شناسایی علل رکود تورمی در ایران: روش تصحیح خطای آستانه‌ای

مدلسازی اقتصادی

مقاله 2، دوره 7، شماره 24، اسفند 1392، صفحه 19-35   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

نوشین خانی قریه گپی¹؛ بهرام سحابی^{* 2}؛ فیروزه عزیزی²؛ مجید صباغ کرمانی³

¹دانشجوی دکتری دانشگاه تربیت مدرس

²استادیار اقتصاد دانشگاه تربیت مدرس

³دکتری اقتصاد

چکیده

رکود تورمی یک وضعیت اقتصادی است که هم زمان تورم اقتصادی و رکود فعالیت‌های تجاری را همراه با افزایش نرخ بیکاری در کشور ایجاد می‌کند. در این تحقیق، علل رکود تورمی در کشور با استفاده از روش تصحیح خطا[1] و داده‌های سال‌های 90-1352 به صورت کمی شناسایی شده سپس با به کارگیری روش تصحیح خطای آستانه‌ای[2] به این سوال پاسخ داده می‌شود که آیا رشد عوامل شناسایی شده، به طور یکسان بر رکود تورمی اثر می‌گذارند یا پس از عبور از یک سطح آستانه اثرگذاری آنها بر رکود تورمی متفاوت می‌شود. بر طبق نتایج رابطه خطی، ضرایب تراز پرداخت‌ها، درآمدهای نفتی، کسری بودجه‌ی دولت و حجم نقدینگی از نظر آماری معنا‌دار بوده و علل‌های رکود تورمی در کشور محسوب می‌شوند. هم‌چنین نتایج کلیه مدل‌های غیرخطی تخمین زده شده در این مقاله، نشان می‌دهد که در صورت عبور نرخ رشد هر یک از علل و ریشه‌های رکود تورمی از سطح آستانه‌، تاثیر آنها بر رشد رکود تورمی متفاوت می‌شود.



^[1] Error Correction Method (ECM)


^[2] Threshold Autoregressive Ecm. (TAR_ECM)

کلیدواژه‌ها

اقتصاد ایران؛ رکود تورمی؛ الگوی تصحیح خطای آستانه‌ای

اصل مقاله

1.‌ ‌مقدمه

با آغاز رکود دهه ۱۹۷۰ و استفاده از راه حل کینز مبنی بر اعمال سیاست‌های انبساطی در آن زمان، و با توجه به شرایط اقتصادی آن زمان که به طور کلی متفاوت از رکود دوره‌ی قبل بود، برای اولین بار پدیده‌ی رکود تورمی در دنیای اقتصاد ظهور پیدا کرد. اکثر کشورهای در حال توسعه از جمله ایران در پنجاه سال گذشته و در مسیر توسعه یافتگی به دلیل ناسازگاری در سیاست­های مالی و پولی و اتخاذ سیاست­های غیرموثر در کنار تکانه­های موجود در قیمت نفت، دچار این معضل اقتصادی شده­اند.

از آنجا که رکود تورمی حالتی از اقتصاد است که در آن سیاست‌ها با یکدیگر در تضاد قرار می‌گیرند به این معنا که سیاست‌هایی که به منظور کنترل تورم اجرا می­شود با افزایش ریسک­های مالی و اجتماعی منجر به عمیق‌تر شدن رکود اقتصادی می­گردد و سیاست‌هایی که جهت تحریک رشد اقتصادی اتخاذ می­گردد منجر به تقویت تورم در جامعه می­شود، بنابراین اتخاذ سیاست‌های پولی و مالی، به گونه­ای که هر دو معضل رکود و تورم را هم‌زمان درمان کند بسیار ضروری می‌باشد. برای کشف راه‌حل‌های مناسب برای رهایی از این معضل، شناسایی علل پیدایش این پدیده در ایران الزامی می­باشد.

مطالعات زیادی در رابطه با رکود تورمی در کشورهای مختلف انجام شده است که از آن جمله می­توان به چانگ رو و شی یی[1] (2013)، اجمد رشید و همکاران[2] (2011)، راد و بلیندر[3] در سال (2010)، هانگژی^[4] (2010)، کلیان^[5] (2009)، عباسی­نژاد و تشکینی (1390)، جعفری صمیمی و محمودزاده (1389)، حیدری و همکاران (1389)، کمیجانی و نقدی (1388)، تقوی و نخجوانی (1382)، بهمنی اسکویی (1382). در تمامی مطالعات انجام شده با روش‌های مختلف به بررسی علل ایجاد و تشدید رکود تورمی در سال‌ها و کشورهای مختلف پرداخته­اند. در مقالات کشور ایران کسی به استفاده از روش‌های اقتصادسنجی جهت تعیین علل رکود تورمی نپرداخته است.

در این تحقیق سعی بر آن است تا با استفاده از تجزیه و تحلیل کمی، دلایل رکود تورمی در ایران شناسایی گردد. برای این منظور از روش تصحیح خطا و تصحیح خطای آستانه­ای استفاده می­شود. با توجه به ویژگی‌های ساختاری اقتصاد ایران و مطالعات صورت گرفته، فرض بر این است که کسری بودجه‌های مداوم و تکانه‌های ارزی حاصل از درآمد نفت، بی‌انضباطی مالی دولت و سیاست انبساطی پولی از مهم‌ترین عوامل بروز این پدیده در کشور هستند. مطالعه‌ی حاضر در پنج بخش تنظیم شده است. بعد از مقدمه، در بخش دوم، ادبیات موضوع در شکل گیری رکود تورمی، مطرح شده و در بخش سوم و چهارم به ترتیب، تصریح مدل و روش‌های مورد استفاده جهت تخمین و نتایج آن ارایه می­گردد و در بخش آخر نتایج مورد بررسی قرار گرفته و راهکارهایی جهت رفع رکود تورمی و بهبود اوضاع اقتصادی بیان می­شود.

 

2. ادبیات موضوع

جهت بررسی نحوه‌ی شکل­گیری رکود تورمی، بحث با معرفی عوامل موثر در ایجاد تورم و رکود آغاز می­شود. رکود در اثر یکی از دو عامل «نارسایی تقاضای موثر» یا «تنگناهای طرف عرضه» حادث می‌شود. رکود ناشی از «تنگناهای بخش عرضه» غالبا در کشورهای توسعه نیافته به وقوع می‌پیوندد. زیرا در این کشورها زیرساخت‌های اقتصادی کارا وجود ندارد. از سوی دیگر، این کشورها با نرخ رشد جمعیتی بالا و تقاضای روزافزون روبه‌رو هستند که افزایش تقاضا به علت عدم امکان افزایش عرضه متناسب با آن منجر به افزایش قیمت‌ها می‌شود و تولید افزایش نمی‌یابد. در واقع در این وضعیت بخش حقیقی اقتصاد قدرت پاسخ‌گویی به انبساط پولی را ندارد و به رکود تورمی دچار می­گردد.

در یک دسته‌بندی کلی تورم به دو حالت تورم ناشی از فشار تقاضا و تورم ناشی از فشار هزینه‌ تفکیک می‌شود. تورم ناشی از فشار تقاضا به مفهوم وجود مازاد تقاضا (در بازار پول یا کالا) نسبت به عرضه در اقتصاد است. افزایش تقاضای کل باعث افزایش تقاضا برای نیروی کار و افزایش دستمزد می‌شود. مواد خام و ماشین‌آلات کمیاب شده و قیمت‌ها افزایش می‌یابند، بنابراین هزینه‌ی تولید بالا می‌رود و در نتیجه سطح عمومی قیمت‌ها افزایش می‌یابد و تورم ایجاد می‌شود و اگر سطح دستمزد کارگرها بالا بماند، کارفرمایان بخشی از نیروی کار را اخراج کرده و سطح تولید را کاهش می‌دهند و رکود تورمی عارض می‌شود. در تورم ناشی از فشار هزینه، افزایش هزینه‌های تولید یا افزایش قیمت سایر نهاده‌های تولید مانند مواد اولیه یا کاهش عرضه‌ی آنها، به هر دلیل در سمت عرضه‌ی اقتصاد باعث افزایش قیمت‌ها و تورم می‌شود که سبب می‌شود قدرت خرید کاهش یابد و بنگاه‌ها در عکس‌العمل به آن، تولید خود را کاهش دهند، بنابراین رکود نیز با تورم همراه شده و رکود تورمی شکل می‌گیرد.

آثار مثبت تورم، یکی از عوامل موثر بر افراط در زمینه اعمال سیاست‌های تورم‌زا (انبساطی) محسوب می‌شود. به این معنا که اول، تورم غیرقابل پیش‌بینی ارزش واقعی ذخیره‌ی بدهی دولت را کاهش می‌دهد. دوم، این کار سبب ایجاد مالیات تورمی می‌شود، سوم، تورم ملایم می‌تواند به رشد تولیدات داخلی کمک کند هنگامی که عرضه با کشش باشد، با تورم امکان افزایش سطح تولید وجود دارد و اگر اقتصاد از حالتی پایدار برخوردار باشد و تقاضای پول جنبه معاملاتی ـ احتیاطی داشته و سرعت گردش پول ثابت باشد،‌ سیاست افزایش نقدینگی، تورم قابل ملاحظه‌ای در پی نخواهد داشت (توبین 1972، سامرز 1991، کروگمن 1988).^[6] 

تبادل در تورم و بیکاری در منحنی فیلیپس سیاست‌گذاران را تشویق به پذیرش تورم بیش‌تر به قیمت کاهش نرخ بیکاری می‌کنند، زیرا نرخ بیکاری پایین­تر نسبتاً از مقبولیت بیش‌تری برای مقاصد سیاسی برخوردار است. تورم چه ناشی از فشار تقاضا و چه ناشی از فشار عرضه باشد، با استفاده از مکانیسم خود تسویه‌کننده، مازاد تقاضا را هر چند به قیمت کاهش اشتغال و تولید حقیقی حذف می‌کند. اما دولت‌ به منظور حصول مجدد سطح تولید اشتغال کامل با ابزارهای پولی و مالی در طرف تقاضا وارد عمل می‌شود و با دخالت خود سبب می‌شود مکانیسم خود تسویه‌کننده‌ی قیمت‌ها بی‌اثر شود. به عبارت دیگر، تورم را قانونی می­کنند.

اما در کشورهایی که بخش عرضه بی‌کشش یا کم‌کشش است افزایش نقدینگی و استمرار به کارگیری سیاست‌های انبساطی بخش تقاضا بیش از آن که سطح تولید و اشتغال را افزایش دهد، سبب شدت گرفتن تورم می‌شود و سیاست‌های انبساطی از دو طریق مختلف، یکی «تنگناهای بخش عرضه اقتصاد» و دیگری «انتظارات تورمی» سبب شدت گرفتن تورم شده و منفی شدن آثار مثبت آن شده و از طریق دامن زدن به تقاضای سفته بازی کالا سبب ضمیمه شدن پدیده تورم به رکورد اقتصادی یعنی ظهور پدیده رکود تورمی می‌شود. این مساله باعث شد منحنی فیلیپس در جریان تکاملی قرار گیرد. بنا به فرضیه نرخ طبیعی،‌ هرگاه تورم به طور ناگهانی ایجاد شود،‌ ولی از سوی دستمزد بگیران درک نشود، ممکن است افزایش قیمت هم نسبت به دستمزدهای اسمی، بیش‌تر باشد و پایین ‌آمدن دستمزدهای حقیقی، اشتغال را به طور موقت تحریک کند. اما چنین تبادلی ذاتا گذراست و در بلندمدت هنگامی که تورم‌های ناگهانی از بین می‌روند و انتظارات تحقق می‌یابند به طوری که دستمزدهای حقیقی در سطح قبلی نسبت به قیمت کالا دوباره برقرار می‌شوند، بیکاری به نرخ طبیعی (تعادلی) خود برمی‌گردد. این نرخ با همه نرخ‌های تورم کاملاً پیش‌بینی شده پایدار، سازگار است و معرف آن است که منحنی بلندمدت فیلیپس در نرخ طبیعی بیکاری به شکل خط عمودی است. به این مفهوم که نرخ تورم ثابت بالاتر نمی‌تواند الزاماً موجب کاهش دایمی در تعداد بیکاران شود تلاش برای کاستن بیکاری به میزانی پایین‌تر از نرخ طبیعی بیکاری در طول منحنی تبادل کوتاه‌مدت، تنها موجب جابه‌جایی منحنی‌های کوتاه‌مدت می‌شود (برانسون، 112:1386). با توجه به مطالبی که بیان شد در صورت وجود تنگناهای بخش عرضه در اقتصاد، آثار مثبت تورم ملایم به آثار منفی شتابان تبدیل گشته و معضل رکودی نیز با آن توام می‌شود و مشکل رکود تورمی ظاهر می­شود.

 

3. چارچوب نظری مدل

مدل تصحیح خطای آستانه‌ای (TAR_ECM) با تعمیم‌دهی معادله ECM و اضافه کردن مکانیسم خودهم‌بسته آستانه‌ای (TAR) به ECM  استاندارد به دست می‌آید. اگر X= (x₁, x₂, .  . . x_m) برداری از متغیرها و  رژیم‌های متفاوت از متغیر آستانه باشد در این صورت معادله مربوط به مدل TAR_ECM به صورت زیر خواهد بود:

(3)

 

 

 

که در آن  جمله تصحیح خطای تخمین زده شده است (باقیمانده مربوط به رابطه بلندمدت)، ∆  متغیر وابسته و ∆ , . . . ∆  وقفه‌هاشان متغیرهای مستقل در مدل تصحیح خطا هستند.   طول وقفه­ها،   متغیر آستانه و  پارامتر آستانه است. قابل ذکر است، در صورتی که سری‌های اصلی نامانا باشند، متغیر آستانه از میان تفاضل مرتبه اول یکی از متغیرهای برون‌زا و یا جمله تصحیح خطا انتخاب می­گردد. منطقه‌ای که توسط г نشان داده شده است، از میان مشاهدات مربوط به متغیر آستانه که به صورت صعودی مرتب شده­اند 15 درصد مقادیر بالا و پایین آن حذف گردیده است، انتخاب می­شود. مدل برای همه سطوح آستانه تخمین زده می‌شود. جمله خطا e به عنوان تولی اختلاف مارتینگیل[7] در نظر گرفته شده است. تابع I(q_t > γ) به صورت زیر تعریف می‌شود:

(4)                                                                                          

اگر  ضرایب رگرسیون (α,  ,  , . . . , )  و اگر  ضرایب رگرسیون ( , , . . . , )  خواهد بود. ضرایب اولین گروه مربوط به رژیم­های کمتر از سطح آستانه و ضرایب گروه دوم مربوط به رژیم های بالاتر از سطح آستانه است.  

در اغلب موارد مقدار آستانه­ای ناشناخته است و می‌بایست در کنار سایر پارامترهای مدل TAR  برآورد شود. خوشبختانه چان[8] (1993) روشی را برای حصول به برآوردی سازگار از مقدار آستانه‌ای ارایه داده است. در این روش، برای به دست آوردن مقدار آستانه ، معادله (3) را به ازای مقادیر مختلف آستانه (برای مثال برای هر ) برآورد کرده و برای هر رگرسیون مجموع مربعات باقیمانده‌ها S(γ) را محاسبه می‌کنیم. آستانه  مقداری است که S(γ) را حداقل می‌کند. آخرین گام از تخمین مدل تصحیح خطا مربوط به آزمون فرض صفر از مدل خطی و معنا­داری آستانه تخمین زده شده استفاده از آزمون نسبت درست‌نمایی و بوت استرپ است (مهرآرا و همکاران، 2010).

 

 

3. تصریح، تخمین و تفسیر مدل

در این مرحله از تجزیه و تحلیل، ابتدا داده­های مربوط به شاخص­های مورد استفاده در تحقیق از مجموعه آمارهای بانک مرکزی و بانک اطلاعات و داده­های مرکز آمار ایران، استخراج می­شود. متغیرهای تحقیق حاصل نتایج مطالعات بسیاری است که تاکنون انجام شده است. به طور کلی در مطالعاتی که مربوط به رکود تورمی در کشورهای توسعه یافته می­باشد ریشه­های اصلی این پدیده در سیاست‌های پولی و تکانه­های قیمت نفت عنوان می­شود و در کشورهای در حال توسعه و ایران، علل رکود تورمی علاوه بر سیاست‌های پولی و تکانه­های قیمت نفت مربوط به سیاست‌های مالی (هزینه و درآمدهای دولت) و تجارت خارجی (تراز پرداخت‌ها) می­باشد که همگی آنها در مدلی که در قسمت بعد تبیین می­شود، وارد می­گردد.

برای تبیین مدل، ابتدا آزمون­های ریشه واحد در مورد متغیرهای مدل انجام می­شود، سپس رابطه‌ی بلندمدت برآورد می­گردد و مهم‌ترین عوامل اثرگذار بر لگاریتم رکود تورمی(Misery) در بلند مدت شناسایی می­گردد، در ادامه با استفاده از باقیمانده­های رابطه‌ی بلند­مدت ( ) که از معادله (2) محاسبه می­گردد. مدل تصحیح خطا در دو حالت خطی و غیرخطی (آستانه‌ای) به وسیله داده­های سال‌های 89-1352 و نرم افزار Eviews7 تخمین زده می­شود.

هم‌چنین روش تصحیح خطای آستانه‌ای (TAR_ECM) به کارگرفته می­شود تا بررسی گردد که آیا رشد عوامل شناسایی شده به طور یکسان بر رکود تورمی اثر می­گذارند یا پس از عبور از یک سطح آستانه، اثرگذاری آن بر رکود تورمی متفاوت می­شود. بر اساس روش تصحیح خطا (ECM) معادله‌ی مربوط به شناسایی عوامل ایجادکننده رکود تورمی در ایران به صورت زیر تخمین زده می‌شود.

(1)

     

(2)                                                             

در معادله (1) متغیرها عبارتند از:

LMisery: لگاریتم مجموع نرخ تورم و نرخ بیکاری^[9]؛

LBd: لگاریتم کسری بودجه دولت[10]؛

LOilReve: لگاریتم درآمدهای نفتی؛

LMO: لگاریتم حجم نقدینگی؛

LTB: لگاریتم تراز پرداخت‌ها[11]؛

C: مقدار ثابت.

با توجه به نظریه‌ی بحث و  پیشینه‌ی تحقیق و مطالعاتی که توسط سایرین انجام شده است؛ انتظار می‌رود که پس از تخمین ضرایب، به جز شاخص تراز پرداخت‌ها، سایر متغیرها از جمله شاخص کسری بودجه دولت، حجم نقدینگی و درآمدهای نفتی اثر مثبت بر متغیر توضیحی، رکود تورمی (مجموع نرخ تورم و نرخ بیکاری) داشته باشند. بر اساس متون اقتصادسنجی به منظور تصریح مدل غیرخطی (آستانه­ای)، می‌بایست دو مرحله زیر انجام گیرد:

1. تصریح یک مدل تصحیح خطای خطی جهت ایجاد یک الگوی پایه جهت آزمون فرض صفر مبنی بر خطی بودن مدل.
2. تخمین مدل غیرخطی تصحیح خطای آستانه‌ای (TAR_ECM) بر پایه  ECM خطی.

مدل تصحیح خطای آستانه­ای (TAR_ECM) با تعمیم دهی معادله ECM و اضافه کردن مکانیسم خود هم‌بسته آستانه­ای (TAR) به ECM  استاندارد به دست می‌آید.

(3)

   

 پارامتر است و   متغیر موهومی می­باشد که به صورت زیر تعریف می­شود:

 

در الگوی تصحیح خطا (معادله 3)، متغیرهایی که حاوی ریشه‌ی واحد می‌باشند بر حسب تفاضل مرتبه‌ی اول و متغیرهای مانا بر حسب سطح لحاظ می‌شوند. پارامتر  بیانگر سطح آستانه مورد نظر می­باشد. معادله (3) ضریب رابطه میان نرخ رشد رکود تورمی و نرخ رشد کسری بودجه دولت را به دست می‌دهد، به عبارت دیگر؛ اگر نرخ رشد کسری بودجه دولت کوچک‌تر و یا مساوی با  باشد، اثر آن بر نرخ رشد رکود تورمی  خواهد بود، چنانچه نرخ رشد کسری بودجه دولت بیشتر از  باشد اثر یاد شده برابر  می­باشد.

سه معادله مشابه نیز تخمین زده می­شود که در هر کدام از آنها سایر ریشه­های رکود تورمی (کسری تراز پرداخت‌ها، درآمدهای نفتی و حجم نقدینگی) به عنوان متغیر آستانه­ای آورده می‌شوند.

انتظار ما بر این است که برای هر یک از ریشه‌های رکود تورمی، 0<  باشد یعنی رشد کسری بودجه دولت (یا سایر متغیرها از جمله : کسری تراز پرداخت‌ها، درآمدهای نفتی و حجم نقدینگی) بالاتر از K، نرخ رشد رکود تورمی را با ضریب بیشتری افزایش دهد، به بیان دیگر رشد بالاتر کسری بودجه دولت (یا سایر متغیرها از جمله: کسری تراز پرداخت‌ها، درآمدهای نفتی و حجم نقدینگی) منجر به تعمیق بیش‌تر رکود تورمی در کشور گردد. در اغلب موارد مقدار آستانه‌ای ناشناخته است و می­بایست در کنار سایر پارامترهای مدل   برآورد شود. همان طور که قبلا ذکر شد، چان^[12] (1993) روشی را برای دستیابی به برآوردی سازگار از مقدار آستانه­ای ارایه داده است.

 

4. نتایج تجربی

در ابتدا آزمون­های ریشه واحد را در مورد متغیرهای مدل انجام می­شود، سپس رابطه بلند­مدت برآورد می­گردد و مهم‌ترین عوامل اثرگذار بر (لگاریتم) شاخص رکود تورمی (تورم + بیکاری) در بلندمدت شناسایی می­گردد، در ادامه با استفاده از باقیمانده­های رابطه‌ی بلند­مدت، مدل تصحیح خطا در دو حالت خطی و غیرخطی (آستانه­ای) تخمین زده می­شود. به منظور تحلیل‌ هم انباشتگی مانایی متغیرهای مدل، با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته^[13] (ADF) مورد آزمون قرار می‌گیرد. نتایج آزمون ریشه واحد بیانگر آن است­که متغیر حجم نقدینگی (Mo) و کسری بودجه (BD) دارای ریشه واحد بوده و با یک بار تفاضل­گیری مانا می­شوند و درآمدهای نفتی (oilreve)، شاخص رکود تورمی (Misery) و تراز پرداخت‌ها (TB) مانا هستند. در تحلیل­های هم انباشتگی، وجود روابط بلندمدت اقتصادی آزمون و برآورد می­شوند. ایده‌ی اصلی در تجزیه و تحلیل هم‌انباشتگی آن است که اگرچه بسیاری از سری­های زمانی اقتصادی نامانا (‌حاوی روندهای تصادفی) هستند اما ممکن است در بلندمدت ترکیب خطی این متغیرها، مانا (و بدون روند تصادفی) باشند. یکی از آزمون­های هم‌انباشتگی، آزمون انگل ـ گرنجر^[14] (1987) است که بر مبنای آزمون مانا بودن باقیمانده­های یک رگرسیون صورت می­گیرد. اگر متغیرها هم انباشته^[15] باشند پس باید باقیمانده­های آنها انباشته از درجه صفر I(0)شوند. پس از تخمین معادلات زیر، نتایج آزمون هم‌انباشتگی انگل گرنجر حاکی از مانا بودن باقیمانده معادله (2) می­باشد. برای محاسبه مقادیر Conteg_t  ابتدا روابط بلندمدت میان متغیرهای مدل تخمین زده شده و سپس سری زمانی باقیمانده‌ از مدل محاسبه می­گردد. نتایج تخمین مدل به صورت جدول (1) می­باشد: 

 

جدول 1. نتایج تخمین روابط خطی بلندمدت

متغیرهای توضیحی	‍C	‍LTB	‍LBd	‍LMo	‍LOilreve	R2
	13- (8/2)	54/0-* (24/0)	43/0** (06/0)	017/0 (04/0)	49/0** (2/0)	64/0

* و ** به ترتیب نشان‌دهنده معناداری در سطح 1%و 5% هستند. اعداد داخل پرانتز خطای معیار ضرایب هستند.

 

 

4-1.‌ نتایج برآورد و تحلیل ضرایب کوتاه‌مدت

در این قسمت با استفاده از مقادیر باقیمانده رابطه بلندمدتConteg_t ، روش­های تصحیح خطا (ECM) و تصحیح خطای آستانه­­ای (TAR_ECM)، به بررسی اثر متغیرهای مورد نظر پرداخته ‌می‌شود:

 

4-1-1. مدل تصحیح خطای خطی (ECM)

با توجه به ادبیات نظری و مطالعات تجربی در رابطه با علل پیدایش و تشدید رکود تورمی در کشور، در ادامه به تصریح و برآورد الگوی خطی با استفاده از روش تصحیح خطای خطی (ECM) پرداخته می­شود.

 

 

 

جدول 2. نتایج تخمین روابط خطی کوتاه‌مدت (ECM)

متغیرهای توضیحی	‍C	‍ ecointeg(-1)	‍D(LTB)	‍D(LBd)	‍D(LMo)	‍D(LOilreve)	R2
	*33/0- (09/0)	*93/0- (15/0)	**42/0- (17/0)	**32/0 (157/0)	*64/1 (4/0)	*64/0 (2/0)	79/0

*و** به ترتیب نشان‌دهنده معناداری در سطح 1%، 5% هستند. اعداد داخل پرانتز خطای معیار ضرایب هستند.

 

نتایج حاصل از مدل­های برآورد شده در جدول (2) نشان می­دهد که کلیه ضرایب برآورد شده به لحاظ آماری معنادار بوده و دارای علامت مورد انتظار می­باشند. به جز متغیر نرخ رشد شاخص تراز پرداخت‌ها، ضرایب سایر متغیر­های نرخ رشد نقدینگی، نرخ رشد شاخص کسری بودجه و نرخ رشد درآمدهای نفتی در الگوی برآوردی مثبت است. به این معنا که کلیه‌ی متغیرهای در نظر گرفته شده در مدل، علل رکود تورمی در کشور می­باشند و در ایجاد و تعمیق این معضل در کشور دخیل‌اند. ضریب برآوردی تصحیح خطا، 93/0- بوده که معنا­دار و دارای علامت مورد انتظار(منفی) می­باشد. این بدین معناست که انحراف محصول از مقدار تعادلی­اش بر رشد اقتصادی کوتاه‌مدت به گونه­ای اثر می­گذارد که سطح محصول به میزان تعادل بلندمدت خود دست می­یابد.

4-1-2. مدل تصحیح خطای غیرخطی (TAR_ECM)

همان طور که پیش‌تر بیان گردید مدل تصحیح خطای آستانه‌ای (TAR_ECM) با تعمیم دهی معادله ECM)) و اضافه نمودن مکانیسم خود همبسته آستانه­ای (TAR) به ECM)) استاندارد تصریح و برآورد می­گردد. الگوهای برآورد شده به صورت غیرخطی در جدول (3) گزارش می‌شود. هر یک از الگوها، به بررسی اثرات غیرخطی یکی از ریشه‌ها بر رکود تورمی اختصاص دارد. در برآورد این الگوها، اثرات رشد این شاخص­ها بر رکود تورمی در دو رژیم بالا و پایین نرخ رشد ریشه­ها بررسی می‌گردد. به بیان دیگر در این الگوها به دنبال پاسخ به این سوال هستیم که آیا رشد شاخص مورد نظر به طور یکسان بر رشد رکود تورمی اثرگذار است یا پس از عبور از یک سطح آستانه اثرگذاری آن بر رشد رکود تورمی متفاوت خواهد بود؟

 

 

 

 

جدول 3. نتایج تخمین روابط غیرخطی کوتاه­مدت

4	3	2	1	متغیرهای توضیحی
024/0- (016/0)	016/0- (016/0)	026/0- (016/0)	24/0- (015/0)	‍C
21/0-* (051/0)	2/0-* (05/0)	22/0-* (052/0)	17/0-* (05/0)	ecointeg(-1)
75/0-* (13/0)	83/0-* (11/0)	78/0-* (12/0)	56/1-* (2/0)	D(LTB)
60/0* (1/0)	164/0 (10/0)	77/0* (15/0)	48/0* (09/0)	D(LBd)
64/0* (15/0)	41/0-*** (22/0)	62/0* (16/0)	29/0** (14/0)	D(LMo)
34/1* (22/0)	69/0* (14/0)	72/0* (15/0)	87/0* (14/0)	D(LOilreve)
-------	-------	-------	09/1* (23/0)	‍(D (LTB)>= -0.38)*D(LTB)
-------	-------	49/0-** (19/0)	-------	(D(LBd))>=- 0.4)*D(LBd)
-------	57/1* (3/0)	-------	-------	(D(LMo)>=0.28)*D(LMo)
1/1-* (30/0)	-------	..........	-------	(D(LOilreve)>=- 0.29)*D(LOilreve)
48/0	52/0	45/0	51/0

*، ** و *** به ترتیب نشان‌دهنده معناداری در سطح 1%، 5% و10% هستند. اعداد داخل پرانتز خطای معیار ضرایب هستند.

 

تفسیر ضرایب الگوی اول

متغیر آستانه در این مدل نرخ رشد تراز پرداخت‌ها (LTB) در نظر گرفته شده است. بر اساس الگوی برآورد شده و با توجه به معنا­داری متغیر سطح آستانه (که در این مدل 38- درصد برآورد شده است) می­توان نتیجه گرفت که رابطه غیرخطی میان رشد شاخص تراز پرداخت‌ها و رشد رکود تورمی وجود دارد. به گونه­ای که تا قبل از سطح آستانه یاد شده، رشد این شاخص اثر 56/1- درصدی بر رشد رکود تورمی دارد، اما پس از عبور نرخ رشد این شاخص از سطح آستانه، شاخص تراز پرداخت‌ها که از نسبت صادرات کالا و سرمایه بر واردات کالا و سرمایه تشکیل گردیده، با ضریب 47/0- = ((56/1-)+ 09/1) رشد رکود تورمی را تحت تاثیر قرار می­دهد. پس اگر نرخ رشد تراز پرداخت‌ها بیش از 38- درصد نباشد اثر بزرگ‌تری بر مجموع نرخ بیکاری و تورم در کشور دارد. علامت منفی بیان می­کند که زمانی که رشد شاخص تراز پرداخت‌ها از سطح آستانه عبور می‌کند، منجر به تشدید رکود تورمی در کشور می­شود. در این مدل وجود ضریب معنا­دار تصحیح خطا با علامت مورد انتظار تضمین‌کننده برگشت سطح محصول به میزان تعادلی بلند مدت خود پس از یک انحراف از مقدار تعادلی­اش می‌باشد.

تفسیر ضرایب الگوی دوم

متغیر آستانه در این مدل نرخ رشد کسری بودجه دولت (LBd) است که بر اساس الگوی برآورد شده در سطح 95 درصد معنا­دار می­باشد و مقدار آن40- درصد برآورد شده است. بنابراین رابطه غیرخطی میان رشد شاخص کسری بودجه دولت و رشد رکود تورمی وجود دارد. به طوری که تا قبل از سطح آستانه، رشد این شاخص اثر 77/0 درصدی بر رشد رکود تورمی دارد، اما پس از عبور نرخ رشد این شاخص از سطح آستانه، شاخص کسری بودجه دولت که از نسبت هزینه­های دولت بر درآمدهای آن تشکیل گردیده، با ضریب 28/0 = ((77/0)+49/0-) رشد رکود تورمی را تحت تاثیر قرار می­دهد. بنابراین رشد شاخص کسری بودجه دولت بیش از 40- درصد اثر کوچک‌تری در تشدید رکود تورمی دارد. علامت مثبت بیان می­کند که هنگامی که رشد شاخص کسری بودجه دولت از سطح آستانه عبور می­کند، منجر به تشدید رکود تورمی در کشور می­شود. سایر متغیرهای این الگو از جمله ضریب تصحیح خطا، معنادار بوده که تفسیر آنها مشابه با تفاسیر بیان شده در قبل می­باشد.

تفسیر ضرایب الگوی سوم

در این مدل متغیر آستانه نرخ رشد حجم نقدینگی(LMo) می­باشد که در سطح 99 درصد و با مقدار 28 درصد معنادار است. بنابراین وجود رابطه غیرخطی میان حجم نقدینگی و رکود تورمی مورد تایید قرار می­گیرد. به این معنا که تا قبل از سطح آستانه رشد حجم نقدینگی با ضریب 41/0- بر رشد رکود تورمی اثر می­گذارد اما بعد از عبور شاخص مورد نظر از سطح آستانه، با ضریب 16/1 =(57/1+41/0-) بر رشد رکود تورمی اثر می­گذارد. بنابراین افزایش رشد حجم نقدینگی بیش از سطح آستانه منجر به عمیق­تر شدن رکود تورمی در کشور می­گردد. علامت منفی مربوط ضریب تصحیح خطا نشان‌دهنده تعدیل رابطه کوتاه­مدت به مقدار بلندمدت خود بعد از یک انحراف کوچک از مقدار تعادلی­اش می­باشد.

تفسیر ضرایب الگوی چهارم

نرخ رشد درآمدهای نفتی(Loilreve) متغیر آستانه آورده شده در این مدل می­باشد. نتایج تخمین نشان می­دهد که متغیر سطح آستانه با مقدار 29- درصد معنا­دار می­باشد که بیانگر وجود رابطه غیرخطی میان نرخ رشد درآمدهای نفتی و رشد رکود تورمی است. بنابراین در صورتی که نرخ رشد درآمدهای نفتی از سطح آستانه کوچک‌تر باشد اثر آن بر رشد رکود تورمی 34/1 می­باشد و چنانچه نرخ رشد این شاخص از سطح آستانه عبور کند، به ازاء هر یک واحد،  با ضریب 24/0 = ((1/1-)+34/1) موجب تشدید رکود تورمی در کشور می­گردد. به عبارت دیگر در صورتی که نرخ رشد درآمدهای نفتی از مقدار آستانه 29- درصد عبور کند اثر کوچک‌تری در تشدید بیکاری و تورم در کشور دارد. سایر متغیرها نیز همگی معنادار بوده و علامت­های مورد انتظار را دارند.  ضریب تصحیح خطا نیز با علامت منفی نشان‌دهنده برگشت رابطه کوتاه مدت به سمت مقدار بلندمدت خود است.

 

5. نتیجه­گیری

کشور ما سال‌هاست که به معضل رکود تورمی دچار شده است و با توجه به ویژگی­های این شرایط، اتخاذ سیاست‌های اقتصادی به گونه­ای که سازگار با یکدیگر عمل کنند و هر دو معضل رکود و تورم را هم‌زمان درمان کند بسیار ضروری و الزامی می­باشد. اجرای سیاست‌هایی که منجر به بهبود اوضاع اقتصادی کشور شود بسیار سخت و دشوار است و نیاز به دقت و مطالعه زیاد دارد. یکی از راهکارهای خوب برای حل این مشکل، شناسایی علل و ریشه­های ایجاد و تشدید رکود تورمی در کشور است که مسیر اتخاذ سیاست‌ها را روشن می­کند و سپس تعیین حد آستانه نرخ رشد هر یک از علل که اندازه و حدود سیاست‌ها را مشخص می­کند. جهت پیش‌برد این اهداف، در این مطالعه از داده­های سال‌های 89-1352، نرم افزار Eviews7، روش خطی تصحیح خطا (ECM) و روش غیرخطی، تصحیح خطای آستانه­ای (TAR_ECM) بر پایه ادبیات و نظریه تحقیق استفاده می­شود. بر طبق نتایج رابطه خطی، تراز پرداخت‌ها، درآمدهای نفتی، کسری بودجه دولت و حجم نقدینگی ریشه­های رکود تورمی در کشور هستند. در این میان بیش‌ترین تاثیر را بر رکود تورمی متغیر رشد نقدینگی با ضریب 64/1 و بعد از آن رشد درآمدهای نفتی با ضریب64/0 دارند. در مرحله بعد، مدل تصحیح خطای آستانه در چهار مدل برآورد می­شود که در هر یک از آنها رابطه غیرخطی رشد یکی از متغیرها با رشد رکود تورمی و مقدار آستانه نرخ رشد علل رکود تورمی بررسی می­گردد. نتایج مدل‌ها نشان می­دهد که در صورت عبور نرخ رشد هر یک از علل و ریشه­های رکود تورمی از سطح آستانه­، تاثیر آنها بر رشد رکود تورمی تغییر می‌کند. زمانی که نرخ رشد متغیر حجم نقدینگی از مقدار آستانه خود (28درصد) عبور می­کند باعث تشدید رکود تورمی در کشور می­گردد در حالی که قبل از سطح آستانه منجر به بهبود رکود تورمی در کشور می­شود. بنابراین اگر حجم نقدینگی بیش‌تر از 29 درصد رشد نکند حتی می­تواند به عنوان ابزاری جهت بهبود رکود تورمی استفاده شود. همین طور نرخ رشد کسری بودجه دولت اگر کم‌تر از40- درصد باشد اثر بزرگ‌تری (77/0 ) در تشدید رکود تورمی دارد درحالی که بعد از عبور نرخ رشد کسری بودجه دولت از سطح آستانه تاثیر آن بر رکود تورمی کوچک‌تر(28/0) می­شود. هنگامی که نرخ رشد درآمدهای نفتی و کسری تراز پرداخت‌ها کمتر از سطوح آستانه به ترتیب­ 29- درصد و 38- درصد باشد در این صورت اثر بیش‌تری در تشدید رکورد تورمی دارند. با توجه به ادبیات تحقیق و برآوردهای حاصل از تخمین مدل­ها، می­توان متغیرهای حجم نقدینگی، کسری تراز پرداخت‌ها، کسری بودجه دولت و درآمدهای نفتی را به عنوان علل و تشدیدکننده رکود تورمی در کشور جهت مسیریابی راهکارهای خروج از این معضل معرفی کرد. هم‌چنین وجود رابطه غیرخطی میان رشد متغیرها و رشد رکود تورمی در کشور می­تواند اندازه و مقدار هرگونه راهکار و سیاستی را با دقت بیش‌تری تعیین کند.

---

¹  Chung-Rou Fang, Shih-Yi You

² Ajmad,Rashid; Din , Musleh-ud and Qayyum, Abdul

³ Alan S. Blinder , Jeremy B. Rudd

⁴ Tian Hongzhi

⁵ Lutz Kilian

¹ Tobin (1972), Summers (1991), Krugman (1988)

¹ Martingale

² Chan (1993)

[9] با توجه به این که که نرخ بیکاری خیلی بهتر از رشد GDP می­تواند رکود اقتصادی را نشان دهد  و از آنجا که رکود تورمی شرایطی است در کشور که اقتصاد در رکود به سر می برد (نرخ بیکاری  بالا) و تورم بالا است، به این ترتیب شاخص بدبختیMisery) ) که از مجموع نرخ بیکاری و تورم تشکیل شده است به خوبی می­تواند با افزایش خود عمیق­تر شدن رکود تورمی در کشور را نشان دهد. 

^[10] از آنجا که مقادیر کسری بودجه دولت منفی نیز بوده و در لگاریتم­گیری اشکال ایجاد می­کند از شاخص دیگر که از تقسیم هزینه‌های دولت بر درآمدهای آن تشکیل گردیده، استفاده می­شود.

^[11]در رابطه با تراز پرداخت‌ها نیز به دلیل وجود ارقام منفی، از شاخص دیگر که از تقسیم صادرات کالا و سرمایه بر واردات کالا و سرمایه تشکیل گردیده، استفاده می­شود.

^[12] Chan (1993)

^[13] Augmented Dickey- Fuller Test

^[14] Engle-Granger

^[15] Cointegrated

مراجع

منابع

-         برانسون، ویلیام (1386). تئوری و سیاست‌های اقتصاد کلان. ترجمه عباس شاکری، نشر نی، تهران.

-         بهمنی اسکویی، محسن(1382). منشاء رکود تورمی در یک کشور نفتی: شواهدی از ایران. پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، 12(26).

-         تقوی، مهدی، غروی نخجوانی، سید احمد (1382). تورم رکودی در اقتصاد ایران. پژوهش‌نامه اقتصادی،3(9): 13-70.

-         جعفری صمیمی، احمد، محمودزاده، محمود، شادابی، لیلا (1389). آزادسازی اقتصادی و تورم: یک تحلیل بین کشوری. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 3 (2(8)): 46-27.

-         حیدری، سید عباس، فلاح شمس، میرفیض، فضل اللهی، حسین، کردلویی، حمیدرضا (1389). بررسی تاثیر تورم و پول غیر ملی بر متغیرهای اساسی اقتصاد با استفاده از رهیافت خودرگرسیون برداری (VAR). مجله حسابداری مدیریت،3 (7):50-41. 

-         داده‌های سری زمانی بانک مرکزی، www.bmi.ir .

-         عباسی­نژاد، حسین، تشکینی، احمد(1390). اندازه­گیری تورم پایه در اقتصاد ایران(رویکرد مبتنی بر مدل). مجله تحقیقات اقتصادی، (94): 87-67.

-         کمیجانی، اکبر، نقدی، یزدی (1388). بررسی ارتباط متقابل بین تولید و تورم در اقتصاد ایران (با تاکید بر تولید بخشی). پژوهشنامه علوم اقتصادی، 9 (1(32)): 124-99. 

-         مرکز آمار ایران، www.amar.org.ir.

-         Ajmad, R.. D, M., & Qayyum, A. (2011). Pakistan: Breaking out of stagflation into sustained growth. Pakistan instittute of development economics Islamabad Pakistan. The Lahore Journal of Economics. 16: 13-30.

-         Blinder. A. S., & Rudd. J. B. (2010).The supply-shock explanation of the great stagflation revisited. Paper presented at the NBER conference on the great inflation, Woodstock, VT, February revision.

-         Chan, K. S. (1993). Consistency and Limiting Distribution of the Least Squares Estimator of aThreshold Autoregressive Model. The Annals of Statistics, 21, 520-533.

-         Chung-Rou , F., & Shih-Yi, Y. (2013). The impact of oil price shocks on the large emerging countries' stock prices: Evidence from China, India and Russia.International Review of Economics & Finance.

-         Green, W.H. (2003). Econometric analysis. New Jersey, Prentice-Hall Inc.

-         Hongzhi,T. (2010). Effect of oil price shocks on Japan ‘s Economy: A DSGE approach. International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887 Issue 42, http://www.eurojournals.com/finance.htm .

-         Huang, Y. (2008). will China fall into stagflation?. China’s dilemma, Co-Published with Asia pacific press, published  july, isbn 9781921536038 (online).  http://epress.anu.edu.au/china_dilemma/pdf/ch02.pdf.

-         Kilian ,L. (2009). Oil price shocks, monetary policy and stagflation. Prepared for the Conference on Inflation in an Era of relative price shocks to be held in Münster, Sydney, and August.

-         Krugman, P. (1988). Financing vs. forgiving a debt overhang. Journal of Development Economics, 29(3): 253-268.

-         Mehrara, M., & Maki, M., & Tavakolina, H. (2010). The relationship between oil revenues and economic growth, using threshold methods (the case of Iran). OPEC Energy Review.

-         NBER Program(s):   ME. www.nber.org/papers/w7547. Recession and Inflation in World Economy, in: www.investopedia.com.

-         Summers,L. H. (1991).The scientific illusion in empirical macroeconomics. The Scandinavian Journal of Economics, 93(2):129-148.

-         Tobin, J. (1972). technological development and employment. Cowles foundation discussion papers, 348. Cowles Foundation for Research in Economics, Yale University.