تأثیر آستانه‌ای نرخ ارز حقیقی بر پیوند تجارت-رشد در ایران: الگوی رگرسیون آستانه‌ای (TR)

اقتصاد مالی

مقاله 4، دوره 10، شماره 34، خرداد 1395، صفحه 93-114   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

جعفر قادری¹؛ بهنام ایزدی^{* 2}؛ زهور نژاد حلافی²؛ فرانک خسروی³

¹استادیار اقتصاد دانشگاه شیراز

²کارشناس ارشد اقتصاد دانشگاه شیراز

³دانشجوی کارشناسی ارشدمدیریت دانشگاه شیراز

چکیده

چکیده
تئوری­های مختلفی در باب نقش تجارت خارجی بر رشد اقتصادی به رشته­ی تحریر درآمده و بر پایه­ی آن‌ها استراتژی­ها، سیاست­ها و برنامه­های مختلفی طرح­ریزی شده است. با علم به این موضوع که میزان اثربخشی تجارت خارجی بر رشد اقتصادی به عوامل مختلف از جمله نرخ ارز حقیقی بستگی دارد؛ نقش نرخ ارز حقیقی در اثربخشی تجارت خارجی بر رشد اقتصادی مبحث این پژوهش قرار داده شده است. از این­رو هدف اصلی این پژوهش برآورد آستانه­ی بهینه­ی نرخ ارز حقیقی در پیوند تجارت – رشد برای اقتصاد ایران، طی دوره­ی ۱۳۹۲-۱۳۵۰ می­باشد. در این راستا از اطلاعات مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران و گزارش­های اقتصادی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و تکنیک رگرسیون آستانه­ای ارائه‌شده توسط هانسن (۱۹۹۶) استفاده شده است.
نتایج نشان می­دهد که بخش خارجی در ایران در سطوح بالای نرخ بهینه­ی برآوردی دارای نقش منفی و معناداری بر رشد اقتصادی می­باشد. همچنین میزان بهینه­ی نرخ ارز حقیقی برای اقتصاد ایران ۹۸۹۲ ریال برآورد گردیده است؛یعنی زمانی­که نرخ ارز حقیقی از میزان ۹۸۹۲ ریال بیشتر شود، افزایش یک درصدی شاخص باز بودن اقتصاد به میزان حدود ۹۰۵۱۷۰/۰ درصد رشد اقتصادی را کاهش می­دهد، این در حالی است که این افزایش در سطوح کمتر از مقدار آستانه­ای نرخ ارز حقیقی حدود ۵۴۰/۰ درصد رشد اقتصادی را افزایش می­دهد.
 

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی:رشد اقتصادی، نرخ ارز حقیقی، تجارت خارجی، رگرسیون آستانه‌ای؛ طبقه بندی JEL : C22, F13, F14

اصل مقاله

تأثیر آستانه­ای نرخ ارز حقیقی بر پیوند تجارت-رشد در ایران:

الگوی رگرسیون آستانه­ای (TR)

 

جعفر قادری

تاریخ دریافت: 21/9/1394              تاریخ پذیرش: 25/11/1394

[1]

بهنام ایزدی[2]

زهور نژادحلافی[3]

فرانک خسروی[4]

 

چکیده

تئوری­های مختلفی در باب نقش تجارت خارجی بر رشد اقتصادی به رشته­ی تحریر درآمده و بر پایه­ی آن‌ها استراتژی­ها، سیاست­ها و برنامه­های مختلفی طرح­ریزی شده است. با علم به این موضوع که میزان اثربخشی تجارت خارجی بر رشد اقتصادی به عوامل مختلف از جمله نرخ ارز حقیقی بستگی دارد؛ نقش نرخ ارز حقیقی در اثربخشی تجارت خارجی بر رشد اقتصادی مبحث این پژوهش قرار داده شده است. از این­رو هدف اصلی این پژوهش برآورد آستانه­ی بهینه­ی نرخ ارز حقیقی در پیوند تجارت – رشد برای اقتصاد ایران، طی دوره­ی ۱۳۹۲-۱۳۵۰ می­باشد. در این راستا از اطلاعات مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران و گزارش­های اقتصادی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و تکنیک رگرسیون آستانه­ای ارائه‌شده توسط هانسن (۱۹۹۶) استفاده شده است.

نتایج نشان می­دهد که بخش خارجی در ایران در سطوح بالای نرخ بهینه­ی برآوردی دارای نقش منفی و معناداری بر رشد اقتصادی می­باشد. همچنین میزان بهینه­ی نرخ ارز حقیقی برای اقتصاد ایران ۹۸۹۲ ریال برآورد گردیده است؛یعنی زمانی­که نرخ ارز حقیقی از میزان ۹۸۹۲ ریال بیشتر شود، افزایش یک درصدی شاخص باز بودن اقتصاد به میزان حدود ۹۰۵۱۷۰/۰ درصد رشد اقتصادی را کاهش می­دهد، این در حالی است که این افزایش در سطوح کمتر از مقدار آستانه­ای نرخ ارز حقیقی حدود ۵۴۰/۰ درصد رشد اقتصادی را افزایش می­دهد.

 

واژه‌های کلیدی:رشد اقتصادی، نرخ ارز حقیقی، تجارت خارجی، رگرسیون آستانه­ای.

طبقه بندی JEL : C22, F13, F14

1- مقدمه

تجارت بین‌الملل، امکان بهره­گیری از توانمندی­های اقتصادی بالقوه را، با توجه به مزیت­های نسبی موجود و قابل خلق، به­وجود می­آورد و مسیرهای رسیدن به سرمایه­گذاری در طرح­های سودآور اقتصادی در عرصه­ی بین‌الملل را ایجاد می­کند. ازدیرباز، در مکاتب مختلف اقتصادی، اقتصاددانان با رویکرد­های مختلف بر تأثیر تجارت بر بهبود و رونق اقتصاد کشورها تاکید داشته­اند. از دیرباز اقتصاددانانی چون، آدام اسمیت به شکل نظری مسیر تأثیر تجارت بر اقتصاد کشورها را توضیح داده­اندکه بامرور زمان مبانی نظری این رابطه توسعه پیدا کرد و نظریات مستحکم­تر و کامل­تری هم­چون مزیت نسبی، بر ضرورت تجارت و وجود بخش خارجی تاکید کردند.

از سوی دیگر،اهمیت نرخ ارز و تحول نظام­های ارزی، ارز را به متغیری کلیدی در سیاست­ها و تصمیم­گیری­های اقتصادی به ویژه، در کشورهای در حال توسعه تبدیل کرده که از کانال­های متعددی بر متغیرهای کلان اقتصادی اثر می­گذارد. در حقیقت، این متغیر هم از فعل‌وانفعال های داخلی اقتصاد اثر می­پذیرد و تغییرها را به خارج منتقل می­کند و هم اینکه در عرصه­ی بین‌الملل کانال انتقال تحول های خارجی به داخل کشور است، که تاکنون در مطالعه های بسیاری به تأثیر این متغیر در حالت تعادلی و عدم تعادلی آن بر سایر متغیرها، پرداخته شده است. یکی از مهم­ترین متغیرهای کلان اقتصادی، رشد اقتصادی است که به شکل مستقیم و غیرمستقیم و از مسیرهای متعددی متأثر از نرخ ارز و سیاست­های ارزی می­باشد.

رشد اقتصادی در هر کشوری نماد و شاخص پیشرفت آن کشور است و این مساله جایگاهی بااهمیت بالا در میان ادبیات نظری اقتصادی دارد. دست­یابی به رشد اقتصادی بالا و پایدار از جمله اهداف کلان اقتصادی محسوب می­شود و یکی از سؤال های متداول و مهم در موضوع های اقتصادی و الگوهای رشد، شناخت عوامل موثر بر رشد اقتصادی و واکنش آن به شوک­های حاصل از عوامل مختلف اقتصادی از جمله بازارهای پول، کالا و ارز است. در میان عوامل اثرگذار بر رشد اقتصادی می­توان به نرخ ارز دلار آمریکا به­عنوان پول رایج در سرتاسر جهان جهت دادوستد و همچنین درآمد نفت که محور اصلی بیشتر اقتصادهای جهان می­باشد اشاره نمود که تأثیر های بهسزایی بر اقتصاد ایران و جهان گذاشت­اند. بسیاری از تحلیل­گران اقتصادی معتقدند که حاکمیت نظام ارزی شناور بعد از نظام برتون وودز، نااطمینانی قابل‌توجهی را در اقتصاد کشورهای در حال توسعه بوجود آورد. تغییر های بوجود آمده در چند دهه­ی اخیر در مقوله­ی ارز، موجب شد که بیش از پیش متغیر نرخ ارز به­عنوان عامل کلیدی و مهم در سیاست­ها و تصمیم‌گیری‌های اقتصادی عمل کند. در حقیقت تغییر های ارزش پول ملی کشورها نه تنها تحت تأثیر سیاست­های اقتصادی هر کشور قرار دارد بلکه، هرگونه رخداد اقتصادی و سیاسی در عرصه بین‌الملل بر ارزش پول داخلی و به دنبال آن بر اقتصاد تأثیرگذار خواهد بود.

در زمینه­ی ارتباط تجارت خارجی و رشد اقتصادی تحقیق های زیادی صورت گرفته است ولی در این میان مطالعه­ای که به بررسی نقش نرخ ارز حقیقی بر پیوند تجارت خارجی – رشد اقتصادی پرداخته باشد وجود ندارد. در این پژوهش به دنبال پاسخگویی به این سؤال ها هستیم که آیا بخش خارجی در اقتصاد ایران بر رشد اقتصادی موثر است؟ چه عواملی این رابطه را تحت تأثیر قرار می‌دهند؟ آیا نرخ ارز حقیقی بر میزان اثرگذاری بخش خارجی بر رشد اقتصادی موثر است؟آیا آستانه­ای معنادار برای نرخ ارز حقیقی در اقتصاد ایران وجود دارد؟بنابراین با استفاده از تکنیک رگرسیون آستانه­ای ارائه شده توسط هانسن (۲۰۰۰) و همچنین اطلاعات سری زمانی جمهوری اسلامی ایران طی دوره­ی ۱۳۹۲-۱۳۵۰ به برآورد آستانه­ی بهینه­ی نرخ ارز حقیقی به نحوی­که تجارت خارجی دارای بیشترین اثر مثبت بر رشد اقتصادی باشد می­پردازیم.این مقاله در ۷ قسمت تهیه شده است که بعد از مقدمه عبارت‌اند از؛ بخش خارجی و ارتباط آن با رشد اقتصادی، نرخ ارز حقیقی و تجارت خارجی و رشد اقتصادی، معرفی مدل و روش برآورد آن، نتایج برآورد و تحلیل آن، آزمون معنی‌داری وجود متغیر آستانه­ای و نتایج کلی می باشند.

 

۲- بخش خارجی و ارتباط آن با رشد اقتصادی

مبانی اولیه­ی تأثیر تجارت خارجی بر رشد اقتصادی به اندیشه­های مکتب سوداگری در قرن شانزدهم میلادی بازمی‌گردد. از این دیدگاه، تراز تجاری مثبت سبب رشد اقتصادی می­شود. پس از آن، کلاسیک­ها نیز طرفدار اثر مثبت تراز تجاری بر رشد اقتصادی بودند و اعتقاد داشتند که توسعه­ی تجارت، منجر به افزایش تخصص و کارایی در بخش­های صادراتی شده و درنهایت تخصیص مجدد منابع از بخش تجاری صورت می­گیرد که به رشد تولید کمک می­شود. آدام اسمیت، به تأثیر تجارت بر توسعه­ی بازار و ابعاد تقسیم کار تاکید داشت و به نظر او تجارت، موجب (تولید های بیشتر) ایجاد روزنه­ای بر مازاد^[i] می­شود که در حقیقت، مقدمه­ی نظریه­ی صرفه­های ناشی از مقیاس می­باشد. پس از آدام اسمیت و نظریه­ی مزیت مطلق او، نظریه­ی مزیت نسبی ریکاردو مطرح می­شود که تا به امروز بنای اصلی بحث تجارت آزاد جهانی را تشکیل می­دهد و بسیار کامل­تر از مزیت مطلق به حساب می­آید. طبق نظر ریکاردو، با رشد جمعیت، اجاره، به دلیل اصل قانون بازده نزولی، رو به افزایش می­گذارد و با توجه به ثبات دستمزد واقعی، سهم سود از کل درآمد ملی کاهش یافته و کاهش سود در نهایت سرمایه­گذاری را کاهش داده و رکود اقتصادی حاصل می­شود؛بنابراین، طبق نظر ریکاردو، تجارت تنها راه خروج از وضعیت رکود اقتصادی در چنین وضعیتی است.

بر اساس نظریه های کلاسیک­ها و نئوکلاسیک­ها، تضادی بین مطابقت یک کشور با مزیت نسبی­اش و تسریع رشد آن مشاهده نشد و در نهایت، مزیت نسبی را به­عنوان عامل تعیین کننده­ی تجارت در نظر گرفتند.

نظریه­های جدید تجارت را اقتصاددانانی هم­چون، هافمن^[ii] و گروسمن^[iii]و... ، با ترکیب دو ایده­ی صرفه­های ناشی از مقیاس (بازدهی صعودی نسبت به مقیاس) و پیامدهای سازمان صنعتی که نتیجه­ی بازی­ها و رقابت­های بنگاه­ها با یکدیگر است، مطرح کردند و بر این اساس، نظریه­ی جهانی شدن در متون جدید مورد بحث قرار گرفت. در این گروه از نظریه های ، رشد تجارت بین‌المللی، پیشرفت فن آوری، سرمایه­گذاری خارجی، کلیه­ی تبادل های مالی­(سرمایه­گذاری­های پرتفوی، استقراض)، مهاجرت نیروی کار و نهادهای بین‌المللی بر روند جهانی شدن و رشد اقتصادی کشورها تأثیر مثبت می­گذارند.

۳- نرخ ارز حقیقی، تجارت خارجی و رشد اقتصادی

نوسان های نرخ ارز، تقاضای کل اقتصاد را از طریق واردات، صادرات، تقاضای پول و عرضه­ی اقتصاد را از کانال هزینه­ی کالای واسطه­ای وارداتی تحت تأثیر قرار می­دهد؛بنابراین برآیند این دو اثر بر تولید و قیمت، بستگی به شرایط اولیه­ی اقتصادی کشور دارد.

اثر نوسان های نرخ ارز، از طرف تقاضای کل با استفاده از تغییر های ایجادشده در صادرات و واردات سنجیده می­شود. بر اساس شرط مارشال – لرنر^[iv]درصورتی­که مجموع مطلق کشش­های واردات و صادرات بالاتر از یک باشد با کاهش ارزش پول ملی (افزایش نرخ ارز)، تراز تجاری و به تبع آن تولید ناخالص داخلی بهبود می­یابد و در صورتی­که مجموع مطلق کشش­های صادرات و واردات کمتر از یک باشد، افزایش ارزش پول ملی (کاهش نرخ ارز)، موجب بهبود تراز تجاری می­شود؛بنابراین، تغییر نرخ ارز بر روی بخش تقاضای اقتصاد از کانال کشش­های صادرات و واردات صورت می­پذیرد.

کاهش در سرمایه­گذاری، عامل دیگری در سمت تقاضا محسوب می­شود که متأثر از تغییرات نرخ ارز است. در اغلب کشورهای در حال توسعه، سرمایه­گذاری­های داخلی به شدت به واردات کالاهای سرمایه­ای بستگی دارد که از کانال ترکیب شدن با سرمایه و منابع داخلی و نیروی کار مورد بهره­برداری قرار بگیرد. در چنین شرایطی با افزایش نرخ ارز و کاهش ارزش پول داخلی، هزینه­ی واردات افزایش‌یافته و در صورت کاهش واردات کالاهای سرمایه­ای، سرمایه­گذاری داخلی کاهش و به دنبال آن تقاضای کل نیز کاهش پیدا می­کند.

کانال مهم دیگری که با نوسان های نرخ ارز موجب تغییر در تولید ناخالص داخلی کشور،بهویژه کشورهای در حال توسعه می­شود، موضوع دریافت وام­های خارجی هستندکه کاهش ارزش پول در این کشورها، افزایش بدهی آن­ها بر حسب پول داخلی را در پی خواهد داشت و افزایش این بدهی منابع لازم را از بین برده و تولید داخلی را کاهش می­دهد.

در بازار کالاها، شوک­های مثبت (افزایش نرخ ارز) نرخ ارز موجب گران شدن کالاهای وارداتی و ارزان شدن کالاهای صادراتی می­شودکه در پی این تغییر تقاضا برای کالاهای داخلی، بیشتر می­شود.

در سمت عرضه­ی اقتصاد، شوک­های مثبت نرخ ارز (کاهش ارز پول ملی)، هزینه­ی وارداتی کالاهای واسطه را افزایش می­دهد و در نتیجه­ی گران شدن واردات کالاهای واسطه­ای تولید داخلی کاهش پیدا می­کند.

در تمامی موارد مطرح‌شده در بالا، نوسان های ایجادشده در نرخ ارز، با اثرگذاری بر صادرات و واردات که به معنی تأثیر بر بخش خارجی است، سطح تولید داخلی و رشد اقتصادی را متأثر می­سازد. در حقیقت، نوسان های اقتصادی، با عدم اطمینان ایجادشده در قیمت­های آتی کالاها و خدمات در بخش حقیقی اقتصاد اثر می­گذارندکه وجود قیمت­های نامطمئن ناشی از نااطمینانی تأثیر منفی بر تصمیم­گیری در زمینه­ی تولید خواهد گذاشت و هم­چنین این نااطمینانی ریسک در تجارت بین‌المللی را افزایش می­دهد و باعث افزایش هزینه­ی تجارت می­شود. به این­ترتیب، حجم تجارت کاهش‌یافته و این مساله نیز کاهش تولید را به دنبال دارد؛بنابراین، با توجه به مطالب مطرح‌شده تا به این جا رابطه­ای بین نرخ ارزو رشد اقتصادی از کانال­های مختلفی هم­چون عرضه و تقاضای اقتصاد و بخش تجارت وجود دارد. در حقیقت نرخ ارز، از طریق نقشی که در تغییر های دیگر بخش­ها بازی می­کند بر میزان رشد اقتصادی اثر می­گذارد.

 

4- معرفی مدل و روش برآورد آن

برای بررسی رابطه­ی تجربی بین باز بودن اقتصاد و رشد اقتصادی از مدل خطی زیر بهره می­بریم:

 

            (1)            Growth_it = a + β Openess_it + µ W_it + e_it

 

که در آن Growth_it بیانگر رشد تولید ناخالص داخلی سرانه، Openess_it بیانگر سطح توسعه­ی مالی و W_itنشان‌دهنده‌ی سایر متغیرهای موثر بر رشد اقتصادی و i وt  نیز به ترتیب کشور و زمان مورد بررسی می­باشند؛که بر طبق مباحث مطرح‌شده در مبانی نظری این پیش­بینی را داریم که با افزایش شاخص باز بودن اقتصاد، رشد اقتصادی بیشتر می­شود.

در این مطالعه برای بررسی تأثیر توسعه­ی مالی بر رشد اقتصادی از مدل بک و لوین^[v] (۲۰۰۴) به دلیل کامل بودن از لحاظ کاربرد متغیرهای کلیدی در مدل­های رشد اقتصادی که در زیر ارائه‌شده، استفاده شده است:

 

(2)   Growth_i = b₁+ b₂ OPEN_i + b₃ HC_i + b₄ ER_i + b₅ GOV_i + b₆FIN_i  + b₇ INF_i + e_i

 

که در آن FIN_i توسعه­ی مالی، HC_i سرمایه­­ی انسانی، ER_i نرخ اسمی ارز، GOV_i مخارج دولت، OPEN_i شاخص باز بودن اقتصاد و INF_iنرخ تورمرا نشان می­دهند.

قابل‌ذکر است که غیر از متغیرهای فوق، متغیرهای دیگری نیز وجود دارند که در اقتصاد ایران نقش قابل‌ملاحظه‌ای داشته و در نتیجه آن‌ها را در نظر گرفته و به مدل اضافه می­کنیم. همچنین در مدل ارائه‌شده‌ی بک و لوین دو تغییر اساسی ایجاد می­کنیم:

• افزودن متغیر سرمایه­گذاری فیزیکی به دلیل تأثیر انکار­ناپذیر بر رشد اقتصادی و کاربرد آن در مطالعه های بسیاری مانند بکارت و دیگران^[vi](۲۰۰۵)، به مدل افزوده شده است.
• حذف متغیر نرخ تورم به دلیل وجود متغیر نرخ ارز حقیقی است؛زیرا سطح عمومی قیمت­ها که در محاسبه­ی نرخ تورم وجود دارد بر نرخ ارز حقیقی نیز موثر است و حضور همزمان این دو در مدل احتمال ایجاد پدیده­ی هم­خطی بین متغیرهای توضیحی را زیاد می­کند.

—                        بنابراین متغیرهای استفاده‌شده در مدل و تعریف آن‌ها به این شرح می‌باشند:

1)  رشد اقتصادی (Growth): نرخ رشد به معنی تغییر های یک متغیر طی زمان می­باشد. این متغیر با استفاده از داده­های تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت برای ایران محاسبه شده است.

2)  شاخص ابزاری توسعه­ی مالی (Fin): این شاخص برابر اسکناس و مسکوک در دست مردم به حجم پول بوده و به صورت درصد معرفی شده است. بنابراین می­توان کاهش نسبت این متغیر را به عنوان شاخصی از توسعه­ی مالی در نظر گرفت. حال هر چقدر که ابزارهای جایگزین پول از جمله چک نقش بیشتری را در مبادله های اقتصادی داشته باشند، آنگاه این نسبت کاهش‌یافته و موجب توسعه‌یافته‌تر شدن بازارهای مالی شده و موجبات رشد اقتصادی را فراهم می­کند.

3)  رشد اقتصادی با یک وقفه (₁Growth_t-): این متغیر در واقع اطلاعات رشد اقتصادی بوده که با یک وقفه وارد مدل می­شود. این پیش­بینی را داریم که این متغیر با رشد اقتصادی دارای رابطه­ی مثبت باشد.

4)  درآمد نفت (OIL): این متغیر برابر حاصل­ضرب قیمت نفت در مقدار فروش آن می­باشد. با این­که نفت یک دارایی پایان­پذیر است می­توان سه ویژگی را برای آن در نظر گرفت دارایی بودن، پایان­پذیری و نااطمینانی. این پیش­بینی را داریم که در اقتصادهای نفت محور همچون ایران، درآمد نفت در صورت استفاده­ی بهینه موجب رشد اقتصادی بالاتر شود.

5)  شاخص باز بودن اقتصاد (OPEN): این متغیر که نشان‌دهنده‌ی میزان باز بودن اقتصاد است و برابر نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی بوده و به صورت درصد وارد مدل شده است. با توجه به تعریف شاخص این فرض را داریم که با رشد اقتصادی رابطه­ی مثبت داشته باشد.

6)  سرمایه­گذاری (INV): این متغیر برابر نسبت تشکیل سرمایه­ی ثابت ناخالص به تولید ناخالص داخلی بوده و به صورت درصد معرفی شده است. افزایش میزان سرمایه­گذاری توان اقتصاد را برای ایجاد اشتغال و تولید محصول بالاتر را ایجاد کرده و موجبات رشد اقتصادی بالاتر را فراهم می­کند.

7)  شاخص سرمایه­ی انسانی (HC): این متغیر برابر با نسبت مجموع تعداد دانش­آموزان و دانشجویان به کل جمعیت کشور بوده و به صورت درصد می­باشد. این پیش­بینی را داریم که با افزایش میزان این شاخص رشد اقتصادی افزایش می­یابد.

8)  مخارج نهایی خصوصی (CP): برابر باارزش پولی کالاها و خدمات نهایی استفاده‌شده‌ی خانوارها و بنگاه­های خصوصی که از این کالاها و خدمات برای سرمایه­گذاری استفاده نمی­کنند طی دوره­ی زمانی یکساله می­باشد. حال نسبت مخارج نهایی خصوصی به تولید ناخالص داخلی به صورت درصد وارد مدل شده است. با توجه به اینکه افزایش مصرف به معنی افزایش تقاضا برای کالاها و خدمات می­باشد بنابراین این افزایش تقاضا موجب تحریک بخش عرضه اقتصاد شده تا تولید را بیشتر کرده و به دنبال آن رشد اقتصادی به وجود آید.

9)  متغیر مجازی شوک قیمت نفت (53D): جهت واردکردن متغیرهای کیفی به مدل از متغیرهای مجازی که به صورت صفر و یک هستند استفاده می­کنیم. متغیر مجازی شوک قیمت نفت از جمله این متغیرها می­باشد که برای سال­های ۵۲ و ۵۳ که همزمان با وقوع شوک قیمت نفت در ایران بوده است مقدار یک و برای سایر سال­ها مقدار صفر را اختیار کرده است.

10) نرخ ارز حقیقی (RER): عبارتاست از نسبت قیمت­های خارجی به قیمت­های داخلی بر حسب یک پول که در این مقاله از نرخ دلار آمریکا استفاده شده است. در واقع نرخ ارز حقیقی میزان رقابت­پذیری کشور در تجارت بین­المللی را اندازه­گیری می­کند؛ اگر مقدار نرخ ارز حقیقی یک باشد به این معنی است که کشورها از برابری قدرت خرید برخوردارند.

—بنابراین مدل نهایی استفاده‌شده در این پژوهش جهت بررسی عوامل موثر بر رشد اقتصادی به صورت زیر بوده و قابل‌بیان است که از فرم لگاریتمی متغیرها در مدل استفاده شده است:

— 

Growth_t = b₁ + b₂ FIN_t + b₃ Growth_t-1 + b₄ OIL_t + b₅ OPEN_t + b₆ INV_t + b₇HC_t + b₈ CP_t + b₉D53  +  e_i

 

مدل ارائه‌شده در بالا یک مدل خطی اقتصاد­­سنجی است و هنوز متغیر آستانه­ای (نرخ ارز حقیقی) مورد نظر در مدل وارد نشده است، درحالی‌که با توجه به توضیحات ارائه‌شده، رابطه­ی بین شاخص تجارت خارجی با رشد اقتصادی می­تواند غیر­خطی باشد. بر این اساس برای بررسی رابطه­ی غیر­خطی بین متغیرها بر اساس روش رگرسیون آستانه­ای^[vii]ارائه‌شده توسط هانسن^[viii](۱۹۹۶) ما به یکمدلرگرسیون آستانه­ای با دو رژیم به فرم زیرمی­رسیم:

y_t = β₁^'.x_t + e_1t           if   q_t ≤ γ    (4)

y_t = β₂^'.x_t + e_2t           if   q_t> γ     (5)

 

این مدل اجازه می­دهد که پارامترهای رگرسیون برآوردی بسته به مقدار q متفاوت باشند و q_t، متغیر آستانه­ای (در اینجا نرخ ارز حقیقی) است که در تقسیم کل مشاهد ها در دو گروه استفاده می­شود که هر گروه یک رژیم نامیده شده و می­تواند یکی از عناصر متغیرهای مستقل و یا عنصری خارج از مدل تئوریکی باشد. y_t، متغیر وابسته، x_t، بردار متغیرهای مستقل، e_it، جزء اخلال و γ، ارزش آستانه­ی برآورد شده است (هانسن ،۲۰۰۰).

پیش­بینی می­شود که تجارت خارجی دارای اثر مثبت بر رشد اقتصادی باشد، بنابراین β₁^' دارای علامت مثبت خواهد بود.

مدل‌بالا نشان می­دهد، در صورتی­که متغیر آستانه­ای کوچکتر از ارزش آستانه­ای باشد از رگرسیون (۴) و زمانی­که متغیر آستانه­ای از ارزش آستانه­ای بهدست آمده بیشتر باشد از مدل رگرسیونی (۵) استفاده می­گردد.

حال می­توان با تعریف یک متغیر مجازی  به این صورت که اگر  باشد، مقدار یک و اگر  مقدار صفر را اختیار می­کند، معادلات ۴ و ۵ را به صورت یک معادله به فرم (۶) که در زیر آورده شده است، نوشت.

 

 ,   and

 

که در آن  و جمله پسماند  است.

برای بیان معادله­ی بالا به فرم ماتریسی، بردارهای  برای متغیرهای  و  و بردارهای  برای متغیرهای  و  تعریف کرده و معادله­ی ۶ به صورت ماتریسی در زیر ارائه شده است:

 

پارامترهای رگرسیون عبارت‌اند از ( ) و تخمین­زن آن نیز حداقل مربعات معمولی می­باشد. همچنین می­توان تابع مجموع جمله های خطا را به صورت زیر ارائه کرده که پارامترهای تخمین زده‌شده توسط روش حداقل مربعات معمولی در مجموع معادله­ی (۱۰) را حداقل می­کنند. به منظور انجام این حداقلسازی فرض می­شود که مقدار آستانه­ای بین دو حد بالا ( ) و حد پایین ( ) محدود شده است.

 

مجموع مجذورات خطا به صورت تابعی از سطوح متغیر آستانه­ای به دست می­آید که این بررسی شامل تمام سطوح نرخ ارز حقیقی از حداقل تا حداکثر داده­هاست.

 

در این مرحله با استفاده از الگوریتم ارائه‌شده توسط هانسن مقدار بهینه­ی ارزش آستانه­ای بر اساس حداقل کردن مجموع مربعات جمله های خطا، به صورت زیر تعیین می­شود:

 

و واریانس جمله های اخلال پس از تعیین ارزش آستانه  به صورت زیر تعیین می­شود:

 

 

پس از محاسبه­ی  بردارهای ضرایب  و  باید برآورد شوند؛بنابراین مقدار متغیر آستانه­ای با یافتن حداقل مجموع مجذور خطاهای این معادله در یک برآورد چند مرحله­ای بهدست می­آید.

حال بر اساس مطالعه­ی هانسن (۱۹۹۶) به بررسی معناداری وجود متغیر آستانه­ای از لحاظ آماری می­پردازیم. برای این منظور با استفاده از آماره­ی لاگرانژ هانسن به بررسی فرضیه­ی صفر مبنی بر خطی بودن مدل می­پردازیم.

آماره­ی ارائه‌شده توسط هانسن به صورت زیر است:

 

 

 

 

که در آن:

، مجموع مربعات جمله های اخلال مربوط به مدل خطی (بدون وجود متغیر آستانه­ای) است.

، واریانس جمله های اخلال پس از تعیین ارزش آستانه­ای است.

، مجموع مربعات جمله های اخلال مربوط به مدل غیر­خطی (با وجود متغیر آستانه­ای) است.

حال در صورتی­که آماره­ی F محاسباتی بیش از مقدار بحرانی باشد، بیانگر این است که فرضیه­ی صفر مبنی بر خطی بودن مدل رد شده و وجود اثر متغیر آستانه­ای از لحاظ آماری تأیید می­شود.

قبل از بررسی و تحلیل این رابطه، نخست بایستی آزمون ایستایی برای تعیین درجه­ی همگرایی سری­های مورد مطالعه انجام شود. در این تحقیق بررسی ایستایی با استفاده از آماره دیکی فولر تعمیم‌یافته^[ix]و با استفاده از نرم‌افزارEviwes 8 صورت گرفته است. پس از تعیین درجه­ی ایستایی و با درک به این مساله که متغیرهای مورد بررسی در سطح ایستا می­باشند، روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته در تعیین ارزش آستانه­ی مورد نظر و تخمین مدل­های نهایی مورد استفاده قرار می­گیرد.

 

 

۴- نتایج برآورد و تحلیل آن

ناپایا بودن متغیرها، بسیاری از نتایج استاندارد مدل های اقتصادسنجی را بی‌اعتبارمی‌کند. گرنجر و نیوبولد^[x] در سال ۱۹۷۴ نشان دادند که چنانچه متغیرها پایا نباشند استفاده از رگرسیون حداقل مربعات معمولی ممکن است به رگرسیون کاذب^[xi] منتهی شود. به همین دلیل ابتدا متغیرها به لحاظ پایایی مورد آزمون قرار می گیرند.

به طور خلاصه پایایی یعنی اینکه میانگین و واریانس متغیرهای سری زمانی در طول زمان ثابت مانده و خودکوواریانس^[xii]در وقفه‌های مختلف سری در طول زمان یکسان بوده و ثابت باقی بماند (ابریشمی ۱۳۸۱).

در این مطالعه به دلیل اهمیت و اعتبار روش دیکی-فولر تعمیم‌یافتهاز این روش استفاده می­شود، این آزمون در سطح معنی­داری ۵% انجام‌شده که نتایج آن در جداول ۱و ۲ آمده است.

 

جدولشماره‌۱. آزمون ریشه واحد بر اساس آزمون دیکی-فولر تعمیم یافته برای سطح متغیرها

متغیر	مقدار بحرانی 1%	مقدار بحرانی 5%	مقدار بحرانی 10%	آماره ADF	احتمال	نتیجه
لگاریتم تولید ناخالص داخلی	61/3-	93/2-	60/2-	012/0-	95/0	ناپایا
لگاریتم تولید ناخالص داخلی با یک وقفه	61/3-	93/2-	60/2-	69/0-	99/0	ناپایا
لگاریتم درآمد نفت	61/3-	93/2-	60/2-	38/2-	15/0	ناپایا
لگاریتم شاخص سرمایه­ی انسانی	61/3-	93/2-	60/2-	97/1-	047/0	پایا
لگاریتم شاخص باز بودن اقتصاد	61/3-	93/2-	60/2-	01/3-	04/0	پایا
لگاریتم شاخص ابزاری توسعه­ی مالی	61/3-	93/2-	60/2-	09/0-	94/0	ناپایا
لگاریتم سرمایه­گذاری کل	61/3-	93/2-	60/2-	78/1-	38/0	ناپایا
لگاریتم مصرف نهایی بخش خصوصی	61/3-	93/2-	60/2-	39/1-	57/0	ناپایا
نرخ ارز حقیقی	61/3-	93/2-	60/2-	89/4-	006/0	پایا

منبع: یافته­های تحقیق

 

همانطور که در جدول شماره ۱ مشاهده می‌شود، متغیرهای سرمایه­ی انسانی، نرخ ارز حقیقی و شاخص باز بودن اقتصاد بر اساس آزمون دیکی - فولر تعمیم‌یافته در سطح پایا می‌باشند و بنابراین جدول ۲ تفاضل مرتبه­ی اول متغیرهای تولید ناخالص داخلی، تولید ناخالص داخلی با یک وقفه، درآمد نفت، شاخص ابزاری توسعه­ی مالی، سرمایه­گذاری کل، مصرف نهایی خصوصی پایا می­باشند.

 

 

جدولشماره‌۲.آزمونریشهواحدبراساسآزموندیکی-فولرتعمیم یافته برای تفاضل مرتبه­اولمتغیرها

متغیر	مقدار بحرانی 1%	مقدار بحرانی 5%	مقدار بحرانی 10%	آماره ADF	احتمال	نتیجه
لگاریتم تولید ناخالص داخلی	61/3-	93/2-	60/2-	76/3-	006/0	پایا
لگاریتم تولید ناخالص داخلی با یک وقفه	61/3-	93/2-	60/2-	52/3-	01/0	پایا
لگاریتم درآمد نفت	61/3-	93/2-	60/2-	90/3-	004/0	پایا
لگاریتم شاخص ابزاری توسعه­ی مالی	61/3-	93/2-	60/2-	69/6-	0	پایا
لگاریتم سرمایه­گذاری کل	61/3-	93/2-	60/2-	89/6-	0	پایا
لگاریتم مصرف نهایی بخش خصوصی	61/3-	93/2-	60/2-	42/6-	0	پایا

منبع: یافته­های تحقیق

 

پس از ارائه­ی نتایج مانایی متغیرها به ارائه­ی نتایج و تحلیل مدل آستانه­ای می­پردازیم:

 

جدول شماره­ی ۳. نتایج برآورد مدل آستانه­ای

GDP=C(1) + C(2)*OPEN + C(3)*GDP1 + C(4)*HC + C(5)*CP + C(6)*OIL + C(7)*FIN + C(8)*INV + C(9)* D53+ (RER>9892)*(C(10)*OPEN)
Prob	t-Static	Std. Error	Coefficient	Variable
0	839008/5	002831/0	016530/0	INTERCEPT
0757/0	835927/1	028806/0	052886/0	OPEN
0027/0	259004/3	079082/0	257730/0	GDP1
0582/0	964453/1-	155562/0	305594/0-	HC
0320/0	242571/2	040421/0	090646/0	CP
0068/0	864762/2	029439/0	085220/0	OIL
0828/0	791021/1-	038799/0	069489/0-	FIN
0002/0	198200/4	103131/0	432964/0	INV
0003/0	019542/4	012097/0	048626/0	D53
0014/0	500644/3-	040965/0	143403/0-	(RER>9892)*OPEN
860481/0 = R- squared16/2 = Durbin-Watson stat

منبع: یافته­های تحقیق

 

 

 

 

جدول شماره­۴. نتایج آزمون تشخیصی مدل

احتمال	آماره	آزمون
F(1,30):  48/0	50/0	آزمون رمزی
F(2,29): 13/0	18/2	LM آزمون خودهمبستگی
F(9,32): 93/0	37/0	آزمون واریانس ناهمسانی   ماخذ: یافته­های تحقیق   Breusch-Pagan-Godfrey

 

همانطور که قبلاً تشریح شد در روش رگرسیون آستانه­ای نخست بازده نرخ تورم را تعیین می‌کنیم و سپس این مقادیر را به ترتیب از کمترین تا بیشترین مقدار با فواصل ۱ واحد در معادله قرار می‌دهیم (به نحوی که مقادیر بیشتر از آن آستانه انتخابی مقادیر اصلی خود را می‌گیرد و مقادیر کمتر از آن مقدار صفر را به خود اختصاص می‌دهد) و با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی اقدام به برآورد هر معادله به ازای هر مقدار انتخابی از نرخ ارز حقیقی می‌کنیم و در نهایت آن نرخی که کمترین میزان حداقل جمله های خطا را به ما بدهد را به عنوان نرخ ارز حقیقی آستانه­ای انتخاب می‌کنیمکهبر طبق نتایج برآورد رگرسیون آستانه­ای، نرخ ارز حقیقی بهینه برای اقتصاد ایران ۹۸۹۲ ریال بوده و نشان می­دهد زمانی­که نرخ ارز حقیقی به ۹۸۹۲ ریال می­رسد تابع رشد دچار شکست می­شود و نحوه­ی اثر شاخص باز بودن اقتصاد بر رشد اقتصادی تغییر می­کند؛یعنی اگر نرخ ارز حقیقی بیش از سطح آستانه­ای باشد آن­گاه شاخص باز بودن اقتصاد دارای اثر منفی و معنی­داری بر رشد اقتصادی است به گونه­ای که با افزایش یک درصدی رشد شاخص باز بودن اقتصاد (در شرایطی که نرخ ارز حقیقی از مقدار آستانه­ی محاسبه‌شده بیشتر باشد) آن­گاه رشد اقتصادی به میزان  ۹۰۵۱۷۰/۰ درصد کاهش می­یابد. حال با جایگذاری این نرخ ارز حقیقی در معادله­ی اصلی به نتایج ارائه‌شده در جدول بالا می­رسیم. اکنون به تفسیر ضرایب مدل دارای میزان دقیق متغیر آستانه­ایمی­پردازیم.

با توجه به جدول بالا عرض از مبدأ مدل مورد بررسی دارای علامت مثبت بوده و از لحاظ آماری نیز معنی­دار می­باشد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در نرخ رشد اقتصادی با یک وقفه، رشد اقتصادی به میزان ۲۵۷۷۳۰/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از نظر آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک هم­خوانی دارد.

همان­گونه که در بخش معرفی روش رگرسیون آستانه­ای توضیح داده شد برای نشان دادن اثر همزمان نرخ ارز حقیقی بر پیوند تجارت خارجی و رشد اقتصادی؛ پس از پیدا کردن مقدار آستانه­ی برآوردی برای نرخ ارز حقیقی آن­را در معادله­ی اصلی جایگذاری کرده و بعد از تخمین مقدار ضریب معنادار نرخ ارز حقیقی را با ضریب معنادار تجارت خارجی جمع کرده و نتیجه حاصل را به عنوان اثر نرخ ارز حقیقی بر پیوند تجارت-رشد در نظر می­گیریم. با توجه به نتایج برآورد واضح است که اگر نرخ ارز حقیقی از مقدار آستانه­ی برآوردی که ۹۸۹۲ ریال می­باشد بیشتر شود به دنبال آن تجارت خارجی با ضریب ۰۹۰۵۱۷/۰ دارای اثر منفی بر رشد اقتصادی خواهد بود.

همچنین یک درصد افزایش در سرمایه­گذاری کل، رشد اقتصادی به میزان ۴۳۲۹۶۴/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک هم­خوانی دارد. سرمایه­گذاری برابر با مخارج نهایی انجام‌شده جهت حفظ یا افزایش ظرفیت تولید می­باشد. حال افزایش میزان موجودی سرمایه علاوه بر جبران استهلاک، موجب افزایش توان تولیدی اقتصاد شده و با افزایش تولید زمینه­ی رشد اقتصادی بالاتر را فراهم می­کند.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در درآمد نفت، رشد اقتصادی به میزان ۸۵۲۲۰۰/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده و با نظر اقتصاددانانی چون دنیسون^[xiii] (۱۹۷۹)، برنت^[xiv] (۱۹۷۸)، هریسون^[xv] (۱۹۸۱)، همیلتون^[xvi] (۱۹۸۳)، آیرس^[xvii] (۱۹۸۴) و استرن^[xviii](۱۹۹۲) هم­خوانی دارد. صادرات نفت در کشورهای نفت­خیز نظیر ایران سهم قابل‌ملاحظه‌ای در وضعیت اقتصاد کشور دارد. این درآمدها از سویی سهم عمده­ای از نیازهای ارزی کشور را تأمین می­نماید و از سوی دیگر تأمین‌کننده‌ی اصلی درآمد دولت است. در چنین کشورهایی برنامه­ریزی توسعه نیاز شدید به چنین درآمدهایی دارد.

در صورت یک درصد کاهش در شاخص ابزاری توسعه­ی مالی (که مقدار کمتر آن نشان­دهنده­ی توسعه‌یافته‌تر بودن بخش مالی است) رشد اقتصادی به میزان ۶۹۴۸۹۰/۰ درصد افزایش می­یابد.

در صورت یک درصد افزایش در شاخص سرمایه­ی انسانی، رشد اقتصادی به میزان ۳۰۵۵۹۴/۰ درصد کاهش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده ولی با مطالب تئوریک هم­خوانی ندارد؛زیرا این پیش­بینی را داشتیم که با افزایش تعداد افراد تحصیل‌کرده به نسبت کل جمعیت کشور، نرخ رشد اقتصادی افزایش یابد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در هزینه­ی مصرف نهایی بخش خصوصی، رشد اقتصادی به میزان ۹۰۶۴۶۰/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک هم­خوانی دارد؛زیرا بر طبق نظریه های موجود این فرض را داریم که افزایش تقاضا برای کالاها و خدمات نهایی موجب تحریک بخش عرضه­­ی اقتصاد شده و بهدنبال آن افزایش تولید و رشد اقتصادی را شاهد خواهیم بود.

با نگاهی به روند رشد اقتصادی در ایران و وقوع شوک نفتی سال ۱۳۵۲ از متغیر مجازی استفاده شده است. متغیر مجازی شوک قیمت نفت در مدل با احتمال ۳۰۰۰/۰ از لحاظ آماری معنادار بوده و بیانگر تأثیر مثبت این شوک بر رشد اقتصادی می­باشد.

همچنین ضریب تعیین مدل نیز ۸۶ درصد بوده که به معنی این است که متغیرهای توضیحی استفاده‌شده در مدل این توانایی را داشته که ۸۶ درصد تغییرات متغیر وابسته که رشد اقتصادی می­باشد را توضیح دهند.

در جدول شماره­ی ۴ نیز نتایج آزمون­های تشخیصی ارائه شده است. یکی از فروض معادله های رگرسیون کلاسیک این است که فرم تابعی به درستی انتخاب شده است. در واقع فرض ما این است که مدل درست همان معادله­ی خطی است که می­خواهیم آن را برآورد نماییم. یکی از آزمون­های پرکاربرد برای بررسی صحت فرم تبعی مدل تخمین زده‌شده، آزمون رمزی است. این آزمون، یک رگرسیون فرعی برای محاسبه­ی آماره­های آزمون برآورد می­نماید. در این رگرسیون فرعی علاوه بر متغیرهای اصلی، متغیرهای توضیحی جدیدی وارد می­شوند که این متغیرها در واقع همان متغیر­های وابسته­­ی برآورد شده در رگرسیون اصلی اما با توان­های دوم و سوم و ...می­­باشند. فرض صفر در آزمون رمزی بیانگر درست بودن فرم تبعی تابع برآورد شده و یا عدم حضور متغیر حذف‌شده در مدل می­باشد. با توجه به مقدار آماره­ و احتمال آزمون رمزی می­توان نتیجه گرفت که براساس این آزمون نمی­توان فرض صفر مبنی بر درست بودن فرم تبعی تابع تخمین زده‌شده را رد نمود؛بنابراین فرم تبعی معادله­ی تخمین زده‌شده درست بوده و هیچ­گونه متغیر حذف‌شده‌ای در آن وجود نخواهد داشت.

وجود خودهمبستگی در پسماندهای مدل یکی از شایع­ترین و مهم‌ترین مشکلاتی است که در تحلیل­های رگرسیونی با آن برخورد می­شود. در صورت وجود خودهمبستگی، تخمین پارامترها بدون تورش خواهند بود ولی تخمین­ها ناکارا می­باشند. این ناکارایی حتی در نمونه­های بزرگ نیز از بین نمی­روند که این امر منجر به استنتاج­های نادرست می­شود. در حالتی­که خودهمبستگی مثبت وجود داشته باشد انحراف از معیارها کمتر از حد واقعی برآورد می­شوند. بدین معنی که در این حالت، روش حداقل مربعات معمولی انحراف از معیار را کم برآورد می­کند و در نتیجه تمام ضرایب برآورد شده معنادار می­شوند و بنابراین مرتکب خطای نوع اول می­شویم. علاوه بر این اگر خودهمبستگی مثبت وجود داشته باشد و آن را نادیده بگیریم به احتمال زیاد منجر به افزایش مقدار ضریب تعیین می­شود زیرا خودهمبستگی، مقدار واریانس جمله­ی خطا را کم برآورد می­کند؛بنابراین بروز این مشکل در مدل می­تواند اساس خط رگرسیونی برآورد شده را زیر سؤال ببرد. برای کشف این مشکل از آزمون براش - پاگان استفاده می­شود. فرض صفر این آزمون عدم وجود خودهمبستگی سریالی بین جمله های اخلال می­باشد که با توجه به مقدار آماره و احتمال آن نمی­توان فرض صفر را رد کرد، بنابراین در مدل مربوطه مشکل وجود خودهمبستگی بین جمله های اخلال وجود نخواهد داشت.

اگر واریانس جمله های خطا ثابت نباشد در این­صورت تخمین زننده­های حداقل مربعات معمولی همچنان بدون تورش­اند، اما دارای حداقل واریانس نخواهند بود. اگر جمله­ی خطا دارای ناهمسانی واریانس باشد، فرمول­هایی معمول برای محاسبه­ی انحراف از معیار ضرایب، معتبر نخواهد بود؛بنابراین اگر واریانس ثابت نباشد ولی آن را ثابت در نظر بگیریم در این­صورت برآورد ما از انحراف از معیار دارای خطای بالا خواهد بود. به­طور کلی نادیده گرفتن ناهمسانی واریانس موجب می­شود که واریانس عرض از مبدأ بیشتر شود درحالی‌که واریانس شیب بستگی به رابطه­ی بین واریانس و متغیرهای توضیحی دارد. اگر مجذور جمله های خطا با متغیرهای توضیحی رابطه­ی مثبت داشته باشد در این­صورت انحراف از معیار شیب بزرگتر خواهد شد و در غیر این­صورت کمترمی­شود. برای کشف ناهمسانی واریانس از آزمون براش – پاگان – گادفری استفاده شده است که در آن فرضیه­ی صفر عدم وجود واریانس ناهمسانی است که با توجه به مقدار آماره و احتمال ارائه‌شده فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس­ها پذیرفته خواهد شد؛بنابراین نتیجه می­گیریم که در مدل برآورد شده مشکل ناهمسانی واریانس وجود ندارد.

در این مرحله به آزمون پایداری ضرایب برآورد شده می­پردازیم. برای هر پارامتر یک نمودار ارائه شده است که نشان­دهنده­ی محدوده­ دو برابر خطای معیار پیرامون آن‌ها است.

 

 

با توجه به نمودارهای بالا و از آنجا که خط مربوط به هر پارامتر به خوبی در فاصله­ی اطمینان قرار دارد، می­توان نتیجه گرفت که فرضیه­ی صفر مبنی بر ثبات پارامتر را برای تک­تک پارامترها نمی­توان رد کرد.

حال به ارائه­ی نتایج و تحلیل مدل خطی می­پردازیم:

جدول شماره­۵- نتایج برآورد مدل غیرآستانه­ای

GDP=C(1) + C(2)*OPEN + C(3)*GDP1 + C(4)*HC + C(5)*CP + C(6)*OIL + C(7)*FIN + C(8)*INV + C(9)* D53
Prob	t- Static	Std. Error	Coefficient	Variable
0002/0	186754/4	003010/0	012600/0	INTERCEPT
08542/0	852027/1	029438/0	05452/0	OPEN
0006/0	767772/3	088195/0	332300/0	GDP1
0686/0	882252/1-	179818/0	338462/0-	HC
0533/0	004575/2	046797/0	093808/0	CP
0024/0	287799/3	033168/0	109050/0	OIL
0547/0	992116/1-	044482/0	088614/0-	FIN
0041/0	086689/3-	117053/0	361307/0	INV
0014/0	479894/3	014009/0	048750/0	D53
807052/0 = R- squared86/1 = Durbin – Watson stat

منبع: یافته­های تحقیق

 

جدول شماره­۶- نتایج آزمون تشخیصی مدل

احتمال	آماره	آزمون
F(31و1)=88/0	20/0	آزمون رمزی
F(31و2)=71/0	33/0	LM آزمون خودهمبستگی
F(33و8)=88/0	44/0	آزمون واریانس ناهمسانی Breusch-Pagan-Godfrey

منبع: یافته­های تحقیق

 

با توجه به جدول بالا عرض از مبدأ مدل مورد بررسی دارای علامت مثبت بوده و از لحاظ آماری معنی­دار می­باشد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در شاخص بازبودن اقتصاد، رشد اقتصادی به میزان ۵۴۵۲۰/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار نبوده و با مطالب تئوریک نیز هم­خوانی دارد؛زیرا تجارت امکان دسترسی به بازارهای بزرگتر را فراهم می­کند و باز بودن اقتصاد به بزرگ شدن بازار و بهره­مندی از برخی منافع بالقوه بازده فزاینده نسبت به مقیاس می­انجامد (آدس و گلسر^[xix]۱۹۹۹؛ آلسنا و همکاران^[xx]۱۹۹۹). فیشر^[xxi](۱۹۹۳) معتقد است که باز بودن اقتصاد می­تواند انگیزه­ای برای اتخاذ سیاست­های کمتر اختلال­زا و اعمال مدیریت قاعده­مند کلان اقتصادی برای حفظ ثبات کلان اقتصادی و افزایش قدرت رقابت بنگاه­های داخلی در بازارهای جهانی باشد و افزایش قدرت رقابتی تأثیر مثبت بر رشد اقتصادی دارد. همچنین کشورهای در حال توسعه می­توانند با واردات کالاهای واسطه­ای و سرمایه­ای به رشد اقتصادی بالاتری دست یابند.

همچنین در صورت افزایش یک درصدی رشد اقتصادی با یک وقفه، رشد اقتصادی به میزان ۳۳۲۳۰۰/۰ افزایش می­یابد که این نتیجه از نظر آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک هم­خوانی دارد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در سرمایه­گذاری کل، رشد اقتصادی به میزان ۳۶۱۳۰۷/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک نیز هم­خوانی دارد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در درآمد نفت، رشد اقتصادی به میزان ۱۰۹۰۵۰/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه نیز از لحاظ آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک هم­خوانی دارد.

در صورت یک درصد افزایش در شاخص سرمایه­ی انسانی، رشد اقتصادی به میزان ۳۳۸۴۶۲/۰ درصد کاهش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده ولی با مطالب تئوریک هم­خوانی ندارد؛زیرا این پیش­بینی را داشتیم که با افزایش تعداد افراد تحصیل‌کرده به نسبت کل جمعیت کشور، نرخ رشد اقتصادی افزایش یابد.

در صورت یک درصد کاهش در شاخص ابزاری توسعه­ی مالی (که مقدار کمتر آن نشان­دهنده­ی توسعه‌یافته‌تر بودن بخش مالی است) رشد اقتصادی به میزان ۸۸۶۱۴۰/۰ درصد افزایش می­یابد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در هزینه­ی مصرف نهایی بخش خصوصی، رشد اقتصادی به میزان ۹۳۸۰۸۰/۰ درصد افزایش می­یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنی­دار بوده و با مطالب تئوریک هم­خوانی دارد.

با نگاهی به روند رشد اقتصادی در ایران و وقوع شوک نفتی سال ۱۳۵۲ از متغیر مجازی استفاده شده است. متغیر مجازی شوک قیمت نفت در مدل با احتمال ۱۴۰۰/۰ از لحاظ آماری معنادار بوده و بیانگر تأثیر مثبت این شوک بر رشد اقتصادی می­باشد.

همچنین ضریب تعیین مدل نیز ۸۰ درصد بوده که به معنی این است که متغیرهای توضیحی استفاده‌شده در مدل این توانایی را داشته که ۸۰ درصد تغییر های متغیر وابسته که رشد اقتصادی می­باشد را توضیح دهند.

در جدول شماره­ی ۶ نیز نتایج آزمون­های تشخیصی ارائه شده است. با توجه به توضیحات ارائه‌شده برای آزمون­های تشخیصی واضح است که مدل خطی برآوردی مشکل واریان ناهمسانی و خودهمبستگی بین جمله های اخلال را ندارد. همچنین با توجه به نتایج آزمون رمزی فرم تبعی مدل به­درستی انتخاب شده است.

در این مرحله به آزمون پایداری ضرایب برآورد شده می­پردازیم. برای هر پارامتر یک نمودار ارائه شده است که نشان­دهنده­ی محدوده­ دو برابر خطای معیار پیرامون آن‌ها است.

 

 

با توجه به نمودارهای بالا و از آنجا که خط مربوط به هر پارامتر به خوبی در فاصله­ی اطمینان قرار دارد، می­توان نتیجه گرفت که فرضیه­ی صفر مبنی بر ثبات پارامتر را برای تک­تک پارامترها نمی­توان رد کرد.

 

۵- آزمون معنی­داری وجود متغیر آستانه­ای

در این مرحله به کمک آماره­ی Fارائه‌شده توسط هانسن که در ابتدای این فصل نحوه­ی محاسبه آن توضیح داده شد به بررسی معنی­داری وجود متغیر آستانه­ای نرخ ارز حقیقی می­پردازیم؛بنابراین فرضیه­ی صفر این است که مدل ما به صورت خطی است و وجود متغیر آستانه­ای بی‌معنی است. در مقابل نیز فرضیه­­ی یک مبنی بر غیرخطی بودن مدل ما و تأیید وجود اثر آستانه­ای نرخ ارز حقیقی می­باشد.

نتیجه­ی این آماره در جدول زیر ارائه شده است.

 

جدول شماره­۷. نتیجه­ی آزمون معنی­داری وجود متغیر آستانه­ای نرخ ارز حقیقی

Critical Values
5 %	5/2 %	1 %	Sample Size
35/7	75/8	59/10	42
F STAT = 50/38

منبع: یافته­های تحقیق

 

با توجه به نتایج جدول فوق آماره­ی F محاسباتی برابر با ۵۰/۳۸ بوده که از مقدار بحرانی آن در سطح ۱ درصد که برابر با ۵۹/۱۰ می­باشد بزرگتر بوده که به معنی رد شدن فرضیه­ی صفر و تأیید فرضیه­ی یک مبنی بر معنی­دار بودن وجود متغیر آستانه­ای نرخ ارز حقیقی در مدل ارائه‌شده می­باشد.

 

۶- نتایج کلی

در این مطالعه به بررسی نقش نرخ ارز حقیقی در اثربخشی تجارت خارجی بر رشد اقتصادی در ایران طی دوره­ی ۱۳۹۲-۱۳۵۰ پرداخته شده است. با بهره­گیری از داده­های سالانه اقتصاد ایران و تکنیک رگرسیون آستانه­ای این نتیجه حاصل گردید که چنانچه نرخ ارز حقیقی کمتر از ۹۸۹۲ ریال قرار گیرد، تجارت خارجی می­تواند نقش مثبت و موثر خود را بر رشد اقتصادی نشان دهند به گونه­ای که در این وضعیت رشد یک درصد در شاخص تجارت خارجی می­تواند حدود ۵۲۲۸۸۶۰/۰ درصد رشد اقتصادی ایران را بهبود بخشد؛به عبارت دیگر قرار داشتن نرخ ارز حقیقی در اقتصاد ایران بالاتر از مقدار آستانه­ی برآوردی مبین این نکته می­باشد که تجارت خارجی نقش تعیین‌کننده‌ای در ایجاد رشد و توسعه­ی اقتصادی نمی­توانند بازی کنند. حتی در صورت باز بودن اقتصاد، آثار منفی نرخ ارز حقیقی آن‌چنان خواهد بود که مانع اثربخشی آن بر رشد اقتصادی می­گردد؛بنابراین انتظار می­رود که سیاست­گذاران اقتصادی برای استفاده از تجارت جهانی که در دنیای امروزی یکی از مهم‌ترین عامل رشد و توسعه محسوب می­گردد، باید قبل از هر چیز به مدیریت نرخ ارز حقیقی پرداخته تا در نتیجه­ی آن بتوانند رشد اقتصادی مناسبی را از قبل رشد و توسعه­ی تجارت خارجی تجربه نمایند.

 

---

1- استادیاراقتصاددانشگاهشیراز،[e-mail]

2- کارشناسارشداقتصادازدانشگاهشیراز (نویسندهمسئول)،[e-mail]

3- کارشناسارشداقتصادازدانشگاهشیراز،[e-mail]

4- دانشجویکارشناسیارشدمدیریتدانشگاهشیراز،[e-mail]

---

1. Vent for surplus
2. Hoffman
3. Grossman
4. Marshal Lerner
5. Beck and Levine
6. Bekeart et all
7. Threshold Regression
8. Hansen
9. Augmented Dickey-Fuller
10. Granger and Newbold
11. Spurious Regression
12. Autocovariance
13.  Denison
14.  Berndt
15.  Harrison
16.  Hamilton
17.  Ayres
18.  Stern
19. Ades and Glaeser
20. Alesina et all
21. Fischer

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مراجع

فهرست منابع

1)    ابراهیمی، سجاد (۱۳۹۰)، اثرشوک های قیمت نفت و نوسانات نرخ ارز و  نااطمینانی حاصل ازآن ها بررشداقتصادی کشورهای منتخب نفتی،فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی،شماره۵۹،صفحه های ۱۰۵-۸۳.

2)    حلافی، حمیدرضا (۱۳۸۶)، نرخ واقعی ارز و رشد اقتصادی ایران، مجله­ی تحقیقات اقتصادی، شماره­ی۷۹، تابستان ۸۶، صفحه۸۹ های -۷۷.

3)  ختایی، محمود و موسوی نیک، هادی (۱۳۸۷)، اثر نوسان­های نرخ ارز بر رشد اقتصادی با توجه به سطح توسعه­ی بازار­های مالی، فصلنامه­ی پژوهش­های اقتصادی ایران، سال دهم، شماره­ی ۳۷، زمستان ۱۳۸۷، صفحه۱۹ های -۱.

4)    عظیمی، سید رضا (۱۳۷۹)،بررسی اثرهای صادرات غیرنفتی براقتصادایران،مجله برنامه و بودجه، شماره­ی ۵۷ و ۵۸.

5)    گجراتی، دامودار؛ ابریشمی، حمید (۱۳۸۱)، مبانی اقتصادسنجی، جلد اول، چاپ اول، تهران، انتشارات دانشگاه تهران.

6)    هژبر کیانی، کامبیز وحسنوند، داریوش (۱۳۷۷)، بررسی رابطه رشد صادرات و رشد اقتصادی، مجله پژوهشنامه بازرگانی، تابستان۱۳۷۷.

7)     Ades, A. F., & Glaeser, E. L. (1994). Evidence on Growth, Increasing Returns and the Extent of the Market (No. w4714).National Bureau of Economic Research.

8)     Alesina, A., Spolaore, E., & Wacziarg, R. (1997). Economic Integration and Political Disintegration (No. w6163).National Bureau of Economic Research.

9)     Almas heshmati (2010), "International Trade and Growth: What Is the Empirical Relationship?", Discusion Paper,no.5151.

10)  Bahmani-Oskooee, M and M. Kandil (2007), “Exchange Rate Fluctuations and Output in Oil-Producing Countries: The Case of Iran”, IMF Working Paper, Western Hemisphere Department.

11)  Beck, T., & Levine, R. (2004). Stock Markets, Banks, and Growth: Panel Evidence. Journal of Banking & Finance, 28(3), 423-442.

12)  Cottani, cavallo and khan(1990)," Real Exchange Rate Behavior and Economic Performance in LDCs",Economic Development and Cultural change, Vol.39.

13)  Edwards, Sebastian (1986(,"Are Devaluations Contractionary?", The Review of Economics and Statistics, 501-508.

14)  Fischer, S. (1993). The Role of Macroeconomic Factors in Growth. Journal of monetary economics, 32(3), 485-512.

15)  Granger, C. W., & Newbold, P. (1974).Spurious Regressions in Econometrics.Journal of econometrics, 2(2), 111-120.

16)  Hansen, B. E. (1996). Inference When a Nuisance Parameter is not Identified Under the Null Hypothesis. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 413-430.

17)  Hansen, B. E. (2000). Sample Splitting and Threshold Estimation. Econometrica,68(3), 575-603.

18)  Mohsin s.Khan)1976),"Import and Export Demand in Developing Countreis", IMF Staff Paper.International Financial Statistics,IMF.

19)  Musyoki,D,G.pokharyal and M.pundo(2012),"Impact of Real Exchange Rate on Economic Growth: Kenyan Evidence",Business and Economic Horizons,Vol.7,Issue1.P-P,59-77.

20)  Ricardo A.Lopez(2005),"Trade and Growth: Reconciling the Macroeconomic and Microeconomic Evidence",Journal of Economic Survey, vol.19,Num.21.

21)  Rober Baldwin(2003),"Openness and Growth: What is the Empirical Relationship?",National BEURO of Economic Research, Working Paper.9578.

 

 

یادداشت‌ها