تاثیر شوک مخارج دولتی بر رشد تولید ناخالص داخلی در ایران: رهیافت ARDL

مدلسازی اقتصادی

مقاله 7، دوره 10، شماره 36، اسفند 1395، صفحه 141-166   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

جعفر حقیقت¹؛ نازیلا محرم جودی^{* 2}

¹استاد اقتصاد دانشگاه تبریز

²دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز

چکیده

هدف این مقاله بررسی تاثیرات شوک مخارج دولتی بر تولید ناخالص داخلی در اقتصاد ایران است. بدین منظور، نخست الگوی عوامل موثر بر مخارج دولتی بیان شده و شوک‌ مخارج دولتی از طریق پسماندهای الگو استخراج می‌شود؛ سپس الگوی عوامل موثر بر تولید ناخالص داخلی برای دوره زمانی 1350- 1393 برآورد می‌شود. در تخمین مدل‌ها روش خود توضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL) بکار رفته است. براساس نتایج تاثیر شوک مخارج دولتی جاری بر تولید ناخالص داخلی معنادار نیست؛ در حالی که شوک مخارج دولتی با یک وقفه، دارای تاثیر مثبت و معنا‌دار بر GDP است. جمله تصحیح خطا منفی و معنا‌دار بوده و نشان می‌دهد در صورت وارد شدن شوک و انحراف از تعادل، در هر دوره 12 درصد از عدم تعادل کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلندمدت تعدیل می‌شود. پیشنهاد می‌شود دولت مخارج خود را بیش از حد بالا نبرد؛ زیرا این امر باعث ایجاد رابطه معکوس بین اندازه مخارج دولت و تولید ناخالص داخلی شده و رشد اقتصادی را کاهش دهد.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: E62؛ E23؛ H50 واژگان کلیدی: سیاست مالی، شوک‌ مخارج دولتی، رشد تولید ناخالص داخلی، خود توضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL)

اصل مقاله

1. مقدمه

سیاست مالی بخشی از سیاست‌های مدیریت تقاضا است که از سوی دولت اجرا می­شود. جریان پرداخت­ها و دریافت­­های دولت که در قالب مخارج و درآمدهای بودجه‌ای آشکار می‌شود، متغیرهای اصلی سیاست مالی دولت را تشکیل می­دهند. مهم­ترین ویژگی­های بودجه دولت و متغیرهای سیاست مالی، کوتاه بودن دوره زمانی اثرگذاری آنها بر متغیرهای کلان اقتصادی، به حرکت درآوردن فعالیت­های بخش­های غیردولتی، استفاده از منابع راکد کشور و جهت‌دهی در مسیر رشد و توسعه است (ابونوری و همکاران، 1389).

متغیرهای بودجه دولت، ابزارهای عمده دولت­ها برای اعمال سیاست­های مالی است که با تغییر دادن مناسب این اهرم­های سیاسی، دولت می­تواند عرضه و تقاضای کل در اقتصاد را در توازن نگه دارد تا سطح قیمت­ها و اشتغال دچار تغییرات شدید نگردد. شوک­های مالی مثبت یا منفی (انبساطی یا انقباضی) متناسب با شرایط اقتصاد (رونق و رکود) تاثیرات متفاوتی بر متغیرهای کلان اقتصادی دارند. هرگاه هدف دولت افزایش تولید و اشتغال باشد و اقتصاد جامعه در وضعیت رکود قرار داشته باشد، اتخاذ سیاست­های مالی انبساطی به صورت افزایش مخارج یا کاهش مالیات­ها و یا به وسیله هر دو ضروری است، اما در شرایط تورمی عکس سیاست­های یاد شده به کار گرفته می­شود (فاتاس و میهو، 2002)^[1].

شواهدی از عملکرد چند دهه اخیر برخی اقتصادهای توسعه یافته و در حال توسعه در دست است که نشان می‌دهد فراتر رفتن مخارج دولت از حدود مورد نیاز برای ارائه خدمات پایه‌ای به کاهش رشد اقتصادی منجر می‌شود. با این حال، در موارد شکست بازار (آثار خارجی منفی و ارائه کالاهای عمومی)، نمی‌توان از وظایف مهم دولت مانند ایجاد زیرساخت‌های نهادی و قانونی، باز توزیع درآمد و ثروت و ارائه کالاهای عمومی چشم پوشی کرد (غلامی، 1388).

در ادبیات تجربی در زمینه بررسی مخارج دولت و رشد تولید ناخالص داخلی یافته­های متناقضی وجود دارد؛ به طوری که در برخی از مطالعات مانند کشین^[2] (1993) و نورزاد^[3] (2000) تاثیر مثبت مخارج دولت بر تولید ناخالص داخلی و رشد اقتصادی نشان داده شده است. در حالی که گوئش^[4] (1997) و امیرخلخالی^[5] (2002) معتقد به آثار منفی مخارج دولت بر تولید ناخالص داخلی هستند. بنابراین نمی­توان یک قانون و قاعده کلی برای رابطه بین این دو متغیر اقتصادی ارائه داد. در طی چندین دهه اخیر گسترش در مخارج دولت تاثیر منفی بر رشد تولید ناخالص داخلی داشته است (سوری و کیهانی، 1382).

البته باید توجه کرد که رابطه مخارج دولتی و تولید ناخالص داخلی به منابع تأمین مالی مخارج دولت بستگی دارد؛ اگر این تأمین مالی از طریق استقراض صورت گیرد، رابطه مخارج دولتی و رشد اقتصادی منفی می‌باشد؛ اما اگر تأمین مالی از طریق مالیات­ها باشد، رابطه بین مخارج دولتی و رشد تولید مثبت است (طباطبایی و نعمت‌الهی، 1389). سوالی که مطرح می‌شود این است که شوک مخارج دولتی در ایران چه تاثیری بر رشد تولید ناخالص داخلی می‌تواند داشته باشد؟

 برخلاف اهمیت فراوانی که اندازه مخارج دولت بر فعالیت­های اقتصادی دارد، توجه کمتری به آن صورت گرفته و با توجه به دولتی بودن اقتصاد در ایران و همچنین با توجه به اینکه بررسی تجربی این موضوع در کشورهای مختلف، از جمله ایران، می­تواند در سیاست­گذاری به منظور افزایش تولید ناخالص داخلی موثر باشد؛ در این تحقیق تلاش شده است که تغییرات این سیاست بر مهم­ترین متغیر اقتصاد یعنی تولید ناخالص داخلی مورد بررسی قرار گیرد.

این مقاله در پنج بخش تنظیم شده است: بخش دوم، به بررسی مبانی نظری و مطالعات تجربی مخارج دولت و تولید ناخالص داخلی می­پردازد؛ در بخش سوم، روش تحقیق که شامل الگوی مورد استفاده و مبانی نظری روش ARDL است، توضیح داده می­شود؛ در بخش چهارم، الگوی مورد نظر برآورد شده و در بخش پایانی، نتیجه­گیری ارائه می­شود.

 

1. مبانی نظری

ﻣﺒﺎﻧﯽ ﻧﻈﺮی را ﮐـﻪ ﺑـﻪ ﺗﺒﯿـﯿﻦ راﺑﻄـﻪ ﺑـﯿﻦ اﻧـﺪازه (ﯾـﺎ  ﻣﺨﺎرج) دوﻟﺖ و رﺷﺪ اﻗﺘﺼﺎدی ﭘﺮداﺧﺘﻪاﻧﺪ از دو دﯾﺪﮔﺎه ﻣﯽﺗﻮان ﻣﻮرد ﺑﺮرﺳـﯽ ﻗـﺮار داد. در دﯾﺪﮔﺎه اول اﺛﺮﮔﺬاری ﻣﺜﺒﺖ ﯾﺎ ﻣﻨﻔﯽ اﻧﺪازه (ﯾﺎ ﻣﺨﺎرج) دوﻟﺖ ﺑﺮ رﺷﺪ اﻗﺘﺼﺎدی ﻣﻮرد ﺑﺮرﺳﯽ ﻗﺮار ﮔﺮﻓﺘﻪ و اﻧﺪازه ﺑﻬﯿﻨﻪ دوﻟﺖ ﻣﻮﺿﻮع ﻣﻮرد ﺑﺤﺚ در دﯾﺪﮔﺎه دوم ﻣﯽﺑﺎﺷﺪ.

ﺑﺮ اﺳﺎس دﯾﺪﮔﺎه اول، دو دیدگاه اﺳﺎﺳﯽ وﺟﻮد دارد: اﻟﻒ) اﻧـﺪازه ﺑﺰرﮔ‌‌‌ﺘـﺮ دوﻟـﺖ اﺛـر ﻣﻨﻔﯽ ﺑﺮ رﺷﺪ اﻗﺘﺼﺎدی دارد. اﻋﻤﺎل دوﻟﺖ از ﻧﺎﮐﺎراﯾﯽ ﺑﺮﺧﻮردار اﺳﺖ؛ ب) دوﻟـﺖ ﻧﻘﺸـﯽ اﺳﺎﺳـﯽ در ﺗﻮﺳـﻌﻪ ﮐﺸﻮرﻫﺎ ﺑﺎزی می­کند و ﺑﻨﺎﺑﺮاﯾﻦ در ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت اﺛﺮ ﻣﺜﺒﺘﯽ ﺑﺮ رﺷـﺪ اﻗﺘﺼـﺎدی ﮐﺸـﻮرﻫﺎ دارد (گالی، 1998)[6]. در دﯾﺪﮔﺎه دوم، ﺑﺮای ﻣﺨﺎرج دوﻟﺖ ﯾﮏ ﻧﻘﻄﻪ ﺑﻬﯿﻨﻪ وجود دارد ﮐـﻪ ﺑـﺮ اﯾـﻦ اﺳـﺎس ﻣﺨﺎرج دوﻟﺖ ﺑﻪ دو ﻗﺴﻤﺖ ﻣﺨﺎرج ﻣﻮﻟﺪ و ﻏﯿﺮﻣﻮﻟﺪ ﺗﻘﺴﯿﻢ ﻣﯽشود. ﺑﺮای ﻣﺨﺎرج دوﻟﺖ ﯾﮏ ﻧﻘﻄﻪ ﺑﻬﯿﻨﻪ ﻣﯽﺗﻮان درنظر گرفت و آن زمانی است که مخارج غیرمولد صفر باشد (لیزاردو و مولیک، 2009)[7].

2-1. منحنی آرمی[8]

رابطه U معکوس بین اندازه دولت و رشد GDP را نشان می­دهد که دولت کاملا بد یا خوب نیست. دولت می­تواند تا میزان مشخصی تاثیر مثبت بر رشد اقتصادی داشته باشد و ورای آن نقطه، افزایش اندازه دولت زیان­بار باشد. از این رو، اندازه بهینه دولت وجود خواهد داشت. در این رابطه آرمی (1995) با الهام از تکنیک گرافیکی لافر، منحنی‌ای را ترسیم کرده است که نشان می­دهد در صورت کاهش اندازه دولت و همچنین، زمانی که ترکیبی صحیح از تصمیم‌های دولتی و خصوصی در مورد تخصیص بهینه منابع وجود دارد، تولید افزایش می‌یابد. این ویژگی زمانی میسر است که دولت کوچک باشد. از این رو، مراحل اولیه رشد مخارج دولت، با افزایش سطوح درآمد و نرخ‌های مثبت رشد GDP همراه است؛ اما با افزایش اندازه دولت، قانون بازدهی نزولی شروع می‌شود و افزایش مالیات­ها و تعرفه­ها برای تامین مالی دولت­ها، اثر معکوس بر ساختار اقتصادی جوامع خواهد داشت. همزمان با این پدیده، پرداختی­های انتقالی دولت­ها افزایش می­یابد و این افزایش به آثار غیرانگیزه­ای تبدیل می­شود. با افزایش مخارج، دولت مقدار زیادی از درآمد ملی را جذب و سبب کاهش GDP می­شود (اخباری و زیدی‌زاده، 1390؛ صادقی و همکاران، 1390).

 

GDP

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

اندازه مخارج دولت

نمودار 1. منحنی آرمی

         منبع: گالاوی و ودر (1998)

 

به طور سنتی، منحنی رابطه U معکوس بین اندازه دولت و رشد GDP با ترکیبی از نظریه‌های شکست بازار و دولت توضیح داده می­شود (گروسمن، 1998؛ ودر و گالوی، 1998)[9]. این منحنی هم اثرات مثبت و هم اثرات منفی فعالیت دولت را نشان می­دهد. اثر مثبت مخارج عمومی با منافع ناشی از تصحیح شکست­های بازاری توضیح داده شده است (گوس، 1960؛ ارو، 1970؛ کالیس و جونز ،1987؛ ویلیامسون، 2005؛ هیلمن، 2009)[10] و اثر منفی فعالیت­های دولت با هزینه­های مربوط به شکست دولت توضیح داده می­شود (ولف،1979؛ لگراند، 1991؛ بردی و همکاران، 1995؛ بتکه و همکاران، 2007؛ مانگر، 2008؛ لیپمن و همکاران، 2005)[11].

پیش از نقطه  منافع نهایی ناشی از تصحیح شکست بازار بیشتر از هزینه­های نهایی است. در جهان بدون حضور دولت، سطح مخارج عمومی صفر بوده و نرخ رشد GDP،  است (فریدمن، 1983؛ نورث و همکاران، 2005، نورث و توماس، 1973)[12].

2-2. الگوی بارو[13]

بارو (1991) تابع تولیدی را در نظر می­گیرد که در آن تولید سرانه تابعی از نهاده­های سرمایه سرانه و خدمات دولتی سرانه است. الگو مبتنی بر یک چارچوب ساده از نوع مدل­های تعدیل یافته است و در آن مخارج دولت به عنوان یک نهاده وارد تابع تولید بخش خصوصی شده تا آثار خارجی افزایش مخارج دولت بر نرخ رشد اقتصادی مورد تجزیه و تحلیل قرار گیرد. در آن مخارج دولت به خدمات مولد و غیرمولد تقسیم می‌شود.

 

طبق مدل یاد شده تأثیر افزایش مخارج نسبی دولت بر رشد اقتصادی تا مرحله معینی مثبت و از آن به بعد منفی خواهد بود. به عبارت دیگر، در مقادیر کم خدمات تولیدی دولتی، تأثیر افزایش آن بر تولید بنگاه­ها مثبت است؛ زیرا زمانی که خدمات تولیدی به عنوان یکی از عوامل تولید برای بخش خصوصی به حساب می­آید، عرضه بسیار کم این عامل موجب زیادی بیش از حد سایر عوامل نسبت به این عامل و بدین ترتیب بهره‌وری نهایی بسیار پایین آنها می­شود.

عوامل گوناگونی می­توانند باعث انتقال منحنی بارو و تغییر در جایگاه آن شوند، از جمله تغییر در پارامترهای تابع و عوامل دیگری که به عملکرد دولت بر می­گردند؛ از جمله:

-         توانایی دولت در کاهش اثرات ضد انگیزشی مالیات­ها؛

-         توانمندی دستگاه دولتی در ارائه خدمات با کیفیت بالاتر؛

-         میزان خدمات مصرفی دولت؛

-         رانت جویی دولت.

در کشورهای نفتی جایگاه منحنی بارو تا حدود زیادی به نسبت درآمدهای نفت و گاز به درآمدهای مالیاتی وابسته است؛ زیرا در اکثر کشورهای نفتی، دولت­ها برای تأمین مخارج و هزینه‌های خود به مالیات‌ها وابسته نبوده و تأمین مالی بسیاری از فعالیت‌های دولت از طریق درآمد حاصل از فروش نفت فراهم می‌شوند. وفور این منابع خدادادی و عدم وابستگی کامل دولت به درآمدهای مالیاتی دارای اثر دوگانه­ای بر اقتصاد این کشورها خواهد بود. از سویی سطح بالای درآمدهای نفتی می­تواند مشکل شکاف ارزی را که یکی از مهم‌ترین و متداول­ترین موانع اقتصادی در کشورهای در حال توسعه است، برطرف کند و علاوه بر آن اثر منفی مهم‌ترین عاملی که موجب بروز اثرات منفی ناشی از افزایش مخارج دولت بر رشد اقتصادی می­شود، همان اثرات ضدانگیزشی ناشی از تأمین مالی هزینه­ها توسط مالیات را کاهش داده و باعث تشدید اثرات مثبت افزایش مخارج دولت بر نرخ­های رشد اقتصادی شود؛ پس، هر چه نسبت درآمدهای نفت و گاز دولت به درآمدهای مالیاتی­اش بیشتر باشد، با فرض مقدار مشخصی از نسبت مخارج دولت به تولید ملی، اثرات ضدانگیزشی ناشی از مخارج دولت کمتر بوده و میزان رشد بیشتری را شاهد خواهیم بود (بارو، 1990؛ سعدی و همکاران، 1388).

درآمدهای نفتی به دو عامل مهم قیمت جهانی نفت و میزان صادرات نفت بستگی دارد. روشن است که اتکای دولت به درآمدهای نفتی نامطلوب است؛ زیرا مخارج دولت به خصوص در اعتبارات جاری و برای اداره سازمان‌های دولتی هزینه­هایی هستند که خصلت دائمی دارند. حتی هزینه­های عمرانی برای قسمت عمده آن که طرح­های غیرانتفاعی است، خاصیت بلندمدت دارند و با انجام این طرح­ها هزینه­های تعمیر و نگهداری آنها وجود دارد. وابسته کردن این مخارج به درآمدهای نفت که فوق­العاده پرنوسان است، غیرمنطقی بوده و درست نیست. از آنجا که مخارج دولت، به خصوص مخارج جاری، بسیار انعطاف‌ناپذیر هستند، دولت ممکن است ناگزیر به استقراض شود که می­تواند اثرات نامطلوبی ایجاد کند. اتکای کشور به درآمدهای نفتی و ارز حاصل از صادرات نفت از طریق تغییراتی که در موازنه پرداخت­ها و ذخایر ارزی کشور روی می­دهد، اثرات منفی بر رشد اقتصادی کشور بر جای می­گذارد (اقبالی و همکاران، 1384؛ رضایی و مولایی، 1384؛ طبیبیان و سوری، 1374؛ همیلتون[14]، 2003).

 

1. پیشینه تحقیق

لندو[15] (1983)، انگن و اسکینز[16] (1991)،  دار و امیر خلخالی[17] (2002) به یک رابطه منفی بین اندازه مخارج دولت و رشد اقتصادی دست یافتند. آنها بر این باورند که گسترش اندازه دولت دارای اثرات قانون بازده نزولی و اثرات جایگزینی بخش خصوصی است. افزون بر این، مخارج دولت بیشتر به دلیل تخصیص نادرست منابع به صورت غیرکارا مصرف می­شوند. زمانی که مخارج دولت گسترش می­یابد، دولت برای تامین منابع به مالیات بیشتری نیازمند است؛ در حالی که گسترش مالیات به اقتصاد لطمه می­زند (صفدری و همکاران[18]، 2011؛ ویت و موسن[19]، 2010؛ لاندائو[20]، 1983؛ عسلی، 1383؛ تاری و ستاری، 1384؛ صادقی و همکاران، 1390).

در مقابل، مطالعات دیگری وجود دارد که نشان می­دهد رشد و گسترش اندازه دولت، رشد تولید ناخالص داخلی را ترویج می­دهد (کورمندی و مگیر[21]، 1986؛ ادلبرگ و همکاران[22]، 1998؛ الباتل[23]، 2000؛ سامتی، 1382؛ قلی­زاده، 1383؛ کسگری و اقبالی، 1386؛). برای مثال، رام[24] (1989) دریافته است که گسترش اندازه دولت نقش بیمه را برای دارایی­های بخش خصوصی ایفا می­کند و مخارج عمومی مشوق سرمایه­گذاری بخش خصوصی و در نهایت، رشد تولید ناخالص داخلی می­شود. وی تاکید می‌کند دولت با سرمایه­گذاری روی کالاها و خدمات عمومی، محیط سرمایه­گذاری را بهبود می­بخشد. کورمیندا و مگیوایر[25] (1986) در مورد تاثیر اندازه مخارج دولت بر تولید ناخالص داخلی، به نتیجه­ای دست نیافتند و بیان کردند که مخارج دولتی تاثیر معنادار بر رشد­­ بلندمدت تولید ناخالص داخلی ندارد (ودر و گالوی[26]، 1998؛ گالی[27]، 1997؛ لین[28]، 1994؛وینگ یوک[29]، 2005).

برخی دیگر از محققان نیز به یک رابطه U معکوس بین مخارج دولت و تولید ناخالص داخلی دست یافته­اند. چن و لی[30] (2005)، روی[31] (2009)، نیلی و مصلحی (1385)، زیبایی و مظاهری (1388) نشان دادند که یک رابطه غیرخطی نظیر منحنی آرمی بین مخارج دولت و رشد تولید ناخالص داخلی وجود دارد. زمانی که اندازه دولت کمتر از مقدار متغیر آستانه باشد، افزایش مخارج دولت باعث بهبود رشد تولید ناخالص داخلی می­شود؛ در حالی که اگر اندازه دولت بزرگ‌تر از مقدار متغیر آستانه باشد، رشد اقتصادی کاهش می­یابد.

برخی دیگر از پژوهشگران نیز به بررسی سطح مطلوب مخارج دولت پرداخته­اند و بسیاری از آنها معتقدند که سهم کل مخارج دولت نباید بیشتر از 25 درصد تولید ناخالص داخلی باشد (چوبانوف و همکاران[32]، 2009؛ داویس[33]، 2009؛ ایکینجی[34]،2011؛ فرانسیسکو و همکاران[35]، 2011؛ قلی­زاده، 1383؛ صیادزاده و همکاران، 1386؛ محمدزاده و همکاران، 1386).

برخی از محققان به تفکیک مخارج جاری و مخارج عمرانی دولت پرداخته و اثر هر کدام از این مخارج را به طور جداگانه بر رشد تولید ناخالص داخلی بررسی کرده­اند. نتایج به دست آمده نشان‌دهنده اثرات منفی مخارج جاری و اثرات مثبت مخارج عمرانی بر تولید ناخالص داخلی است (دوآرژان[36]، 1996؛ گوپتا و همکاران[37]، 2005؛ گوش و گریگوری[38]، 2008؛ اجبتوند و فاسانیا^[39] ،2013؛ سامتی و همکاران، 1382؛ ابونوری و همکاران، 1389).

با توجه به مطالعات انجام شده، نمی­توان بدون درنظر گرفتن آزمون­های آماری و اقتصادسنجی، دقیقا در مورد تاثیر مخارج دولت بر (رشد) تولید ناخالص داخلی اظهار نظر کرد. هر یک از مطالعات انجام شده به نحوی در تلاش برای بررسی تاثیر اندازه مخارج دولت بر (رشد) تولید ناخالص داخلی بوده­اند؛ اما در مطالعات اندکی به تاثیر شوک­های مخارج دولتی بر رشد تولید ناخالص داخلی پرداخته شده است. همچنین در مطالعات انجام شده در داخل، شوک‌های مخارج دولتی (تغییرات پیش­بینی نشده در مخارج دولت) با به کارگیری فیلترهای مختلف (مانند فیلتر هودریک پرسکات) به دست آمده­اند؛ در حالی که در این مقاله، شوک مخارج دولت به صورت پسماندهای حاصل از مدل رگرسیون استخراج شده است. با توجه به این که استفاده از فیلتر جهت استخراج شوک مخارج دولتی، تنها روند بلندمدت متغیر را در نظر گرفته و از عوامل تاثیرگذار بر متغیر چشم­پوشی می­کند، در این مقاله تلاش شده است تا با استفاده از پسماندهای به دست آمده، حاصل از تخمین مدل (1)، اثرات سایر متغیرها نیز در شوک مخارج دولتی در نظر گرفته شود. می‌توان گفت جنبه نوآوری این مقاله که آن را از سایر مطالعات انجام شده متمایز می­کند، در نحوه استخراج شوک مخارج دولتی است.

 

1. ارائه مدل

در این مطالعه، از دو الگوی مورد استفاده کرستی^[40] (2012) بهره گرفته می­شود. ابتدا، توسط الگوی (1)، شوک مخارج دولتی (پسماندهای رگرسون برآورد شده) استخراج و سپس با استفاده از الگوی (2)، رابطه بین این پسماندها با تولید ناخالص داخلی بررسی می­شود. منظور از شوک مخارج دولتی، تغییرات پیش­بینی نشده در مخارج دولت است (رستمی، 1384). از لحاظ اقتصادسنجی، جملات پسماند معادلات رگرسیون­های تک معادله­ای و سیستم معادلات را معادل با شوک درنظر می­گیرند (کوور^[41]،1992).

• ·    الگوی اول

(1)

 

-         تولید ناخالص داخلی (Y): ارزش مجموع کالاها و خدماتی که طی یک دوره معین، معمولاً یک سال در یک کشور تولید می‌شود.

-         مخارج دولت (G): مجموع مخارج جاری و مخارج عمرانی دولت

-         شوک مخارج دولت ( ): تغییرات پیش­بینی نشده در مخارج دولت (پسماندهای حاصل از مدل اول)

-         نرخ بهره (R): سود یکساله سپرده­های بانکی

-         شاخص قیمت مصرف کننده (CPI) : تغییرات در قیمت کالاها و خدمات مصرفی خریداری شده به وسیله خانواده

-         شوک نفتی و شوک ارزی: این شوک­ها توسط فیلتر هودریک- پرسکات استخراج شده­اند.

در الگوی فوق، مخارج دولتی (G) و تولید ناخالص داخلی (Y) با وقفه­هایی وارد مدل شده­اند که تعداد وقفه­های بهینه و معنادار در جریان تخمین به دست خواهد آمد،  CPI شاخص قیمت مصرف کننده، R نرخ بهره (به جای نرخ بهره از سود یک‌ساله سپرده‌های بانکی به عنوان پروکسی استفاده شده است)،  همان پسماندهای رگرسیون تخمین زده شده یا به عبارتی همان شوک­ مخارج دولت می­باشد که در الگوی دوم، به عنوان یک متغیر مستقل وارد خواهد شد. با توجه به این که در تحقیق حاضر از داده­های سری زمانی استفاده شده است، جهت نمایش روند صعودی مخارج دولت در طول زمان و همچنین به منظور درنظر گرفتن پیشرفت تکنولوژی، متغیر روند (Trend) نیز وارد مدل شده است. در مطالعات صورت گرفته، جهت تخمین این الگو از شوک­های متفاوتی (به صورت متغیر مجازی) استفاده شده است. از جمله این شوک‌ها می‌توان به بحران مالی (عدم دسترسی به اعتبارات توسط دولت)، انتظارات مقامات از نرخ رشد جاری، موجودی بدهی اول دوره، درآمد نفتی و ... اشاره کرد (کرستی  و همکاران، 2010). با توجه به بررسی­هایی که انجام شده است، می­توان بیان کرد که بعضی از این شوک­ها مانند بحران مالی، عملا در ایران وجود ندارد؛ زیرا انتشار پول در دست دولت بوده و در مواقع لزوم دولت می­تواند پول به چاپ برساند و هیچ‌گونه محدودیتی در دسترسی به اعتبارات نداشته باشد. بنابراین در این تحقیق تنها از دو شوک نفتی و ارزی که در ایران رایج هستند، استفاده می­شود.

• ·    الگوی دوم

(2)

در این الگو، شوک­های سیاست مالی و تولید ناخالص داخلی (Y) با وقفه­هایی  وارد مدل شده‌اند.d  متغیر مجازی است که نشان‌دهنده یک محیط اقتصادی خاص مثل شوک­های منفی و مثبت نفتی و ارزی است (کرستی و همکاران، 2012). تمامی داده­های مورد استفاده در این مقاله از بانک مرکزی و مرکز آمار ایران استخراج شده­اند.

استفاده از مدل (1) جهت به دست آوردن شوک مخارج دولتی، این مزیت را ایجاد کرده است که سایر عوامل تاثیرگذار بر مخارج دولت (مانند شاخص قیمت­ها، نرخ بهره، تولید ناخالص داخلی و ...) نیز در استخراج شوک­ها در نظر گرفته شده­اند؛ در حالی که استفاده از فیلترها (مانند فیلتر هودریک - پرسکات) بدون درنظر گرفتن عوامل موثر بر مخارج دولت، تنها روند بلندمدت آن را درنظر می­گیرد. همچنین، با توجه به هدف تحقیق، استفاده از مدل‌های GARCH نیز توصیه نمی‌شود؛ زیرا مدل­های GARCH اغلب جهت بررسی نااطمینانی و بی‌ثباتی و استخراج شوک­های مثبت و منفی مورد استفاده قرار می­گیرند. با توجه به اینکه هدف از مقاله حاضر، تنها استخراج شوک­های مخارج دولتی با درنظر گرفتن عوامل موثر بر این شوک­ها است (نه بررسی بی­ثباتی یا اثرات نامتقارن شوک مخارج دولتی)؛ بنابراین از این مدل‌ها استفاده نشده است.

 

1. برآورد مدل

برای اینکه یک رابطه با مفهوم بین متغیرهای الگو به دست آید و آماره­های t و F (که به ترتیب معناداری هر یک از ضرایب و معناداری همزمان ضرایب را نشان می­دهند) معتبر باشند و مدل مورد نظر بدون تورش تخمین زده شود، باید متغیرهای سری زمانی مورد استفاده در برآورد ضرایب الگو مانا باشند. متداول­ترین روش برای آزمون مانایی متغیرهای سری­های زمانی، استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (ADF)است. جدول (1) نتایج مربوط به آزمون مانایی متغیرها را نشان می‌دهد.

 

جدول 1. نتایج آزمون مانایی با استفاده از آماره دیکی فولر تعمیم یافته (ADF)

متغیر	Test statistic	Critical value (5%)	P-value	نتیجه
تولید ناخالص داخلی (GDP)	551/3-	560/3-	0342/0	I(1)
*مخارج دولت (G)	087/21-	564/3-	0000/0	I(1)

* مخارج دولت از مجموع مخارج مصرفی و مخارج عمرانی دولت به دست آمده است.

منبع: یافته­های تحقیق

 

با توجه به جدول (1) می­توان بیان کرد که متغیر تولید ناخالص داخلی در سطح مانا نبوده و با یک مرتبه تفاضل­گیری مانا می­شود، به عبارت بهتر، تولید ناخالص داخلی I(1) است. متغیر مخارج دولت (مجموع مخارج مصرفی و عمرانی دولت) نیز با یک مرتبه تفاضل­گیری مانا شده است، بنابراین مخارج دولت I(1)می­باشد.

حال با استفاده از این متغیرها، مخارج دولت بر روی سایر متغیرها، به روش OLS، رگرس شده و پسماندها(Residuals) استخراج می­شود. آزمون دیکی فولی تعمیم یافته (ADF)بر این پسماندها نشان‌دهنده این است که پسماندها در سطح مانا بوده به عبارتی I(0) هستند. نتیجه این که، یک رابطه بلندمدت بین متغیرها حاکم است و متغیرها هم­انباشته­اند. حال که وجود رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها تایید شد، باید تعداد بردارهای هم­انباشته مشخص شود. قبل از این کار، تعداد وقفه­های بهینه با استفاده از معیار شوارتز- بیزین و آکاییک به دست می­آید.

 

جدول 2. تعیین تعداد وقفه­های بهینه با معبارهای شوارتز- بیزین و آکاییک

تعداد وقفه	معیار شوارتز- بیزین	معیار آکاییک
0	06/19	67/18
1	32/11	36/7
2	14/14	62/6
3	56/23-	64/34-
4**	13/477-	38/491-

منبع: یافته­های تحقیق

** تعداد وقفه بهینه

 

با استفاده از نتایج جدول فوق، تعداد وقفه­های بهینه تشخیص داده شده توسط هر دو معیار شوارتز- بیزین و آکاییک، 4 است[42]. حال از این تعداد وقفه­های بهینه جهت تعیین تعداد بردارهای هم­انباشته استفاده می­کنیم. آزمون تعداد بردارهای هم­انباشتگی به روش آماره اثر  و مقدار ویژه  انجام شده است. نتایج این آزمون­ها بیانگر وجود یک بردار هم­انباشته در الگوی اول است. این نتایج در جدول (3) نشان داده شده است.

 

جدول 3. تعیین تعداد بردارهای هم­انباشته در الگوی اول

آماره	مقدار محاسبه شده	مقادیر  بحرانی	تعداد بردارهای هم­انباشته
آماره اثر	0014/8	03/11	1
مقدار ویژه	4873/10	36/12	1

منبع: یافته­های تحقیق

 

به منظور تخمین الگوهای معرفی شده، از روش خود توضیح با وقفه­های گسترده^[43] (ARDL) استفاده می­شود. دلیل این انتخاب مزیت­های زیادی است که روش ARDL نسبت به سایر روش‌های مشابه مانند انگل-گرینجر (1987) و خصوصا جوهانسون - جوسیلیوس (1990) دارد. مهم­ترین مزیت این روش، قابلیت استفاده از آن برای بررسی روابط بین متغیرها، صرف نظر از مانا بودن یا نبودن آنهاست. همچنین در این روش، علاوه بر امکان محاسبه روابط بلندمدت بین متغیرها، امکان محاسبه روابط پویا و کوتاه­مدت وجود دارد. ضمن آنکه سرعت تعدیل عدم تعادل کوتاه­مدت در هر دوره، برای رسیدن به تعادل بلندمدت نیز قابل محاسبه است. همچنین روش ARDL برخلاف سایر روش­ها حتی در نمونه­های کوچک هم نتایج قابل اعتمادی دارد (مگنوس و اریک، 2006)[44]. 

از آنجا که هدف از تخمین الگوی اول، استخراج شوک مخارج دولتی (پسماندها) می‌باشد، بنابراین، جهت اعتماد بیشتر به این پسماندها، تنها توجه به وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای این الگو کافی به نظر می­رسد و نیازی به تخمین رابطه کوتاه­مدت بین متغیرها نیست. به این منظور معادله (1) با استفاده از روش ARDL تخمین زده می­شود. این مدل به صورتARDL (3, 0)   برآورد شده است. نتایج حاصل از این تخمین در جدول (4) ارائه شده است. طبق این جدول، ضریب متغیر تولید ناخالص داخلی در سطح 10 درصد معنا­دار ولی منفی است. به عبارت دیگر، یک واحد افزایش در تولید ناخالص داخلی در بلندمدت باعث می­شود که مخارج دولت به اندازه 22/0 واحد کاهش یابد.

 

جدول 4. نتایج تخمین ضرایب بلندمدت با استفاده از ARDL(3,0)

متغیر	ضریب	P-Value
تولید ناخالص داخلی	2258/0-	074/0
عرض از مبدا	7/489	085/0

منبع: یافته­های تحقیق

 

برای تخمین الگوی دوم، ابتدا آزمون هم­انباشتگی صورت می­گیرد. نتایج حاصل از آزمون بردارهای هم­انباشتگی، بیانگر وجود یک بردار هم­انباشته در الگوی دوم است. این نتایج در جدول (5) ارائه شده است.

 

جدول 5. نتایج تعیین بردارهای هم­انباشتگی در الگوی دوم

آماره	مقادیر محاسبه شده	مقادیر بحرانی	تعداد بردارهای هم­انباشته
آماره اثر	9937/12	88/14	1
مقدار ویژه	2342/14	86/17	1

منبع: یافته­های تحقیق

 

حال الگوی دوم با استفاده از روش ARDL تخمین زده می­شود. این مدل به صورت ARDL(2,1,3) برآورد شده و نتایج حاصل از تخمین در جدول (6) آورده شده است.

 

 

 

جدول 6. نتایج حاصل از تخمین ضرایب کوتاه­مدت و جمله تصحیح خطا

بر مبنای معیار شوارتز- بیزین

متغیر	ضریب	SE[45]	P-Value
Y(-1)*	3593/1	1539/0	0000/0
Y(-2)**	4796/0-	1559/0	007/0
***	0141/0	1033/0	892/0
****	2173/0	1041/0	049/0
doil (-1)	6/15168-	0/5846	017/0
doil(-3)	9/22092-	8/5389	001/0
ECM(-1)	12034/0-	3634/0	003/0
F=480.2462 (0.000) DW=1.6687

*تولید ناخالص داخلی با یک وقفه، **تولید ناخالص داخلی با دو وقفه، *** شوک مخارج دولتی در دوره جاری، ****شوک مخارج دولتی با یک وقفه

منبع: یافته­های تحقیق

 

ضرایب مربوط به تولید ناخالص داخلی نشان می­دهد که این متغیر با یک وقفه دارای تاثیر مثبت و معنا­دار بر تولید ناخالص داخلی جاری بوده است؛ در حالی که همین متغیر با دو وقفه تاثیر منفی و معنا­دار بر مقدار جاری خود دارد. به عبارت دیگر، اگر GDP در یک دوره و دو دوره قبل یک واحد افزایش یابد، این تغییرات باعث می­شود که تولید ناخالص داخلی جاری به ترتیب به اندازه 35/1 واحد افزایش و 47/0 واحد کاهش ­یابد؛ بنابراین می­توان گفت که تولید ناخالص داخلی با یک وقفه تاثیر بیشتری نسبت به تولید ناخالص داخلی با دو وقفه، بر GDP جاری دارد. در واقع می­توان بیان کرد زمانی که یک تغییر در تولید ناخالص داخلی در دو دوره قبل صورت گرفته باشد، اندکی از این تغییرات در دوره قبل تعدیل می­شود و مابقی تعدیلات به دوره جاری و دوره­های آتی منتقل می­شود. طبق نتایج به دست آمده، تاثیر شوک مخارج دولتی در دوره جاری بر تولید ناخالص داخلی معنادار نمی­باشد، ولی شوک مخارج دولتی با یک وقفه بر GDP تاثیر مثبت و معنا­دار دارد. به این صورت که اگر یک واحد شوک مثبت (منفی) مخارج دولتی در اقتصاد رخ دهد (یعنی در مخارج دولت به اندازه یک واحد تغییر پیش­بینی نشده ایجاد شود)، تولید ناخالص داخلی به اندازه 21/0 واحد افزایش (کاهش) می­یابد.

بنابراین می­توان گفت مخارج دولت (مخارج جاری و عمرانی دولت) زیرساخت­هایی را ایجاد می­کند که منجر به افزایش سرمایه­گذاری خصوصی و به تبع آن افزایش تولید ناخالص داخلی می‌شود. وجود یک رابطه مثبت بین شوک مخارج دولتی و تولید ناخالص داخلی نشان می­دهد که افزایش سرمایه­گذاری دولتی، نرخ ملی انباشت سرمایه را بیشتر از سطحی که بنگاه‌های خصوصی در نظر گرفته­اند، افزایش می­دهد. از طرف دیگر، سرمایه دولتی به ویژه سرمایه زیرساختی مثل بزرگراه­ها، رابطه مکملی با سرمایه خصوصی دارند. بنابراین، سرمایه‌گذاری دولتی بیشتر بهره­وری نهایی سرمایه خصوصی را افزایش داده و منجر به اثر حمایتی شده است.

همچنین با توجه به الگوی بارو (1991) می­توان مطرح کرد که در ایران و در دوره زمانی مورد مطالعه مخارج دولتی نسبتا در مقادیر پایینی قرار دارند؛ زیرا طبق این الگو، در صورتی که مخارج دولتی در سطوح پایینی قرار گرفته باشند، تاثیر افزایش آن بر میزان تولید مثبت خواهد بود. در چنین شرایطی مخارج دولت به عنوان یکی از عوامل تولید بخش خصوصی به حساب می­آید (سعدی و همکاران، 1388).

 طبق جدول (6)، متغیر مجازی که نشانگر شوک نفتی در اقتصاد ایران است، با یک وقفه و سه وقفه دارای تاثیر منفی و معنادار بر GDP است. در این مدل، جمله تصحیح خطا دارای علامت مورد انتظار و معنا­دار  می­باشد و نشان می­دهد در صورت وارد شدن شوک و انحراف از تعادل، در هر دوره 12/0 درصد از عدم تعادل کوتاه­مدت برای رسیدن به تعادل بلندمدت تعدیل می­شود.

 

جدول 7. آزمون­های تشخیص

آزمون خودهمبستگی
آزمون تصریح مدل
آزمون نرمال بودن
آزمون ناهمسانی واریانس

منبع: یافته­های تحقیق

نتایج مربوط به آزمون­های تشخیص در جدول (7) ارائه شده است. با توجه به ضرایب می­توان نتیجه­ گرفت که فرضیه وجود خود همبستگی، وجود ناهمسانی، فرضیه نبودن فرم تبعی مناسب و فرضیه نبودن توزیع نرمال در مدل در سطح پنج درصد قابل رد می­باشد.

 

جدول 8. نتایج تخمین ضرایب بلندمدت با استفاده از ARDL (2,1,3)

متغیر	ضریب	P-Value
	9234/1	077/0
doil	6/4665-	033/0
a	3/1171	067/0
trend	5/1021	001/0

منبع: یافته­های تحقیق

 

جدول (8) نشانگر نتایج حاصل از تخمین مدل بلندمدت است. نتایج نشان می‌دهد ضریب متغیر شوک مخارج دولتی در سطح اطمینان 10 درصد معنا­دار بوده و یک واحد افزایش (کاهش) در شوک مخارج دولتی باعث 92/1 واحد افزایش (کاهش) در تولید ناخالص داخلی می­شود.

با توجه به نتایج حاصل از روابط کوتاه­مدت و بلندمدت، ضریب متغیر شوک مخارج دولتی در بلندمدت خیلی بیشتر از کوتاه­مدت است. بنابراین می­توان گفت اثر شوک مخارج دولت در بلندمدت بر تولید ناخالص داخلی بیشتر از اثر آن در کوتاه­مدت می­باشد. بنابراین سیاست­گذاران اقتصادی در هنگام اتخاذ سیاست باید بیشتر نتایج بلندمدت را در نظر گیرند تا نتایج کوتاه­مدت.

در نهایت به انجام آزمون ثبات ضرایب می­رسیم. برای انجام این آزمون از روش CUSUM و CUSUMSQ استفاده می­کنیم. در این آزمون­ها فرضیه صفر، ثبات پارامترها را در سطح معناداری پنج درصد مورد آزمون قرار می­دهد. فاصله اطمینان در این دو آزمون دو خط مستقیم است که سطح اطمینان 95 درصد را نشان می­دهد. چنانچه آماره­­های این دو آزمون در بین این دو خط قرار گیرند، فرضیه صفر مبنی بر ثبات ضرایب و یا نبودن شکست ساختاری پذیرفته می­شود ولی اگر نمودار از فاصله اطمینان بیرون زده باشد، فرضیه صفر رد می­شود و فرضیه مقابل یعنی عدم ثبات ضرایب یا وجود شکست ساختاری مورد قبول قرار می­گیرد (تشکینی، 1384). همان گونه که از نمودارها مشاهده می­شود آماره این دو آزمون در بین دو فاصله اطمینان قرار دارند، بنابراین می­توان گفت ضرایب متغیرها در طول دوره مورد بررسی دارای ثبات می­باشند.

 

 

 

 

 

 

نمودار 2. نتیجه آزمون ثبات ضرایب CUSUM

                   منبع: یافته­های تحقیق

 

 

 

 

 

 

 

نمودار 3. نتیجه آزمون ثبات ضرایب CUSUMSQ

                 منبع: یافته­های تحقیق

 

 

 

1. نتیجه­گیری

این تحقیق با ارائه یک مدل اقتصادسنجی در قالب الگوی خود توضیح با وقفه­های گسترده (ARDL) به بررسی اثر شوک­ مخارج دولتی بر تولید ناخالص داخلی ایران با استفاده از داده‌های سالانه برای دوره 1350-1393 پرداخته است. به همین منظور از دو الگو جهت دستیابی به اهداف استفاده شده است. الگوی اول مربوط به استخراج شوک مخارج دولتی است. در این الگو، مخارج کل دولتی به صورت تابعی از سایر متغیرهای مرتبط قرار می­گیرد؛ در الگوی دوم، اثر شوک مخارج دولتی بر تولید ناخالص داخلی بررسی می­شود.

طبق نتایج به دست آمده، تاثیر شوک مخارج دولتی در دوره جاری بر تولید ناخالص داخلی معنادار نمی­باشد، ولی شوک مخارج دولتی با یک وقفه روی GDP تاثیر مثبت و معنا­دار دارد. به این صورت که اگر یک واحد شوک مثبت (منفی) مخارج دولت در اقتصاد رخ دهد، تولید ناخالص داخلی به اندازه 21/0 واحد افزایش (کاهش) می­یابد.

 ضرایب مربوط به تولید ناخالص داخلی نشان می­دهد که این متغیر با یک وقفه دارای اثر مثبت و معنا­دار بر تولید ناخالص داخلی جاری و با دو وقفه تاثیر منفی و معنا­دار بر این متغیر است. در این الگو، جمله تصحیح خطا منفی و معنا­دار بوده و نشان می­دهد که در صورت وارد شدن شوک و انحراف از تعادل، در هر دوره 12 درصد از عدم تعادل کوتاه­مدت برای رسیدن به تعادل بلندمدت تعدیل می­شود. ضریب بلندمدت برای شوک مخارج دولتی برابر 92/1 است که نشان از وجود یک رابطه مثبت در بلندمدت می­باشد.

بنابراین، مخارج دولت در کوتاه­مدت و بلندمدت تاثیر مثبت و معنا­داری بر تولید ناخالص داخلی دارند و اثر این شوک در بلندمدت بیشتر از اثر آن در کوتاه­مدت بر تولید ناخالص داخلی است. بنابراین هماهنگی و سازگاری بین بخش­های گوناگون سیاست­گذاری در زمینه تصمیم­گیری در مورد چگونگی و میزان اعمال سیاست­های یاد شده می­تواند منجر به افزایش پایداری و ثبات در تولید ناخالص داخلی شود. در این راستا لازم است اثرات متقابل سیاست­ها نیز مورد بررسی و توجه قرار گیرد؛ زیرا تغییرات تولید ناخالص داخلی (طبق الگوی اول) بر مخارج دولت اثر گذاشته و باعث تغییرات پیش­بینی نشده در آن می­شود و به طور متقابل، این تغییرات پیش­بینی نشده نیز (طبق الگوی دوم) تولید ناخالص داخلی را تحت تاثیر قرار می‌دهد.

با توجه با نتایج به دست آمده از این مطالعه می­توان توصیه­های سیاستی زیر را مطرح کرد: پیشنهاد می­شود که دولت مخارج خود را بیش از حد بالا نبرد؛ زیرا این امر می­تواند باعث ایجاد رابطه معکوس بین اندازه مخارج دولت و تولید ناخالص داخلی شده و رشد اقتصادی را کاهش دهد. بخش عمده هزینه­های دولت را حقوق کارکنان دولت به همراه یارانه­ها تشکیل می­دهد. طبق بررسی­های انجام شده، در سال­های اخیر، تعداد کارکنان و میزان پرداختی به آنها در حال افزایش بوده و روند پرداخت یارانه­ها نیز حکایت از اصلاح احتمالی آنها ندارد، براین اساس به نظر می‌رسد هزینه­های دولت حتی با نرخ رشد بیشتری افزایش خواهد یافت. اتخاذ ساز و کارهای اصلی برای جلوگیری از افزایش هزینه­های جاری دولت نیازمند اعمال اصلاحات بسیار اساسی و ساختاری مانند نحوه سپردن فعالیت ها به بخش خصوصی، تجدیدنظر در وظایف دولت و واگذاری تصدی‌های دولت به بخش خصوصی است که مجموعه­ای از خط و مشی­های بسیار عمیق و اصلاحات اقتصادی را در برمی­گیرد، باید در جهت خصوصی سازی و کاهش وظایف و حجم دولت حرکت کرد. همچنین اصلاح نظام یارانه­ها از دیگر راهکارهای کاهش هزینه‌های دولت است.

 با توجه به رابطه معکوسی که بین شوک نفتی و تولید ناخالص داخلی وجود دارد، می‌توان گفت دولت باید اتکای خود را به درآمدهای نفتی کاهش داده و بیشتر بر درآمدهای مالیاتی تکیه داشته باشد؛ زیرا شوک­های نفتی اثرات منفی بر رشد اقتصادی کشور دارند. افزایش درآمدهای مالیاتی و تمرکز بر برخی صرفه­جویی­ها از راهکارهای موثر با هدف کاهش وابستگی بودجه به عواید نفتی است. باید ساختار اقتصادی و نهادی کشور اصلاح شود تا هزینه‌های اضافی کاهش یابد و کارایی هزینه­ها بالا رود. همچنین، دولت بایستی منابع درآمد غیرنفتی خود را افزایش دهد که به معنای افزایش مالیات‌هاست. با توجه به اینکه اقتصاد ایران در رکود است، این افزایش باید با دقت صورت بگیرد؛ زیرا نمی­توان دایم نرخ مالیات را بالا برد. افزایش درآمدهای مالیاتی به این معنا نیست که افرادی که مالیات می‌دهند مالیات بیشتری پرداخت کنند؛ زیرا بالا بردن نرخ مالیات رکود را افزایش می­دهد، بلکه باید منابع جدید مالیاتی کشف و جلوی فرارهای مالیاتی گرفته شود. از طرف دیگر، اگر دولت موفق شود چالش­های پیش روی تولید در کشور را برطرف کند، آنگاه با افزایش صادرات غیرنفتی می­توان مالیات­ها را افزایش داده و تکیه دولت را بر درآمدهای فروش نفت کاهش داد.

---

[1] Fatas and Mihov 

[2] Cashin

[3] Nourzad

[4] Guesh

[5] Amirkhalkhali

[6] Ghali

[7] Lizardo and Mollick

[8] Armey

[9] Grossman (1998); Veder & Gallaway (1998).

[10] Coase (1960); Arrow (1970);  Cullis & Jones (1987); Williamson (2005), Hillman (2009).

[11] Wolf (1979); Le Grand (1991); Brady, et al.(1995); Boettke, et al.(2007); Munger.(2008); Lippman, et al.(2005).

[12] Friedman (1983); North, et al.(2005); North & Thomas (1973).

[13] Barro

[14] Hamilton

[15] Landau

[16] Engen & skiner 

[17] Dar & Amirkhalkhali

[18] Safdari et al.

[19] Witt & Moesen

[20] Landau

[21] Kormendi & Meguire

[22] Edelberg et al.

[23] Albatel

[24] Ram

[25] Kormendi & Meguire

[26] Vedder & Gallaway

[27] Ghali

[28] Lin

[29] Wing Yuk

[30]  Chen & Lee

[31] Roy

[32] Chobanov, et al.

[33] Davis

[34] Ekinci

[35] Francesco et al.

[36] Devarajan

[37] Gupta et al.

[38] Ghosh and Gregoriou

[39] Egbetunde & Fasanya

[40] Corsetti

[41] Cover

[42] با توجه به اینکه تعداد مشاهدات آماری استفاده شده در این مطالعه کمتر از 100 مشاهده است (40 مشاهده آماری) بهتر است که جهت تعیین تعداد وقفه­های بهینه بر معیار شوارتز- بیزین بیشتر تاکید شود؛ زیرا در این معیار تعداد درجه آزادی کمتری از دست می­دهیم.

[43] Autoregressive Distributed Lag

[44] Magnus & Eric

[45] Standard Error

مراجع

منابع

-      ابونوری، اسمعیل، کریمی پتانلار، سعید، مردانی، محمدرضا (1389). اثر سیاست مالی بر متغیرهای کلان اقتصاد ایران: رهیافتی از روش خودرگرسیون برداری، پژوهشنامه اقتصادی. 10(3): 143-117.

-      اخباری، محمد، زیدی‌زاده، سمیرا (1390). برآورد اندازه بهینه دولت در اقتصاد ایران با استفاده از تخمین منحنی آرمی. ‎فصلنامه روند پژوهش­های اقتصادی. 19(60): 81-112.

-      اقبالی، علیرضا، گسکری، ریحانه، حلافی حمیدرضا (1384). بی ثباتی صادرات نفت و رشد اقتصادی در ایران. فصلنامهپژوهش‌هایاقتصادیایران. 7(24): 94-77.

-      تاری، فتح­اله، ستاری، رسول (1384). بررسی تاثیر مخارج دولت و مالیات­ها بر رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 5(16): 181-153.

-      تشکینی، احمد (1384). اقتصادسنجی کاربردی به کمکMicrofit. موسسه فرهنگی هنری دیباگران تهران: تهران.

-      رضایی، حسین، مولایی، محمدعلی (1384). ارزیابی نوسانات قیمت نفت بر نرخ ارز. فصلنامهپژوهش‌هاو سیاست‌هایاقتصادی. 13(33): 72-59.

-      زیبایی، منصور، مظاهری، زهرا (1388). اندازه دولت و رشد اقتصادی در ایران با تاکید بر رشد بخش کشاورزی: رهیافت رگرسیون آستانه‌ای، اقتصاد و توسعه کشاورزی (علوم و صنایع کشاورزی). 23(1): 20-11.

-      سامتی، مرتضی (1382). اندازه­گیری مقادیر بهینه فعالیت­های اقتصادی دولت جمهوری اسلامی ایران طی سال­های 1358-1377. مجله تحقیقات اقتصادی. (62).

-      سامتی، مرتضی و سامتی، مجید و شاهچرا، مهشید (1382)، جهت­گیری مناسب هزینه­های جاری و عمرانی دولت به منظور دست­یابی به رشد بهینه اقتصادی. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی. (15): 81-112.

-      سعدی، محمدرضا، عریانی، بهاره، موسوی، میرحسین، نعمت پور، معصومه  (1388). تحلیل ارتباط مخارج دولت و رشد اقتصادی در چهارچوب مدل رشد بارو. فصلنامهپژوهش‌نامهاقتصادی: 145-173.

-      سوری، على، رضا، کیهانی، حکمت (1382). متغیرهای جمعیتی، اندازه دولت و رشد اقتصادی در ایران. فصلنامه پژوهش‌هاى اقتصادى، 3(10): 75-53.

-      صادقی، سید کمال، منتظری شورکچالی، جلال، دهقانی، علی (1390). ﺗﺎﺛﯿﺮ اﻧﺪازه دوﻟﺖ ﺑﺮرﺷﺪ اﻗﺘﺼﺎدی درﮐﺸﻮرﻫﺎی ﺑﺎ درآﻣﺪ ﭘﺎﯾﯿﻦ، فصلنامه مدلسازی اقتصادی. 5(1): 91-107.

-      صیادزاده، علی، جعفری صمیمی، احمد، کریمی پتانلار، سعید (1386). بررسی رابطه بین اندازه دولت و رشد اقتصادی در ایران: برآورد منحنی آرمی. پیک نور. 5(4): 112-95.

-      طبیبیان، محمد، سوری، داوود (1374). بررسی تاثیر تکانه‌های درآمد نفت، حجم پول و مخارج دولت بر متغیرهای اقتصادی. گزارش تحقیقی، موسسه عالی پژوهش در توسعه و برنامه‌ریزی.

-      عسلی، مهدی (1383). تاثیر افزایش مخارج جاری دولت بر رشد اقتصادی کشور در یک مدل اقتصاد ساده. مجله برنامه و بودجه. 9(85): 19-3.

-      غلامی، الهام (1392). بررسی کارآیی برنامه‌های محرک مالی در ایران با استفاده از مدل‌های TVAR و DSGE. رساله دکتری. دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات تهران. دانشکده مدیریت و اقتصاد.

-      قلی­زاده، علی اکبر (1383). رویکردی برای تعیین اندازه بهینه دولت. مجله برنامه و بودجه. 9(2): 57-19.

-      کسگری، ریحانه، اقبالی، علیرضا (1386). مخارج دولت و رشد اقتصادی در ایران. مجله تحقیقات اقتصادی. 42(4).

-      مجدزاده طباطبایی، شراره، نعمت‌اللهی، فاطمه (1389). تاثیر رشد مخارج دولتی بر رشد اقتصادی مطالعه موردی اقتصاد ایران. فصلنامه پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، 17(53): ١١- 2.

-       محمدزاده، رویا، زیبایی، منصور، بخشوده، محمد (1386). بررسی اندازه بهینه دولت در کشورهای منتخب با تاکید بر بخش کشاورزی. اقتصاد کشاورزی و توسعه. (60): 124-103.

-      نیلی، مسعود، مصلحی، سیده سلماز (1385). تاثیر فعالیت­های دولت بر رشد اقتصادی: بررسی موردی ایران. مجموعه مقالات شانزدهمین کنفرانس سالانه سیاست­های پولی و ارزی. پژوهشکده پولی و بانکی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران.

-        Albatel, A. H. (2000).The Relationship between government expenditure and economic growth in saudi arabia. J,King Saud Univ. 12(12) : 173-191.

-        Arrow, K. (1970). The organization of economic activity: issues pertinent to the choice of market versus non-market allocation, in haverma, r.H. and Margolis, J., ed. Public Expenditure and Policy Analysis, Markham. Chicago.

-        Barro, R. J. (1990). Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth"., Journal of Political Economy, 98: 103-124

-        Boettke, P.J., Coyne, C.J. and Leeson, P.T. (2007). Saving Government Failure Theory from Itself: Recasting Political Economy from an Austrian Perspective. Constitutional Political Economy. 18.

-        Brady, G.L., Clark, J.R. and Davis, W.L. (1995). The Political Economy of Dissonance. Public Choice. 82.

-        Caballero, R. J., & Pindyck, R. S. (1996). Uncertainty, investment, and industry evolution (No. w4160). National Bureau of Economic Research.

-        Cashin, P. (1995). Government spending, taxes, and economic growth. Staff Papers, 42(2): 237-269.

-        Chen, S. and Lee, C. (2005). Government Size and Economic Growth in Taiwan: A Threshold Regression Approach, Jornal of Policy Modeling. 27.

-        Coase, R. (1960). The Problem of Social Cost. Journal of Law and Economics. 1.

-        Corsetti, G., Meier, A., & Müller, G. J. (2012). What determines government spending multipliers?. Economic Policy, 27(72): 521-565.

-        Cover, J. P. (1992). Asymmetric effects of positive and negative money-supply shocks. The Quarterly Journal of Economics, 107(4), 1261-1282.

-        Cullis, J. and Jones, P. (1987). Microeconomics and the Public Economy, in Defense of Leviathan, Oxford: Basil Blackwell.

-        Dar, A. A., & AmirKhalkhali, S. (2002). Government size, factor accumulation, and economic growth: evidence from OECD countries. Journal of policy modeling, 24(7), 679-692.

-        Davis, A. (2009). Human Development and the Optimal Size of Government. The Journal of Socio-Economic.38.

-        Devarajan, S., & Swaroop, V., & Zou, H. (1996). The Composition of Public Expenditure and Economic Growth. Journal of Monetary Economics, 37: 313–44.

-        Edelberg, W., Eichenbaum, M., & Fisher, J. D. (1999). Understanding the effects of a shock to government purchases. Review of Economic Dynamics, 2(1): 166-206.‏

-        Egbetunde, T., & Fasanya, I.O. (2013). Public Expenditure and Economic Growth in Nigeria: Evidence From Auto-Regressive Distributed Lag Specification. Zagreb International Review of  economics & Business, 16(1):   79-92.

-        Engen, Eric, M.; Skinner, Jonathan. (1992). Fiscal Policy and Economic Growth. NBER Working Paper. No. 4223.

-        Francesco,F and Cosimo,M. (2010). Optimal Size of Government and Economic Growth in Eu-27. Working Papers.

-        Fosu, O. A. E., & Magnus, F. J. (2006). Bounds Testing Approach to Cointegration: An Examination of Foreign Direct Investment Trade and Growth Relationships. American Journal of Applied Sciences, 3(11).‏

-        Ghali, K. H. (1997). Government Spending and Economic Growth in Saudi Arabia, Journal of Economic Development. 22(2): 165-172.

-        Ghali, K. H. (1998).Government Size and Economic Growth: Evidence from a Multivariate Cointegration Analysis, Applied Economics, 31: 975-987.

-        Ghosh, S.,& Gregoriou, A. (2008).The Composition of Government Spending and Growth: is Current or Capital Spending Better? Oxford Economic Papers, 60:484-516.

-        Grossman, P. (1988). Growth in Government and Economic Growth: The Australian Experience. Australian Economics Papers. 27: 33-45.

-        Gupta, S., Clements, B., Baldacci, E., & Mulas-Granados, C. (2005).Fiscal Policy. Expenditure Composition, and Growth in Low-Income Countries. Journal of International Money and Finance, 24: 441–63.

-        Guseh, J. S. (1997). Government size and economic growth in developing countries: a political-economy framework. Journal of macroeconomics, 19(1):175-192.

-        Hamilton, J. D. (2003). What is an Oil Shock? Journal of Econometrics, 133: 363-398.

-        Hillman, A. (2009). Public Finance and Public Policy. Second edition, Cambridge University Press.

-        Kormendi, R.C. and Meguire, P.G. (1985). Macroeconomic Determinants of Growth: Cross-Country Evidence. Journal of Monetary Economics. 16: 14163.

-        Landau, Daniel. (1986). Government and Economic Growth in the LDC’s: An Empirical Study for 1960-1980. 35(1): 35-76.

-        Le Grand, J. (1991). The Theory of Government Failure. British Journal of Political Science, 21: 423 – 442.

-        Lizardo, R. & Mollick, A. V. (2009).can latin america prosper by reducing the size of government?, Cato Journal, 29( 2): 247-266

-        Lippman, S., Davis, A. and Aldrich, H.E. (2005). Entrepreneurship and inequality, Research in the Sociology of Work, 15: 3 – 31.

-        Munger, M.C. (2008). Economic Choice, Political Decision and the Problem of Limits", Public Choice, 137: 507-522.

-        North, D.C. and Thomas, R.P. (1973). The Rise of the Western World. Cambridge, Cambridge University Press. Traduction Française, 1980. L’Essor Du Monde Occidental : Une Nouvelle Histoire Economique, Flammarion. Paris.

-        North, D.C., Wallis, J.J. and Weingast, B.R. (2005). The Natural State: The Political-Economy of Non-Development, Electronic Version.

-        Nourzad F. (2000). The productivity effect of government capital in developing and industrialized countries, Applied economic, 32(5):1181-1187.

-        Ram, Rati. (1986). Government Size and Economic Growth: A New Framework and Some Evidence From Cross-Section and Time Series Data. American Economic Review. 76: 191-203.

-        Roy, A. G. (2009). Evidence on Economic Growth and Government Size. Applied Economics, 41:607–614.

-        Safdari. Mahdi., Abouie Mehrizi, Masoud and Elahi, Marzie. (2011). Government Size and Economic Growth in Iran. International Research Journal of Finance and Economics. 71.

-        Vedder, R. K. and Gallaway, L. E. (1998). Government Size and Economic Growth, Paper  Prepared for the Joint Economic Committee. http://www.house.gov/jop.

-        Williamson, O. E. (1989). Transaction cost economics. Handbook of industrial organization, 1: 135-182.

-        Witte,M. and Moesen,K. (2010). Sizing the Government, Public Choice.145.

-        Wolf, C. (1988). Markets or Governments: Choosing Between Imperfect Alternatives. Cambridge. Mass. MIT Press.