تأثیر ثروت بر مصرف بخش خصوصی در ایران

امامقلی پور, سارا; عاقلی, لطفعلی

همایش سردبیران نشریات علمی دانشگاه آزاد اسلامی

سامانه یکپارچه نشریات علمی دانشگاه آزاد اسلامی

تعداد نشریات	418
تعداد شماره‌ها	10,005
تعداد مقالات	83,629
تعداد مشاهده مقاله	78,551,196
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	55,710,748

تأثیر ثروت بر مصرف بخش خصوصی در ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 4، دوره 6، شماره 18، تیر 1391، صفحه 61-81 اصل مقاله (274.98 K)

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

سارا امامقلی پور^* ¹؛ لطفعلی عاقلی²

¹استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد رودهن

²استادیار دانشگاه تربیت مدرس

چکیده

در این مقاله، اثر ثروت(دارایی) مالی بر مصرف بخش خصوصی مورد آزمون قرار می گیرد. برآورد مدل خودرگرسیون برداری باوقفه های توزیعی(ARDL) با استفاده از داده های فصلی 1375:1 تا 1389:4 نشان می دهد که در کوتاه مدت و بلندمدت، میل نهایی به مصرف ناشی از درآمد قابل تصرف به ترتیب 361/0و 686/0 و میل نهایی به مصرف ناشی از ثروت مالی به ترتیب 261/0 و 497/0 می باشند. هم چنین الگوی تصحیح خطا نشان دهنده تعدیل عدم تعادل های کوتاه مدت با ضریب 525/0- است که سرعت تعدیل نسبتاً مناسبی محسوب می شود.

کلیدواژه‌ها

ثروت مالی؛ درآمد قابل تصرف؛ مصرف؛ ایران

اصل مقاله

1.مقدمه

در اقتصاد کلان، رفتار و عادات مصرفی افراد و خانوارهای مختلف در مصرف بخش خصوصی، جمع بندی می شود. در شرایط عادی، با افزایش درآمد، مصرف نیز افزایش می یابد و با گسترش طیف مصرف کالاها و خدمات، بر میزان رفاه افزوده می شود. اما در شرایط رکود و تقلیل درآمدهای حقیقی، مصرف به طور معکوس تحت تأثیر قرار می گیرد؛ اما لزوماً به دلیل چسبندگی مصرف به سطح قبلی بر نمی گردد. به بیان دیگر، میزان کاهش مصرف کمتر از کاهش قدرت خرید واقعی است. هم چنین انتظارات از وقایع اقتصادی آینده، عدم اطمینان شغلی، بُعد خانوار، ساختار سنتی، تقلید رفتار و عادات مصرفی از عوامل موثر بر مصرف بخش خصوصی محسوب می شوند.

پشتوانه مالی قوی که تحت عنوان ثروت یا دارایی حقیقی می توان از آن نام برد در کنار متغیرهای دیگری چون درآمد و درآمد قابل تصرف بر رفتار مصرفی در بخش خصوصی اثر تعیین کننده دارد. طبیعی است افرادی که علاوه بر درآمد ثابت خود، منابع درآمدی دیگری از محل املاک و مستغلات و سرمایه گذاری در سهام و امثال آن دارند، نسبت به افرادی که تنها متکی به درآمد کاری خود هستند، از دایره عمل بیشتری در تنظیم رفتارهای مصرفی خود برخوردار هستند. به همین جهت، در این مقاله، اثر ثروت(دارایی) مالی مورد تأکید قرار گرفته است. ثروت مالی از طریق مالیات های دولتی و سیاست های پولی از جمله تعیین نرخ سود سپرده ها تحت تحت تأثیر قرار می گیرد. با توجه به اهمیت ثروت مالی در مصرف جمعی، هدف این مقاله است که ضمن مطالعه متغیرهای اقتصادی موثر بر مصرف بخش خصوصی، میزان اثرگذاری ها را برآورد نماید.

پس از مقدمه، ابتدا در بخش اول به مبانی نظری موضوع تحقیق اشاره می شود. سپس مطالعات تجربی در بخش دوم ارائه می شود و پس از معرفی مدل و تخمین آن در بخش سوم، نتیجه گیری و پیشنهادات مقاله بیان می گردد.

2.مبانی نظری

در نظام حساب های ملی مبتنی بر روش هزینه ها، مصرف بخش خصوصی، یکی از اجزای اصلی محاسبه تولید ناخالص داخلی و درآمد ملی است. مطابق نسخه 1993 نظام حسابهای ملی[1]، هزینه های مصرفی خانوارها شامل هزینه های خانوارهای مقیم بابت مصرف کالاها و خدمات بوده و هزینه های مربوط به دارایی های ثابت (نظیر مستغلات ) و اشیاء قیمتی را در بر نمی گیرد.

مطابق سند مذکور، هزینه خانوار بابت اجاره املاک و مستغلات مسکونی، هزینه مصرفی نهایی تلقی می گردد. هم چنین ارزش احتسابی خدمات مستغلات مسکونی تحت اختیار مالک، به عنوان هزینه مصرفی نهایی وی ثبت می گردد. مهم ترین هزینه های مصرفی نهایی خانوار که شامل ارزش احتسابی کالاها و خدمات تولید و مصرف شده توسط خانوارها نیز می گردد عبارتند از:

١- مواد غذایی و سایرکالاهای کشاورزی که توسط کشاورزان تولید و مصرف می گردد.

٢- انواع دیگر کالاها که توسط بنگاههای غیرشرکتی تحت تملک خانوارها تولید شده و به مصرف اعضاء بنگاه می رسد.

٣- خدمات مستغلات مسکونی که توسط مالک مستغلات تولید شده و به مصرف می رسد.

٤- خدمات خانگی یا سایر خدماتی که توسط خانوار به منظور خود مصرفی تولید می شود، نظیر خدمات مستخدم، آشپز، باغبان، راننده شخصی و مانند آن.

علاوه بر موضوع خودمصرفی، ارزش احتسابی تأمین کالاهای مصرفی خانوارها به صورت تهاتری- بر مبنای ارزش بازاری کالاها- در سبد کالاهای مصرفی خانوار منظور می شود. دریافت درآمد های غیرپولی توسط خانوارها نیز به عنوان هزینه های مصرف نهایی خانوارها ثبت می گردد. هزینه کارمزد احتسابی خدمات مالی دریافتی خانوارها از موسسات مالی نیز باید در هزینه مصرف نهایی خانوارها ثبت شود. ازمجموع مصارف نهایی خانوارها، مصرف نهایی بخش خصوصی به دست می آید.

در بُعد نظری، نظریه در تبیین مصرف بخش خصوصی، نظریه کینز است که در آن مطابق با "قاعده روانشناسی مصرف"، میزان افزایش مصرف کمتر از میزان افزایش درآمد است و موجب میل نهایی به مصرف کمتر از یک می شود. این نظریه در کتاب معروف کینز به نام «نظریه عمومی اشتغال، بهره و پول» در سال 1946 ارائه شده است.

دوزنبری[2](1949) مصرف یک فرد را علاوه بر سطح درآمد خود، وابسته به توزیع درآمد و مصارف سایر افراد جامعه می داند. علاوه بر این، مصرف فعلی همزمان از سطح فعلی درآمد مطلق و درآمد نسبی تأثیر می پذیرد و موجب ایجاد "اثر چرخ دنده ای" می شود، یعنی با کاهش سطح درآمد، فرد برای حفظ استاندارد زندگی، مصرف را به همان نسبت کاهش نمی دهد. تفکیک دوره های کوتاه مدت و بلندمدت و استفاده از تابع مطلوبیت برای استخراج تابع مصرف از نوآوری های وی نسبت به کینز می باشد.

تابع مصرف دوزنبری، تعدیلاتی را برای عادات یا سطح زندگی در بر می گیرد. با وجود تکانه های درآمدی، اثرات آنها بر مصرف متفاوت خواهد شد. به اعتقاد وی، عادات مصرفی در سطوح درآمدی بالا شکل می گیرند که به هنگام اُفت درآمد، به طور کامل قابل ترک نیستند. وی این اثرات را در تابع مصرف (1) لحاظ کرده است:

(1)

که حداکثر سطح درآمدی قبل از دوره زمانی t است. بنابراین، عادات مصرفی ایجاد شده در زمان درآمد بیشینه، بر تصمیمات مصرفی دوره حال تأثیر می گذارند.

آندو[3] و مودیگلیانی[4](1963) فرضیه دیگری با عنوان «فرضیه دوره زندگی» ارائه داده اند. آنها با تفکیک عمر افراد به سه دوره جوانی، میان سالی و پیری، بافت جمعیتی را در روندهای بلندمدت مصرف جمعی با اهمیت دانسته اند. مطابق این فرضیه، مصرف حقیقی به درآمد ناشی از کار و خالص ثروت حقیقی خانوارها بستگی دارد. به عبارت دقیق تر، اگر درآمد ناشی از کار حدود 100 واحد افزایش یابد، مطابق مدل تجربی آندو- مودیگلیانی، مصرف جاری حدود 70 واحد افزایش می یابد. اما اگر ثروت حقیقی خانوارها 100 واحد بیشتر شود، بر مصرف جاری حدود 6 واحد افزوده می شود.

فریدمن[5](1957) نیز "فرضیه درآمد دائمی" را در خصوص مصرف مطرح کرده است. مصرف در فرضیه وی از بهینه یابی بین دوره ای سطح مطلوبیت(رفاه) افراد حاصل می شود. وی معتقد است که مصرف به درآمد دائمی() بستگی دارد که از حاصل ضرب نرخ بازدهی(نرخ بهره r) در ارزش فعلی درآمدهای فرد(PV) حاصل می شود(). وی به مشخصه های نامرئی درآمد (مثل درآمد دائمی و درآمد موقتی) توجه کرده و ثروت را به طور ضمنی در تابع مصرف لحاظ کرده است (). رابطه (2) تابع مصرف فریدمن را مطابق با انتظارات تطبیقی به دست می دهد:

(2)

که جمله ()، پارامتر انتقال تابع مصرف و ، معرف تابع مصرف بلندمدت فریدمن است.

هال^{^[6]} (1978)، مدل"گام تصادفی" مصرف را ارائه داد. وی "انتقاد لوکاس" را در مدل سازی مصرف پیاده کرد و از طریق حداکثرسازی مطلوبیت بین دوره ای افراد، ایده " انتظارات عقلایی" را در مدل های مصرف وارد کرد. ساده ترین فرم تابع مصرف هال به صورت رابطه (3) نوشته می شود:

(3)

که ، به ترتیب سطح کل مصرف در دوره کنونی و دوره گذشته و مصرف موقتی دوره گذشته و و درآمد دوره قبل است. پارامترهای همگی مثبت هستند.

مدل محدودیت نقدینگی از دیگر نظریه های توضیح دهنده مصرف است. در این مدل که توسط پیساریدس[7] (1978) ارائه شده، محدودیت های نقدینگی از عدم تمایل بانک ها به اعطای وام های مصرفی در ازای بازپرداخت اصل و فرع آن از منابع و درآمدهای آینده، حاصل می شود زیرا وام گیرندگان و بانک ها هردو نسبت به درآمدهای آینده نامطمئن هستند. دومین انگیزه عدم تمایل بانک ها، ریسک نکول(عدم بازپرداخت) بدهی ها توسط گیرندگان وام است. ترکیب این عوامل سبب اعمال سقف های اعتباری توسط بانک ها می شود. در صورت قبول این نظریه، تابع مصرف به صورت رابطه (4) خواهد بود:

(4)

که خالص درآمد جاری(درآمد جاری منهای بازپرداخت تعهدات) و a دارایی های حقیقی فرد است.

3- پیشینه تحقیق

در داخل کشور مطالعات بسیار محدودی در خصوص ملاحظه اثر ثروت در تابع مصرف جمعی صورت گرفته است. عزیزی(1388) به بررسی اثر ثروت بازار سهام بر مصرف بخش خصوصی پرداخته و با استفاده از آمار فصلی دوره 86-1370 این اثر را مورد آزمون قرار داده است. نتایج، حاکی از یک رابطه مثبت معنی دار میان ثروت بازار سهام و مصرف بخش خصوصی در ایران است.

احمد و همکاران(1387)، تابع مصرف بخش خصوصی را با روش خود توضیح برداری با وقفه های گسترده (ARDL) و با استفاده از داده های سالانه 82-1338 تخمین زده و نتیجه گرفته اند که میل نهایی به مصرف بلندمدت و کوتاه مدت بخش خصوصی از درآمد قابل تصرف، به ترتیب برابر با 49/0 و 37/0 است. از سوی دیگر، حجم نقدینگی واقعی(به عنوان جانشینی برای ثروت حقیقی جامعه) اثر مثبت و معناداری بر روی هزینه های مصرفی بخش خصوصی داشته است.

فخرایی و منصوری(1387) به تخمین و تحلیل تابع مصرف بلند مدت و کوتاه مدت برای گروه های درآمدی با استفاده از تخمین تابع به روش ARDLدر دوره 85-1361 پرداخته و میل نهایی به مصرف بلند مدت را برای گروه با درآمد پایین 97/0، برای گروه با درآمد بالا 66/0 و برای کل گروه 81/0 برآورد کرده اند. میل نهایی به مصرف کوتاه مدت نیز 55/0 برآورد شده است.

زراء نژاد(1382) تابع مصرف ایران را به تفکیک مناطق شهری و روستایی و نیز کالاهای بی دوام و با دوام طی سال های 77-1353 تخمین زده و نتیجه گرفته که نظریه فریدمن در مقایسه با نظریات کینز، دوزنبری و مودیگلیانی قدرت بیشتری در تبیین رفتار مصرفی جامعه ایرانی دارد و در بلند مدت میل نهایی به مصرف در ایران ثابت و برابر با میل متوسط به مصرف است.

کرمانشاهی(1368) با انتخاب نظریه کینز و فریدمن، مدل مصرف را با داده های ایران در دوره 1340 تا 1360 تخمین زده و درآمد قابل تصرف را محاسبه نموده است. وی درآمد قابل تصرف را مجموع هزینه های مصرفی بخش خصوصی و پس انداز بخش خصوصی گرفته است. میل نهایی به مصرف در طول سالهای ۱۳۴۰ به بعد بطور متوسط رقم 69/0 را نشان میدهد. از سوی دیگر تخمین مدلها بر اساس هزینه های مصرفی بی دوام نشان می دهد که با افزایش یک درصد در درآمد قابل تصرف، مصرف کالاهای بی دوام- برای دوره های قبل و بعد از جنگ تحمیلی- به طور متوسط 72 درصد افزایش می یابد.

در مطالعات خارجی، تنوع نسبتاً زیادی در خصوص برآوردهای تجربی نظریه های مصرف با لحاظ اثر ثروت دیده می شود. پلتونن و همکاران^{^[8]}(2012) با داده های ترکیبی 14 اقتصاد نوظهور، اثرات ثروت بر مصرف را تخمین زده اند. آن ها با استفاده از تکنیک های اقتصادسنجی پیشرفته و داده های فصلی نشان می دهند که یک افزایش 10 درصدی در قیمت های مسکن منجر به افزایش مصرف خصوصی بین 28/0 درصد تا 5/0 درصد و افزایش 10 درصدی قیمت های سهام منجر به 26/0 درصد تا 30/0 درصد افزایش در مصرف خصوصی می شوند و هنگامی که ثروت پولی(اسمی) به میزان 10 درصد افزایش می یابد، مصرف به میزان 43/0 درصد تا 54/0 درصد بیشتر می شود.

کیجانو^{^[9]}(2012) یک مدل سنتی قیمتگذاری دارایی تحت مطلوبیت نمایی(توانی)^{^[10]} و نرمال بودن لگاریتمی بازدهی انتظاری سهام و مصرف انتخاب می کند و نسبت مصرف- ثروت() را برای پیشبینی تغییرات بازدهی انتظاری سهام به کار میگیرد. وی، ثروت(W) را برابر مجموع ارزش های بازاری دارایی مسکن، سهام، بدهی و درآمد کاری گرفته و با تخمین مدل بر اساس روش حداقل مربعات معمولی پویا با کمک داده های فصلی سرانه آمریکا طی دوره 1959 تا 2008 نتیجه گرفته است که نوسانات ثروت سهام، بدهی و ثروت مسکن رفتار مصرفی را در خانوارهای آمریکایی توضیح میدهند.

چو^{^[11]} (2011) در مقاله ای" اثر ثروت مسکن بر مصرف" را بررسی کرده و اثر تغییرات قیمت مسکن را بر مصرف خانوارها نشان داده است. نتایج تخمین های رگرسیونی جداگانه با استفاده از گروه های درآمدی مختلف نشان می دهد؛ درحالی که اثر ثروت برای خانوارهای پردرآمد مثبت است، اما یک اثر ثروت منفی برای خانوارهای کم درآمد وجود دارد و با افزایش قیمتهای مسکن، اثر ثروت مثبت مالکان پردرآمد کره جنوبی، با اثر ثروت منفی اجاره کنندگان کم درآمد جبران می شود. همچنین اثر قیمت مسکن بر مصرف در کره جنوبی، بر حسب گروه سنی هم شدیداً تغییر می کند و مصرف خانوارهای مسن تر نسبت به تغییرات قیمت مسکن حساس تر است تا خانوارهای جوان تر کره جنوبی.

سارلون^{^[12]}(2011)، تأثیر تغییرات ثروت حقیقی و مالی را بر مصرف خصوصی با داده های ترکیبی 17 اقتصاد نوظهور آسیا و اروپای شرقی و مرکزی با روش داده های تلفیقی غیر همگن برآورد کرده و نشان داده که مصرف خانوارها، درآمد و دو معیار ثروت حقیقی و ثروت مالی(که با قیمت های مسکن و بازار سهام جایگزین شده) در تفاضل ایستا بوده و همگرا هستند و روابط کوتاه و بلندمدت بین متغیرهای تحقیق وجود دارد. نتیجه اصلی این است که ثروت حقیقی و ثروت مالی تأثیر مثبت بر مصرف خانوارها در بلندمدت داشته اما کشش ثروت مسکن بزرگ تر از کشش متناظر برای ثروت مالی است. هم چنین تعدیل کوتاه مدت معنیداری از درآمد، قیمت سهام و قیمت مسکن بر مصرف وجود دارد یعنی مصرف خود را باچند وقفه به رابطه بلندمدت نزدیک می کند. با تخمین جداگانه مدل برای دو گروه از کشورها، تأثیر بلندمدت تغییر قیمت مسکن در اقتصادهای اروپای شرقی و مرکزی نسبت به اقتصادهای آسیایی عموماً بزرگ تر است و آنها را در برابر تحولات منفی آتی در بازار مسکن آسیب پذیرتر می کند.

سوسا^{^[13]}(2010)، در مطالعه خود راجع به مصرف، ثروت کل و بازدهی مازاد مورد انتظار^{^[14]} دارایی ها معتقد است که ترکیب ثروت، بازدهی داراییها را پیش بینی میکند. وی قید بودجه بین دوره ای مصرف کننده نماینده را برای استخراج رابطه تعادلی بین انحراف موقت از روند مشترک مصرف، ثروت مسکن، ثروت مالی، درآمد نیروی کار و بازدهی آتی انتظاری دارایی ها به کار برد و با داده های فصلی آمریکا در بازه 2008:4 – 1975:1 نشان داد که تخمینهای نقطهای پارامترهای ثروت مالی و ثروت مسکن در رابطه بلندمدت بین مصرف، ثروت مالی، ثروت مسکن و درآمد نیروی کار به ترتیب 16/0 و 02/0 هستند.

ویرمن و دانستن^{^[15]}(2010) تأثیر تغییرات ثروت بر مصرف را در نیوزیلند مطابق فرضیه درآمد دائمی بررسی و برای تحلیل خود از مدل تصحیح خطای برداری(VECM)استفاده کردند. آن ها بدهی خانوار را به طور صریح به عنوان قسمتی از ثروت خالص خانوار وارد مدل کردند. آنان با تخمین تابع بلندمدت مصرف با داده های فصلی مصرف سرانه واقعی خانوار، ثروت خانوار و مولفه های آن و درآمد نیروی کار بعد از مالیات در کشور نیوزیلند طی دوره 1: 1990 الی 1: 2006 نتیجه گرفتند که چنانچه تغییرات در ثروت خانوار به وسیله چرخه های بازار سهام تعیین نشود، تغییر در ثروت دائمی خواهد بود و تغییرات ثروت دائمی مستلزم واکنش تأخیری مصرف است. لذا شواهد تجربی آن ها نشان می دهد که تغییر در ثروت خانوارها برای مصرف اهمیتی ندارد.

سرمینسکا و تاختامانوا^{^[16]}( 2007) در خصوص "اثرات ثروت ناشی از ثروت مالی و ثروت مسکن" به مطالعه تفاوت های موجود در اثرات ثروت ناشی از انواع مختلف ثروت و بین گروه های سنی مختلف در سه کشور کانادا، ایتالیا و فنلاند پرداخته و دریافته اند که اثر کل ثروت ناشی از مسکن قوی تر از اثر ثروت ناشی از ثروت مالی است. به علاوه، با توجه به نظریه چرخه زندگی در مصرف، اعتقاد دارند که اثر ثروت مشخصاً برای خانوارهای جوان تر، پایین تر است.

کیس و همکاران[17](2005) با کمک دادههای تابلویی برای کشورهای توسعه یافته نشان دادند که ثروت مسکن تأثیر زیادی بر مصرف کل دارد. لوتائو و لودویگسون[18](2001)، در مطالعه اقتصاد آمریکا بعد از جنگ جهانی دوم و با تخمین نسبت مصرف- ثروت()در رگرسیون هم انباشتگی بین مصرف، ثروت و درآمد کاری، دریافتند که این نسبت، بازده کل سهام و بازدهی اسناد خزانه داری را توضیح میدهد. گیل و سابلهاس^{^[19]}(1999)، میل نهایی به مصرف حاصل از ثروت را برای آمریکا تخمین زده اند و 4 تا 7 سِنت افزایش در مخارج مصرف کننده ناشی از یک دلار افزایش در ثروت کل را به دست آورده اند.

کارول^{^[20]}(2004) اثرات ثروت کوتاه مدت و بلندمدت را در تابع مصرف از هم تفکیک کرده و نتیجه گرفته که اثرات ثروت در بخش مسکن نسبت به بازار سهام، بسیار بزرگ تر است. فانگ^{^[21]}(2004) نشان داده که افزایش قیمت مسکن، تأثیر مشخصی بر مصرف کل در سنگاپور ندارد.

روسو و گاندر^{^[22]}(2003) در مطالعه خود ثروت غیرکاری حساس به بهره را در یک مدل ادوار زندگی وارد کرده، معادله اسلاتسکی^{^[23]} را برای مصرف استخراج نموده و کشش بهره ای مصرف را شبیه سازی می کنند. شبیه سازی ها نشان می دهد که ثروت غیرکاری می تواند تأثیر قابل توجهی بر انتخاب مصرف در مدل های ادوار زندگی داشته باشد. اما کنار گذاشتن ثروت غیرکاری حساس به بهره از مدل های ادوار زندگی موجب نتایج سیاستی گمراه کننده در اقتصاد کلان می شود.

4- روش شناسی تحقیق

4-1- مدل نظری تحقیق

مطابق رویکرد نظری آندو- مودیگلیانی، مصرف فرد تابعی از ارزش فعلی^{^[24]}(PV) درآمدهای فرد است:

(5)

که k ضریبی از PV بوده و نشان می دهد که مصرف کننده تمایل دارد چه نسبتی از PV را مصرف کند. مقدار این ضریب به شکل منحنی های بی تفاوتی مطلوبیت، نرخ تنزیل ذهنی مصرف کننده^{^[25]}() و نرخ بهره(r) بستگی دارد. آندو- مودیگلیانی برای اینکه عبارت PV با واقعیات قابل انطباق باشد، درآمد کل فرد را به درآمد ناشی از کار() و ثروت یا دارایی() تفکیک نموده اند به طوری که:

(6)

که اگر جزء اول را در سمت راست رابطه (6) با Y و جزء دوم را با A نشان دهیم و عبارت (PV=Y+A) را در رابطه (5) قرار داده و ساده کنیم، با جمع توابع مصرف فردی و نادیده گرفتن ساختار سنی مصرف کنندگان، تابع مصرف جمعی اقتصاد(C) به صورت ضمنی (7) نوشته می شود:

(7)

در این تابع سطح حقیقی درآمد قابل تصرف و a سطح ثروت واقعی بخش خصوصی است که از تعدیل ارزش اسمی دارایی ها (A) حاصل می شود. اگر K ارزش موجودی سرمایه، R ارزش سپرده مردم نزد بانک مرکزی(طلب بخش خصوصی از دولت) و B ارزش پولی اوراق قرضه دولتی باشد آنگاه ارزش پولی کل دارایی های بخش خصوصی(A) عبارت است از:

(8) A=K+R+B

که K برحسب ارزش کل سهام سهام داران به علاوه ارزش موجودی ساختمان، زمین و کالاهای مصرفی بادوام اندازه گرفته می شود(برانسون، 1378). با واقعی کردن تمام اجزاء در رابطه (8)، ثروت(دارایی) حقیقی مطابق رابطه (9) به دست می آید.

(9)

البته در برخی مراجع با چشم پوشی از B، به تبدیل می شود. تابع صریح مصرف کوتاه مدت بر مبنای رابطه(7) که در اغلب تحقیقات مرتبط با اثر ثروت استفاده شده، از نوع مدل زیر است:

(10)

که در آن، ،و به ترتیب مخارج مصرفی حقیقی بخش خصوصی، درآمد قابل تصرف و ثروت حقیقی() را نشان می دهند، ضرایب یا پارامترهای قابل برآورد و t نشانگر زمان است. مطابق با نظریه های متعارف اقتصاد کلان، با افزایش سطح ثروت(دارایی های) حقیقی، مصرف حقیقی بخش خصوصی()افزایش می یابد، لذا ( میل نهایی به مصرف از ثروت مثبت است). همچنین با حاکمیت قانون روانشناسی مصرف کینز، میل نهایی به مصرف- نسبت تغییرات مصرف به تغییرات درآمد قابل تصرف- مثبت بوده و در بازه صفر و یک قرار دارد، لذا . با لحاظ چسبندگی مصرف می توان رابطه (10) را به تابع مصرف (11) تبدیل کرد:

(11)

که در آن .

4-2- داده ها و متغیرهای تحقیق

در این تحقیق،متغیرهای pc و y_d و a همگی به قیمت های ثابت 1376 هستند. داده ها به صورت فصلی بوده و دوره تحقیق بازه زمانی 1375:1 الی 1389:4 می باشد. هم چنانکه اشاره شد، در ادبیات نظری، کل ثروت متشکل از دارایی های ملموس و فیزیکی(ارزش موجودی ساختمان، زمین و کالاهای مصرفی بادوام)، ارزش سپرده مردم نزد بانک مرکزی (طلب بخش خصوصی از دولت) و ارزش پولی اوراق قرضه دولتی است که به دلیل سطح دسترسی به داده ها به "ثروت مالی" بسنده شده است.

در این مقاله، موجودی سرمایه به شکل مستقیم استفاده نشده است بلکه بر اساس جدول حساب های ملی ایران (1386-1375) که طبق دستورالعمل SNA, 1993 توسط بانک مرکزی تهیه شده است، حسابهای مختلفی شامل تولید(منابع و مصارف)، حساب ایجاد درآمد(منابع و مصارف)، حساب تخصیص درآمد اولیه(منابع و مصارف)...و حساب مالی برای بخش های مختلف دولت، خانوارها و موسسات غیر انتفاعی و...تا سال 1386 ارائه شده، لذا ثروت مالی از جمع اقلام تشکیلدهنده آن( پول نقد و سپرده، اوراق بهادار بجز سهام، وام ها، سهام و دارایی های مشابه، ذخائر فنی بیمه و سایر حساب های دریافتنی) به دست آمد و با توجه به روش فصلیسازی داده های سالانه مندرج در گزارش نحوه تهیه حساب های فصلی 1384-1367، داده های "سالانه" ثروت مالی به صورت "فصلی" درآمد و با نرخ های رشد، برای سال های 1389-1387این داده ها، کامل شد. روش های فصلیسازی مشابه برای محاسبه درآمد قابل تصرف اِعمال شد. داده های مصرف بخش خصوصی به صورت" فصلی" از بانک مرکزی اخذ شده است.

نمودار 1، داده های تحقیق را در دوره زمانی مورد مطالعه به تصویر کشیده است. در این دوره، سه متغیر تحقیق همدیگر را به خوبی دنبال کرده و سطح مخارج مصرفی بخش خصوصی از سطح درآمد قابل تصرف همواره کمتر بوده و با انتظارات نظری هم خوانی دارد. همچنین سطح ثروت مالی درکل دوره کمتر از سطح دو متغیر دیگر است. رشد مخارج مصرفی بخش خصوصی، رشد ثروت مالی و رشد درآمد قابل تصرف به قیمت های سال 1376 نیز به ترتیب 43/1 درصد، 98/2 درصد و 15/1 درصد بوده و این ارقام رشد هم سویی و هم جمعی احتمالی را بین متغیرها نشان می دهد.

نمودار 1: روند مخارج مصرفی بخش خصوصی، درآمد قابل تصرف و ثروت مالی به قیمت های سال 1376

( به میلیارد ریال)

4-3- تخمین مدل

در ابتدا به منظور خودداری از تخمین رگرسیون کاذب، موضوع ایستایی^{^[26]} در بین متغیرهای اصلی تحقیق بررسی شده و نتایج آزمون ریشه واحد -دیکی فولرتعمیم یافته^{^[27]}، در جدول (1) خلاصه شده است:

جدول1: آماره آزمون دیکی فولر تعمیم یافته برای بررسی ایستایی متغیرهای اصلی تحقیق

(با روند و عرض از مبدأ)

نتیجه	تفاضل مرتبه اول	سطح متغیر	نام متغیر
I(1)	658/6-	867/1-	pc
I(1)	699/9-	572/2-	y_d
I(1)	081/7-	955/2-	a

مقدار بحرانی آماره مکینون در سطح معنی داری 5 درصد: 4875/3-

مطابق جدول(1)، بر اساس آماره آزمون دیکی فولر، متغیرهای مخارج مصرفی نهایی بخش خصوصی، درآمد قابل تصرف و ثروت مالی حقیقی هیچ کدام در سطح ایستا نبوده ولی همگی با تفاضل مرتبه اول، ایستا می شوند یعنی I(1) می باشند. با توجه به ایستایی تمام متغیرهای تحقیق در تفاضل مرتبه اول، لازم است از روش خود رگرسیون با وقفه های توزیعی برای تخمین مدل تجربی(10) استفاده شود؛ زیرا متغیرهای اقتصادی، اثرات خود را معمولاً با تأخیر زمانی بروز می دهند(ابریشمی، 1381). نتایج برآورد مدل پویا(که درآن متغیر وابسته با یک وقفه در سمت متغیرهای توضیحی ظاهر می شود) به صورت جدول(2) است که با تعیین وقفه بهینه بر مبنای معیار شوارتز-بیزین(SBC)، مدل ARDL(1, 0 , 0) با نرم افزار Microfit 4 برآورد شده است.

جدول2: نتایج برآورد مدل پویایARDL(1,0,0) طی دوره 1375:1 الی 1389:4(متغیر وابسته:pc)

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره t
عرض از مبدا	3/1374-	8/1117	[22/0]2295/1-
pc(-1)	47456/0	06814/0	[00/0]968/6
y_d	36056/0	04764/0	[00/0]5685/7
a	26123/0	11354/0	[025/0] 3007/2
و

نکته: اعداد داخل کروشه، مقادیر احتمال را نشان می دهند.

مطابق جدول(2)، در کوتاه مدت، مخارج مصرفی حقیقی بخش خصوصی با یک وقفه، با ضریب مثبت 47/0 بر سطح همان متغیر اثر دارد.. هم چنین درآمد قابل تصرف به قیمت های ثابت 1376، بر سطح مخارج مصرفی(غیر نفتی) تأثیر مثبت دارد و سطح ثروت حقیقی بخش خصوصی، به طور مستقیم بر مخارج مصرفی بخش خصوصی موثر است. تمام ضرایب از نظر آماری در سطح 5 درصد معنی دار بوده و علامت های انتظاری قابل قبولی دارند و آماره F نشان دهنده معناداری کلی رگرسیون است.

قبل از برآورد ضرایب بلندمدت و الگوی تصحیح خطا، برای اطمینان از صحت اعتبار الگو، آزمون های تشخیصی^{^[28]} لازم (شامل آزمون های عدم خود همبستگی، تصریح فرم تبعی، نرمال بودن جملات خطا و عدم واریانس همسانی) در جدول(3) گزارش شده که مطابق آماره های F و LM الگوی برآورد شده در سطح معناداری 5 درصد، مشکلات خودهمبستگی جملات خطا و ناهمسانی واریانس را نداشته، فرم تصریحی، درست دارد و جملات خطای آن به طور نرمال توزیع شده اند.

جدول3: نتایج آزمون های تشخیصی برای مدل ARDL(1,0,0)

آماره		آزمون
F	LM	آزمون
04658/2[102/0]	8819/7[096/0]	SC : عدم خودهمبستگی
09513/0[759/0]	1057/0[745/0]	FF : تصریح فرم تبعی
قابل کاربرد نیست	6493/0[723/0]	N : نرمال بودن جملات پسماند
9978/0[322/0]	0151/1[314/0]	H : ناهمسانی واریانس

نکته: اعداد داخل کروشه، مقادیر احتمال را نشان می دهند.

4-4- آزمون هم انباشتگی و برآورد الگوی بلند مدت

به منظور گرایش الگوی پویا به تعادل بلندمدت و وجود هم انباشتگی بین متغیرها، مجموع ضرایب متغیر وابسته باوقفه باید کوچک تر از یک باشد. برای انجام آزمون مورد نظر باید عدد 1 از مجموع ضرایب باوقفه متغیر وابسته کسر و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم شود. در اینجا داریم:

و قدر مطلق t محاسباتی از قدر مطلق مقدار بحرانی جدول بنرجی، دولادو و مستر[29] بزرگ تر است.

در واقع، مقدار بحرانی مذکور به ازای تعداد 60 مشاهده، وجود عرض از مبدا و تعداد 2 متغیر توضیحی(غیر از متغیر وابسته تاخیری) بین دو حد 57/3- و 56/3- قرار دارد،. بنابراین، یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرها وجود دارد. این رابطه بلندمدت در جدول (4) گزارش شده است.

جدول4: نتایج برآورد رابطه بلندمدت طی دوره 1375:1 الی 1389:4(متغیر وابسته:pc)

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره t
عرض از مبدا	6/2615-	3/2137	[23/0]2238/1-
y_d	68621/0	04615/0	[00/0]8691/14
a	13610/0	01826/0	[000/0] 4535/7

نکته: اعداد داخل کروشه، مقادیر احتمال را نشان می دهند.

3-5- برآورد الگوی تصحیح خطا

در برآورد الگوی تصحیح خطا، جملات خطای حاصل از رگرسیون هم انباشتگی در برآورد ضرایب بلندمدت، با یک وقفه زمانی، به عنوان یک متغیر توضیحی همراه با تفاضل مرتبه اول سایر متغیرها مطرح می شود. نتایج برآورد چنین الگویی در جدول(5) آمده است:

جدول5: نتایج برآورد الگوی تصحیح خطا(ECM) برای مدل ARDL(1,0,0)

آماره t	انحراف معیار	ضریب	نام متغیر توضیحی
[22/0]2295/1-	8/1117	3/1374-	dC
[00/0]5685/7	04764/0	36056/0	dy_d
[025/0] 3007/2	11354/0	26123/0	da
[00/0] 7153/7-	068104/0	52544/0-	ecm(-1)
]000/0[ 526/21=(55و3)F		=51/0	R²=54/0

نکته: اعداد داخل کروشه، مقادیر احتمال را نشان می دهند.

مطابق جدول(5) و بر اساس ضریب ecm(-1) که معادل 5254/0- درآمده و در سطح 1 درصد از نظر آماری معنادار است، در هر دوره بیش از 50 درصد اختلاف بین مقدار واقعی و مقدار بلند مدت (تعادلی) مخارج مصرفی حقیقی بخش خصوصی، حذف یا تصحیح می شود.

5. نتیجه گیری و بحث

مطابق نتایج تخمین در جدول (2)، میل نهایی به مصرف کوتاه مدت از محل درآمد قابل تصرف حدود 361/0 است؛ لذا به ازای یک واحد تغییر در درآمد قابل تصرف، بر مخارج مصرفی حقیقی خصوصی حدود 36/0 واحد افزوده شده و فرصت پس انداز بیشتر را به مصرف کنندگان می دهد. میل نهایی به مصرف بلندمدت از درآمد قابل تصرف نیز، 686/0 می باشد. از طرف دیگر، میل نهایی به مصرف ناشی از ثروت مالی در کوتاه مدت حدود 261/0 برآورد شده است؛ یعنی به ازای یک واحد افزایش در ثروت مالی، بر میزان مصرف حقیقی بخش خصوصی حدود 26/0 واحد افزوده می شود. میل نهایی به مصرف بلندمدت از ثروت مالی نیز 497/0 می باشد. نتایج تخمین مدل تصحیح خطا، گویای تعدیل نسبتاً مناسب عدم تعادلهای کوتاه مدت به سمت تعادل بلندمدت بین مخارج مصرفی حقیقی بخش خصوصی، درآمد قابل تصرف و ثروت مالی است.

مقایسه نتایج مقاله حاضر و سایر مطالعات در جدول(6) نشان می دهد که ثروت مالی به نسبت درآمد قابل تصرف، اثرگذاری کمتری روی مصرف بخش خصوصی دارد. توصیه سیاستی مقاله این است که در اتخاذ سیاست های پولی و مالی توسط بانک مرکزی و دولت، باید به رفتار بازارهای مختلف پولی و اعتباری، بیمه ها، بازار سهام توجه شود، زیرا مولفه های مختلف ثروت مالی( سپرده های مردم نزد بانک ها، سهام، اوراق بهادار، ذخایر بیمه و...) تحت تأثیر این سیاست ها قرار دارند. هرگونه تغییر در نرخ های سود بانکی، نرخ های مالیاتی و حق بیمه ها، دخالت دولت در زمینه قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای و سهام می تواند بر ثروت مالی خانوارها تأثیر بگذارد و از طریق کانال ثروت، رفتار مصرف کنندگان را دچار تحول نماید. لذا، بانک مرکزی می تواند با تغییر هدفمند نرخ های سود بانکی، میزان مصرف بخش خصوصی را تحت تأثیر قرار دهد و زمینه افزایش بیشتر پس اندازهای خصوصی و گسیل سرمایه های خُرد خانوارها را به سمت بازار سهام و فعالیت های اقتصادی مولد و اشتغال زا فراهم کند. همچنین دولت با تغییر در نرخ های مالیات بر حقوق و دستمزد می تواند گرایشهای مصرفی را در جامعه کاهش دهد.

در پایان، توصیه می شود در تخمین تابع مصرف جمعی، اهمیت ثروت مسکن، ثروت(سرمایه) انسانی، ارث و مانند آنها نیز مورد مطالعه قرار گیرد.

جدول6: مقایسه نتایج مطالعات تجربی در خصوص تابع مصرف با لحاظ اثر ثروت

محقق/دوره مطالعه	متغیر ثروت	نتایج
نویسندگانمقاله/ دوره1389:4– 1375:1	پول نقد، سپرده، اوراق بهادار، ذخایر فنی بیمه و حساب های دریافتنی	در کوتاه مدت و بلندمدت، میل نهایی به مصرف از ثروت مالی کمتر از درآمد قابل تصرف است.
عزیزی(1388)/ دوره 86-1370	ثروت سهام	رابطه مثبت معنیدار بین ثروت بازار سهام و مصرف بخش خصوصی وجود دارد.
احمد و همکاران (1387)/ دوره 82-1338	حجم نقدینگی واقعی	در کوتاه مدت و بلندمدت میل نهایی به مصرف از درآمد قابل تصرف کمتر از 5/0 است و بین ثروت و مصرف بخش خصوصی رابطه مثبت وجود دارد.
پلتونن و همکاران (2012)/ دوره 2008:2-1990:1	مسکن و سهام	تأثیر ثروت مسکن بیش از ثروت سهام است.
کیجانو(2012)/ دوره 2008-1959	مجموع ارزش مسکن، سهام، بدهی و درآمدِ کار	نوسانات ثروت سهام، بدهی و ثروت مسکن، رفتار مصرفی را در آمریکا توضیح می دهند.
سارلون(2011)/ دوره 2009:4-1995:1	مسکن و سهام	کشش مصرف نسبت به ثروت مسکن بزرگتر از کشش ثروت مالی است.
چو(2011)/ دوره 2008:4-1987:1	ثروت مسکن	اثر ثروت مثبت برای خانوارهای پردرآمد و اثر ثروت منفی برای خانوارهای کمدرآمد کره جنوبی
سوسا(2010)/ دوره 2008:4– 1975:1	ثروت مسکن، ثروت مالی	تکانه های ثروت مالی و ثروت مسکن بر مصرف خصوصی اثر معنی دار دارند.
کیسو همکاران(2005)/ دوره 2004-1979	ثروت مسکن و سهام	ثروت مسکن تأثیر زیادی بر مصرف کل داشته اما ثروت سهام با مصرف همبسته نیست.

منابع:

- ابریشمی، حمید. (1381). اقتصاد سنجی کاربردی: رویکردهای نوین. انتشارات دانشگاه تهران.تهران.

- احمد مولود، تشکینی احمد، سوری امیررضا(1387). تخمین تابع مصرف بخش خصوصی در اقتصاد ایران. پژوهشنامه اقتصادی بهار 1387; 8(1 (پیاپی 28)): 15-39.

- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران. حسابهای ملی ایران: حساب های فصلی 1384-1367. اداره حساب های اقتصادی. معاونت اقتصادی، اداره حساب های اقتصادی، ۱۳۸۵ .

- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، اطلاعات سری زمانی حسابهای اقتصادی، مندرج در سایت www.cbi.ir.

- برنسون، ویلیام، اچ(1378). تئوری و سیاست های اقتصاد کلان. ترجمه عباس شاکری، تهران، نشر نی، تهران.

- زراء نژاد منصور(1382). تخمین تابع مصرف کالاهای مصرفی برای دو گروه خانوارهای شهری و روستایی ایران در دوره 1353-1377. پژوهش های اقتصادی ایران پاییز 1382; 5(16):23-46.

- عزیزی، فیروزه(1388). اثر تغییر ثروت در بازار سهام بر هزینه های مصرفی بخش خصوصی (مطالعه موردی: ایران 1370-1386). پژوهشنامه علوم اقتصادی نیمه دوم 1388; 9(2 (پیاپی 35)):61-82.

- فخرایی سیدعنایت اله، منصوری سیدامین(1387). تخمین تابع مصرف بلندمدت به روش هم جمعی ARDL و محاسبه رابطه مصرف کوتاه مدت در ایران. فصلنامه اقتصاد مقداری (فصلنامه بررسی های اقتصادی) تابستان 1387; 5(2 (پیاپی 17)):23-38.

- کرمانشاهی، زهره(1368). برآورد تابع مصرف براساس تئوری کینز و فریدمن در ایران. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، به راهنمایی دکتر کامبیز هژبر کیانی، دانشکده علوم اقتصادی و سیاسی، دانشگاه شهید بهشتی.

- کینز، جان مینارد. (1387). نظریه عمومی اشتغال، بهره و پول. ترجمه منوچهر فرهنگ، تهران: نشر نی.تهران.

- Ando, A., & Modigliani. F., (1963). The ‘life-cycle’ hypothesis of saving: aggregate implications and tests. American Economic Review, 53(1): 55–84.

- Carroll, C. D. (2004). Housing wealth and consumption expenditure. Paper prepared for Academic Consultants Meeting of Federal Reserve Board.

- Case, K., Quigley, J., Shiller, R. (2005). Comparing wealth effects: the stock market versus the housing market. Advances in Macroeconomics, 5 (1): 1534-6013.

- Cho, Sungwon. (2011). Housing wealth effect on consumption: Evidence from household level data, Economics Letters 113: 192–194.

- Ciarlone, A., (2011). Housing wealth effect in emerging economies. Emerging Markets Review, 12(4): 399-417.

- Duesenberry, James S. (1949). Income, Saving and the Theory of Consumer Behavior, Harvard University Press.

- Friedman, Milton. (1957). A Theory of the Consumption Function. Princeton University Press.

- Gale, W., Sabelhaus, J. (1999). Perspectives on the household savings rate. Brookings Papers on Economic Activity 1: 1181–1224.

- Hall, Robert E. (1978). Stochastic Implications of the Life Cycle-Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence. Journal of Political Economy, 86 (6): 971–987.

- http://unstats.un.org/unsd/nationalaccount/sna1993.asp (System of National Accounts 1993)

- Lettau, M., Ludvigson, S. (2001). Consumption, aggregate wealth, and expected stock returns. Journal of Finance 56: 815–849.

- Peltonen, Thomas A., Ricardo M. Sousa, Isabel S. Vansteenkiste. (2012). Wealth effects in emerging market economies, International Review of Economics and Finance 24: 155–166.

- Phang, S. (2004). House prices and aggregate consumption: do they move together? Evidence from Singapore. Journal of Housing Economics, 13: 101–119.

- Pissarides, Christopher A. (1978). Liquidity Considerations in the Theory of Consumption. The Quarterly Journal of Economics.. 92, 2: 279-296.

- Quijano, Margot. (2012). A refined consumption–wealth ratio and its role on time-varying consumption risk, Economics Letters 115, 88–90.

- Russo, B & J.M. Gandar. (2003). Interest-sensitive wealth and the life-cycle hypothesis: implications for fiscal policy, The Quarterly Review of Economics and Finance, 43: 418–432.

- Sierminska, Eva & Yelena Takhtamanova. (2007). Wealth Effects out of Financial and Housing Wealth: Cross country and age group comparisons, Federal Reserve Bank of San Francisco Working Paper No. 1.

- Sousa, R. M. (2010). Consumption, (dis)aggregate wealth, and asset returns, Journal of Empirical Finance, 17, 606–622.

- Veirman, E. D. & Ashley D., (2010). Does wealth variation matter for consumption?, Reserve Bank of New Zealand.

[1] . System of National Accounts (SNA,1993)

[2] . Duesenberry, James

[3] . Ando, Albert

[4] . Modigliani, Faranco

[5] . Friedman, Milton

[6] .Hall, Robert

[7]. Pissarides, Christopher A.

[8] . Peltonen et al.

[9] . Quijano, Margot

[10] . Power Utility

[11] . Cho, Sungwon

[12] . Ciarlone

[13] . Sousa

[14] . Expected Excess Returns

[15] . Veirman & Dunstan

[16] . Sierminska & Takhtamanova

[17] . Case et al

[18] . Lettau & Ludvigson

[19] . Gale & Sabelhaus

[20] . Carroll

[21] . Phang

[22] . Russo & Gandar

[23] . Slutsky Equation

[24] . Present Value

[25] . subjective rate

[26] . Stationary

[27] . Augmented Dickey-Fuller

[28] . Diagnostic Tests

[29] . Banerjee, Dolado, Mestre

مراجع