9) در نهایت، راه‌حل معادله (9) منجر به معادله تفاضلی زیر می‌شود (10) در حالی‌كه متغیر تصادفی t شرایط زیر را خواهد داشت: (11) بنابراین راه حل برای تورم همراه با حبابها به صورت زیر خواهد بود :(12) حضور حبابها یكسری پیمادهایی راخواهد داشت. اینكه ایستایی تفاضل‌های تورم را از هر درجه كه باشد از بین می‌برد. با گرفتن تفاضل مرتبه اول از حبابها در معادله (10)، و به‌كار بردن وقفه (L)، نتایج زیر حاصل می‌شود :(13) می‌توان عمل تفاضل‌گیری را در مورد حباب‌ها ادامه داد. درهر حال فرم ARMA هرگز ایستا نخواهد بود و یا اینكه معكوس پذیر نخواهد بود زیرا ریشه درون دایره به شعاع واحد است.در واقع حباب‌ها معرف یك نا ایستایی غیر قابل تفاضل گیری‌اند، و همچنین همگرایی بین تورم و رشد پول را از بین می‌برند. چرا كه حباب‌ها در مدل‌هایی می‌توانند بوجود بیایند كه سطح قیمت فعلی (تورم)، تابعی از سطح قیمت مورد انتظار در آینده (تورم) باشد. از لحاظ تئوری، در چنین حالتی، حتی اگر رشد پول هم ثابت مانده باشد، تورم می‌تواند شتاب بگیرد و در نتیجه فاصله ما بین تورم و رشد پول به مرور زمان بیشتر و بیشتر گردیده تا اینكه همگرایی آنها غیرممكن می‌گردد. از اینرو، اگر تورم و رشد پول همگرا باشند می‌توان وجود حبابهای تورمی را نفی كرد . مطابق معادله (12) با فرض این كه رشد پول و تورم بعد از یك بار تفاضل‌گیری ایستا باشند ( انباشته از درجه یك باشند (1) I)، و نیز اینكه رشد محصول واقعی ثابت است، مطابق دیدگاه كلاسیكها، سمت چپ معادله (12) یك رابطه تعالی از رشد پول و تورم با بردار همگرائی / = [1, -1] و یك عرض از مبدا می‌باشد، به طوری كه سمت راست، پسماندهای (Zt) را نشان می‌دهد. اگر هیچ حبابی وجود نداشته باشد، پسماندها ایستا بوده و تورم و پول همگرا از مرتبه (1، 1) می‌باشند. در هر حال در حضور حباب‌ها، پسماندهای رگرسیون ایستا نخواهد بود. از این‌رو اگر تورم و رشد پول همگرا باشند، هیچ حبابی وجود نخواهد داشت. به علاوه همگرایی رشد پول و تورم، ناایستایی هر گونه مشاهدات غیرقابل مشاهده را از بین می‌برد .9 محدودیت‌های بین معادله‌ای دیدگاه كلاسیكهای جدید از تورم نمایانگر این است كه نرخهای تورم تابعی از نرخهای رشد فعلی و آینده پول بوده و نیز عاملان اقتصاد در تشكیل انتظاراتشان نمی توانند دچار خطای منظم بشوند. این روابط یكسری از محدودیت‌های قابل آزمون را روی فرایند تورم به منظور عقلایی بودن انتظارات بوجود می‌آورند. فرایند ایجاد تورم بدون حضور حباب‌ها در مدل كلاسیك به شكل زیر است:(14) حال باید یك شكل تصحیح خطا از فرایند رشد پولی به منظور پیش‌بینی فراهم نموده و سپس محدودیت‌های بیان شده بوسیله معادله (1) را آزمون نمود.فرض كنید تورم و رشد پول هر دو انباشته از درجه یك، (1)I، و همگرا، یعنی (1 و 1)CI هستند. در حال حاضر هدف ایجاد یك شكل تصحیح خطا از فرایند تورمی است.بردار سری زمانی Xt = [t , t] را در نظر بگیرید،‌كه بر طبق قضیه تجزیه والد ( به نقل از كاتبرسون و همكاران، 1992، صص 88-78) می‌تواند به صورت زیر باشد،(15) (1- L) Xt = C(L) Vtدر حالی كه C(L) یك ماترس 2×2 از عملگر وقفه و Vt بردار نوفه سفید و به صورت Vt =[V1t¬, V2t] می‌باشد. انگل و گرنجر نشان دادند كه شكل ARMA از فرایند ( میانگین متحرك، MA) معادله (15) معكوس‌پذیر نبوده و یك شكل تصحیح خطای بسیار مناسب می‌باشد. به همین منظور هر دو طرف معادله (15) را در بردار همگرای /= [1, -1] ضرب كرده تا نتایج زیر بدست‌ آید:(16)‌ (1-L) Zt = / (1-L)Xt =/C(L) vt Zt برابر با منفی نرخ رشد واقعی پول، یعنی t -t می‌باشد. برای اینكه Zt ایستا باشد (یعنی (I(0) بایستی شرط زیر برقرار باشد. (17) بردار صفر است. لذا، C (L) = C(1) + (1-L) C* (L) به راحتی نمی‌تواند قابل معكوس به فرم AR از بردار Xt باشد.انگل و گرنجر (1987) نشان دادند كه فرایند CI (1, 1)از معادله (15) یك شكل تصحیح خطا به شكل زیر خواهد داشت (18) (1-L) Xt = A* (L) (1-L) Xt – . Zt-1 + b (L)Vt A* (0) = 0 و یك بردار 1×2 ثابت بوده و det[C(L)]=[(1-L)b(L)] و b (L) یك چند جمله‌ای وقفه‌دار عددی است . از آنجائیكه b(L) معكوس‌پذیر است. با ضرب كردن معادله (18) به b-1(L) نتیجه زیر را خواهد داد:(19) D (L) (1-L)Xt¬ = – g(L). Zt-1 +vt(20) g(L) = b-1 (L) D(L) = b-1 (L)(I-A*(L)) = b-1(L) A (L) معادله فوق می‌تواند به شكل زیر نوشت :(21) به منظور ایجاد تخمین‌های بهینه از رشد پول، می‌توان شكل دیگری از معادله فوق را به صورت زیر نوشت:(22) (23) Yt = et = (24) 12p 12p-1 . 122 121 11p 11p-1 . 112 111 0 0 . 0 0 0 0 . 0 1 0 0 . 0 0 0 0 . 1 0 . . . . . . . . . . 0 0 . 0 0 0 1 . 0 0 22p 22p-1 . 222 221 21p 21p-1 . 212 211 0 0 . 0 1 0 0 . 0 0 0 0 . 1 0 0 0 . 0 0 . . . . . . . . . . 0 1 . 0 0 0 0 . 0 0 ماتریس قرینه مدل VAR می‌باشد. بنابراین تخمین‌های بهینه از Yt می‌تواند به شكل زیر باشد:(25) مجموعه اطلاعات در دسترس برای اقتصاد می‌باشد. در قسمت بعدی، آزمونهای لازم آورده خواهند شد.10 . نتایج تجربی 10ـ1 . آزمونهای ایستاییقبل از حركت به سمت آزمون‌های همگرایی، لازم است كه درجه انباشتگی متغیرهای مورد نظر مشخص گردد. به همین منظور، آزمون‌های ایستایی دیكی ـ فولر، آزمون تابع خودهمبستگی (آماره باكس ـ پایرس و لانگ ـ باكس)، فیلیپس پرون و آزمون پرون، راه‌هایی هستند كه می‌ توان بوسیله آنها به درجه ایستایی متغیرها پی‌برد. ولی از آنجایی‌كه كشور ایران شاهد انقلاب و جنگ بوده، در نتیجه احتمال تغییرات ساختاری و شكستگی در داده‌ها وجود داشته و بنا به استدلال پرون، در این حالت آماره دیكی ـ فولر و آماره‌های مشابه مناسب نمی‌باشند، لذا از آزمون پرون برای سه حالت مختلف تغییر در عرض از مبدا تابع روند، تغییر در شیب تابع روند و تغییر در عرض از مبدا و شیب تابع روند و نیز آزمون تابع خود همبستگی‌ استفاده گردیده است. نتایج در جدول‌های (1) و (2) كه بوسیله نرم‌افزارهای Microfit و Eviews آماده گردیده‌اند، نوشته شده است.10ـ2 آزمون ریشه واحد پرون آزمون پرون برای متغیری نظیر Y، با برآورد معادله زیر شروع می‌شود(Perron, 1990) . اگر زمان شكست ساختاری با TB نشان داده شود، خواهیم داشت:IF t = TB+1 du1=1 در غیر اینصورت du1=0 خواهد بود IF t>TB du=1 در غیر اینصورت du=0 خواهد بوددر آزمون فوق، فرض H0 (صفر) وجود ریشه واحد با شكستگی در یك زمان، در مقابل فرض پایایی و روند معین است. نتایج این آزمون در جدول (1) آورده شده است.جدول شماره 1 ـ آزمون پرون (پارامتر برابر 4/0 در نظر گرفته شده است) آماره پرون برای حالت سطح آماره پرون برای حالت تفاضل مرتبه اول وضعیت / متغیر تورم (تفاضل مرتبه اول لگاریتم قیمتها) رشد نقدینگی (تفاضل مرتبه اول لگاریتم نقدینگی) مقادیر بحرانی پرون (5/2%) تورم رشد نقدینگیتغییر در شیب 56/3- 4- 01/4- 64/5- 61/7-تغییر در عرض از مبدا 69/3- 55/3- 26/4- 7/5- 95/7تغییر در شیب و عرض از مبدأ 53/3- 88/3- 53/4- 47/5- 78/7- نتیجه فرضیه H0 رد نمی‌شود رد نمی‌شود رد‌می‌شود رد می‌شود نتایج مندرج در جدول (1)‌ نشان می‌دهند كه متغیرهای تورم و رشد نقدینگی (لگاریتمی)، با تفاضل مرتبه اول ایستا می‌شوند و یا به عبارت دیگر، متغیرهای مدل انباشته از مرتبه اول I(1) هستند. در عین حال، از آنجایی كه تورم و رشد نقدینگی، به ترتیب، تفاضل اول قیمت‌ها و نقدینگی هستند، می‌توان نتیجه گرفت كه متغیرهای قیمت‌ها و نقدینگی، انباشته از مرتبه دوم I(2) هستند ( البته به صورت لگاریتمی).10ـ3 . آزمون ایستایی با استفاده از تابع خودهمبستگیدر این آزمون، فرضیه مخالف صفر بودن ضرایب تابع خود همبستگی وقفه‌های یك سری زمانی به صورت توأم با استفاده از آماره‌های باكس ـ پایرس (Q) و لجانگ ـ باكس (LB) آزمون می‌شوند . این آماره‌ها به صورت زیر می‌باشند: Q و LB دارای توزیع كای ـ مربع با درجه آزادی m، حجم نمونه n، تعداد وقفه k و k نیز تابع خود همبستگی با k وقفه زمانی می‌باشند. نتایج این آزمون برای متغیرهای رشد پول و تورم در جدول (2) آورده شده‌اند.جدول شماره 2 ــ آزمون ایستایی تابع خودهمبستگی، باكس ـ پایرس و لجانك ـ‌ باكسLB Q LB LB Q Q متغیرتفاضل دوم تفاضل دوم تفاضل اول در سطح تفاضل اول در سطح 0053/0 005/0 43/23 94/37 76/21 3/35 لگاریتم قیمتها09/3 87/2 33/15 24/14 46/38 78/35 لگاریتم پول برای داده‌های دو سری زمانی لگاریتم قیمت‌ها و لگاریتم نقدینگی، در هر دو حالت سطح و تفاضل اول داده‌ها، بالا بودن مقادیر آماره‌های Q و LB كه عملاً مقادیر احتمال به دست آمده برای چنین مقادیری از كای ـ دو برابر صفر هستند، نشانگر معنی‌دار بودن آماره‌ها هستند ولی برای حالت تفاضل مرتبه دوم كه همان تفاضل مرتبه اول متغیرهای تورم (لگاریتمی) و رشد نقدینگی (لگاریتمی) می‌باشند، چنین نیست. بنابراین می‌توان نتیجه گرفت كه متغیرهای تورم و رشد نقدینگی (لگاریتمی)، ایستا از تفاضل مرتبه اول بوده و یا به عبارتی دیگر متغیرهای لگاریتم نقدینگی و لگاریتم سطح قیمتها (‌عمده‌فروشی) ایستا از تفاضل مرتبه دوم، (2)I هستند. ادامه خواندن مقاله در مورد مدل كلاسيك تورم در ايران ، روش همگرايي

نوشته مقاله در مورد مدل كلاسيك تورم در ايران ، روش همگرايي اولین بار در دانلود رایگان پدیدار شد.