درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات در ایران با تأکید بر نقش بی‌ثباتی درآمدهای نفتی (رهیافت غیرخطی)

مدلسازی اقتصادی

مقاله 5، دوره 11، شماره 37، خرداد 1396، صفحه 77-100   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

مانا مصباحی¹؛ حسین اصغرپور^{* 2}؛ جعفر حقیقت³؛ سید علیرضا کازرونی⁴؛ فیروز فلاحی⁵

¹دنشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز

²تبریز- بلوار 29 بهمن- دانشگاه تبریز- دانشکده اقتصاد، مدیریت و بازرگانی- گروه اقتصاد

³استاد اقتصاد دانشگاه تبریز

⁴تبریز، دانشگاه تبریز، دانشکده اقتصاد، مدیریت و بازرگانی، گروه اقتصاد

⁵دانشگاه تبریز

چکیده

چکیده
هدف اصلی این مقاله بررسی تأثیر متغیرهای بنیادی و بی­ثباتی درآمد نفتی (یکی از مهم­ترین مؤلفه­های فضای حاکم بر اقتصاد ایران) بر درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات است. بدین منظور از مدل مارکوف- سوئیچینگ و روش گارچ‌نمایی بر اساس داده­های سال­های 1393:4-1369:2 استفاده شد. نتایج نشان داد دو رژیم درجه عبور نرخ ارز برای قیمت کالاهای وارداتی به ایران وجود دارد و درجه عبور نرخ ارز در هر دو رژیم بیش از واحد است. همچنین بی­ثباتی درآمدهای نفتی از نظر علامت و اندازه تأثیر نامتقارنی بر رژیم­های درجه عبور نرخ ارز دارد؛ ولی باعث افزایش درجه عبور نرخ ارز در هر دو رژیم می­شود. از این­رو، مدیریت بی­ثباتی درآمدهای نفتی و تغییرات نرخ ارز پیشنهاد می­­شود.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: C22؛ F31؛ E42 واژگان کلیدی: رژیم قیمت واردات، عبور نرخ ارز، بی‌ثباتی درآمدهای نفتی، رگرسیون چرخشی مارکف، گارچ‌نمایی

اصل مقاله

1. مقدمه

نرخ ارز یکی از مهم­ترین عوامل بنیادی در تعیین قیمت داخلی کالاهای وارداتی است (پدیده گذر نرخ ارز)؛ از سایر عوامل بنیادی نیز می­توان به هزینه تولید کالا، میزان تقاضا، محدودیت‌های تجاری و غیره اشاره کرد.

بر مبنای ادبیات اقتصادی، ارتباط قیمت واردات با عوامل بنیادی آن در طول زمان متغیر بوده و تابعی از سیاست­های­ مناسب اقتصاد کلان[1] (رازافیماهفا[2]، 2012)، بی­ثباتی اقتصاد کلان[3] (کازورزی[4] و همکاران، 2007؛ نوگوئیرا و لئون لدسم[5]، 2011)، محیط اقتصاد کلان[6] (شیخ و لوهیچی[7] ،2016) کشور واردکننده است. در واقع، برخی عوامل به صورت خاص کشوری    (به فراخور ساختار اقتصادی آن­ها) وجود دارند که روابط بین متغیرهای اقتصادی را اگر دچار شکست ساختاری (تغییرات بین رژیمی) نکنند، حداقل باعث تغییرات درون رژیمی می­شوند (روابط را در داخل هر رژیم تقویت و یا تضعیف می­کنند). به عنوان مثال، ویژگی بارز اقتصاد ایران اتکای زیاد آن به درآمدهای نفتی است؛ به طوری که درآمدهای نفتی از سال 1357 تا 1394 همواره بیش از 50 درصد منابع دولت و حدود 80 درصد از درآمدهای صادراتی ایران را شامل شده است.[8]

از آنجا که نقش دولت در اقتصاد به واسطه درآمدهای نفتی ایران پررنگ بوده و درآمدهای نفتی نیز به دلیل تصادفی بودن شوک­های قیمتی خارج از کنترل سیاست­گذاران داخلی است، بی­ثباتی درآمدهای نفتی در ایران عامل اصلی نااطمینانی (نوسانات) فضای اقتصاد کلان است. در نتیجه، ارتباط قیمت واردات با عوامل بنیادی آن (به خصوص در مورد نرخ ارز) تحت تأثیر بی­ثباتی درآمدهای نفتی خواهد بود.

بررسی تجربی میزان سرایت بی­ثباتی درآمدهای نفتی ایران بر قیمت­ کالاهای وارداتی می‌تواند نکات جدیدی را به ویژه برای سیاست‌گذاران تصویر کند؛ زیرا تاکنون مطالعه­ای در خصوص اثر بی­ثباتی درآمدهای نفتی و درجه عبور نرخ ارز بر قیمت کالاهای وارداتی در ایران صورت نگرفته است. بر این اساس، دو سوال اساسی درباره قیمت واردات ایران قابل طرح است: اول، آیا قیمت کالاهای وارداتی تحت تأثیر عوامل بنیادی آن از یک الگوی چند رژیمی پیروی می­کند؟ اگر پاسخ مثبت است؛ در این صورت، نقش عوامل بنیادی در این رژیم­ها چیست؟ دوم، تأثیرگذاری بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر درجه عبور نرخ ارز در هر یک از رژیم‌های مختلف قیمت­گذاری واردات چگونه است؟ پاسخ این سوالات برای سیاست‌گذار اقتصادی در راستای افزایش منافع ناشی از واردات (تجارت) مهم خواهد بود. از این‌رو، این مقاله با استفاده از رویکرد رگرسیونی چرخشی مارکف و داده‌های دوره زمانی 1393:4-1369:2 به بررسی این دو مسأله می­پردازد.

در ادامه مقاله به شکل زیر سازماندهی شده است: در بخش دوم، مروری بر ادبیات بیان می­شود؛ در بخش سوم، روش­ تحقیق، در بخش چهارم، برآورد و تحلیل  مدل و در پایان نیز نتیجه­گیری و پیشنهادهای سیاستی ارائه می­شود.

 

1. مروی بر ادبیات

در ادبیات نظری تصریح مدل عبور نرخ ارز بر مبنای رفتار قیمت­گذاری بنگاه وارداتی، صورت می­گیرد (بارحومی^[9]، 2006؛ کامپا و گلدبرگ[10]، 2005؛ الابری و گودوین[11]، 2009؛ جونتیلا و کرهونن^[12]، 2012)؛ بنگاهی که در یک بازار رقابت ناقص در کشور واردکننده دارای قدرت قیمت­گذاری نسبی است و درصدد حداکثر کردن سود خود به شکل زیر است (شیخ و لوهیچی (2016)):

(1)

در این معادله،  سود بنگاه خارجی بر حسب پول خارجی،  نرخ ارز اسمی (ارزش هر واحد پول خارجی بر حسب واحد پول داخلی)،   بیانگر قیمت کالای وارداتی بر حسب پول داخلی است.  بیانگر تقاضا برای کالای وارداتی است که تابعی از قیمت کالای وارداتی ( )، قیمت کالاهای رقیب موجود در بازار داخل ( ) و سطح درآمد ( ) است. هزینه تولید کالا بر حسب پول خارجی  با توجه به میزان تولید  و قیمت نهاده­های تولید  مشخص می­شود. با توجه به شرط درجه اول ماکزیمم­سازی سود، قیمت کالای وارداتی برابر است با:

(2)

 هزینه نهایی تولید و  حاشیه سود (مارک آپ[13]) بنگاه است. اگر از طرفین معادله (2) لگاریتم گرفته و سپس به صورت رگرسیونی نوشته شود، خواهیم داشت:

(3)

که در آن ، ،  و  به ترتیب، بیانگر لگاریتم قیمت کالا در کشور واردکننده، لگاریتم نرخ ارز اسمی، لگاریتم هزینه نهایی تولیدکننده در خارج و لگاریتم حاشیه سود بنگاه وارداتی می­باشد. در رابطه (3)، اگر  باشد، درجه عبور نرخ ارز، ناقص و اگر  باشد، درجه عبور نرخ ارز، کامل است. همچنین اگر  باشد، نشان می­دهد که اثر پایداری قیمتی[14] در بازار واردات کشور واردکننده وجود دارد.

با توجه به معادله (3) عوامل اثرگذار بر قیمت واردات در یک کشور به سه دسته کلی نرخ ارز، هزینه تولید در کشور مبدأ و حاشیه سود بنگاهی وارداتی تقسیم می­شود. در خصوص دو عامل نخست، هر چه نرخ ارز در یک کشور افزایش (کاهش) یابد و همچنین هزینه تولید در کشور مبدأ افزایش (کاهش) یابد، با فرض ثبات سایر شرایط قیمت کالاهای وارداتی افزایش (کاهش) می­یابد. اما مهم­ترین متغیر اثرگذار بر قیمت کالاهای وارداتی به یک کشور، حاشیه سود بنگاه وارداتی است (مان[15]، 1986).

فرض کنید برخلاف افزایش نرخ ارز، قیمت کالای وارداتی در داخل افزایش نیابد و یا افزایش آن اندک باشد. اگر با افزایش نرخ ارز، قیمت کالای وارداتی تغییر نکند، بیان می­شود بنگاه­ وارداتی، افزایش هزینه­ها را به طور کامل در حاشیه سود خود جذب کرده و مانع از سرایت افزایش نرخ ارز به قیمت کالا شده است. اگر با افزایش نرخ ارز، قیمت کالای وارداتی با نسبت کمتری افزایش یابد، آن­گاه گفته می­شود بنگاه بخشی از افزایش هزینه را در حاشیه سود خود جذب و بخشی را در قیمت کالا منعکس کرده است.

اما به طور کلی، حاشیه سود بنگاه­ها تحت تأثیر چه عواملی است؟ بر اساس ادبیات موجود، حاشیه سود بنگاه­ها تحت تأثیر متغیرهای محیطی اقتصاد کلان، درجه آزادی تجاری و سطح درآمد کشور واردکننده است که به طور اختصار بیان می‌شود.

یکی دیگر از متغیرهای اثرگذار بر حاشیه سود و در نتیجه عبور نرخ ارز، باز بودن تجاری کشور واردکننده است. هر چه اقتصاد از لحاظ تجاری آزادتر باشد، رقابت­پذیری در آن اقتصاد بیشتر بوده و با افزایش رقابت، سطح عمومی قیمت­های داخل کاهش می­یابد. در این شرایط، بنگاه‌ها انگیزه دارند با جذب افزایش هزینه­ها در حاشیه سود، مانع از افزایش قیمت کالاهای وارداتی شوند. بدین ترتیب، بین باز بودن تجاری و درجه عبور نرخ ارز رابطه معکوس وجود دارد (قوش[16]، 2013؛ ازکان و اردن[17]، 2015). از سوی دیگر، انتظار می‌رود با افزایش حجم تجارت، نوسان­های شدید نرخ ارز به قیمت کالاهای وارداتی و مصرفی انتقال یافته و آن­گاه درجه عبور نرخ ارز افزایش یابد (اصغرپور و مهدیلو، 1393). در نتیجه با افزایش نرخ ارز درجه عبور نرخ ارز افزایش می­یابد. بنابراین، اثر نهایی باز بودن تجاری بر درجه عبور نرخ ارز به برآیند دو اثر یاد شده بستگی دارد.

بر این اساس، در گام نخست، مدل درجه عبور نرخ ارز در معادله (3) به صورت زیر است:

(4)

که در آن  و  به ترتیب، نمایانگر لگاریتم تولید ناخالص داخلی کشور واردکننده و لگاریتم درجه باز بودن تجاری کشور داخل می­باشد. معادله (4) به معادله «حالت»[18] معروف است که در مطالعات تجربی، برای تخمین درجه عبور نرخ ارز مورد استفاده قرار می­گیرد.

از دیگر متغیرهایی که باعث افزایش درجه عبور نرخ ارز می­شود، فضای بد اقتصاد کلان[19] است (نوگوئیرا و لئون لدسم، 2011). بروز هرگونه بحران اعتماد[20] در اقتصاد باعث می­شود تا انگیزه جذب هزینه­ها در حاشیه سود توسط بنگاه­های وارداتی کاهش یابد. به طور مثال، بروز کسری بودجه با ایجاد فضای نااطمینانی در اقتصاد باعث افزایش درجه عبور نرخ ارز می­شود (رازافیماهفا، 2012). فضای اقتصاد کلان کشورهای صادرکننده نفت مانند ایران تا حد زیادی به درآمدهای نفتی بستگی دارد.[21] به طوری که بی­ثباتی درآمدهای نفتی منجر به بروز ریسک و مخاطره در فضای تصمیم­گیری عوامل اقتصادی می­شود. بدین ترتیب، برای بررسی و آزمون نقش بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر درجه عبور نرخ ارز در ایران، این متغیر به صورت تقاطعی[22] وارد مدل شده و به صورت زیر تعدیل می­شود:

(5)

که در آن  نشان­دهنده بی­ثباتی درآمدهای نفتی بوده و مجموع ضرائب  معرف درجه عبور نرخ ارز می­باشد. پارامتر  نشان­دهنده نقش بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر درجه عبور است. بنابراین، اثر انتقالی نرخ ارز بر قیمت واردات از دو جزء مستقیم ( ) و غیرمستقیم ( ) تشکیل شده است.

پس از کاهش درجه عبور نرخ ارز در دهه 90 میلادی در کشورهای توسعه‌یافته، پژوهش‌های خارجی به بررسی این پدیده اختصاص یافتند. از آنجا که هیچ­یک از این کشورها، صادرکننده عمده نفتی نبودند، در هیچ­یک از مطالعات صورت گرفته به تأثیر درآمدهای نفتی یا بی­ثباتی آن بر درجه عبور نرخ ارز در قیمت واردات توجهی نشده است. صرفا در برخی مقالات با موضوع آثار انتقالی نرخ ارز بر تورم (شاخص قیمت مصرف‌کننده)، قیمت نفت به عنوان عامل مؤثر بر بخش عرضه و نماینده قیمت انرژی مورد توجه قرار گرفته است.

در مطالعاتی که در کشورهای صادرکننده منابع طبیعی صورت گرفته، قیمت نفت به عنوان متغیر اثرگذار بر نرخ ارز و در نتیجه اثرگذار بر درجه عبور نرخ ارز وارد مدل شده است. در واقع، تمامی مطالعاتی که "نفت" را مؤثر بر درجه عبور نرخ ارز دانسته­اند، فقط بر "قیمت" نفت تمرکز کرده و بی­ثباتی درآمدهای نفتی را که منشأ اصلی چالش­های اقتصادی است، نادیده گرفته­اند. در جدول (1) به برخی[23] از مطالعات خارجی اشاره شده است. نکته مهم این است که در تمامی این مطالعات از رهیافت VAR استفاده شده است.

 

جدول 1.برخی از مهم‌ترین مطالعات انجام شده

محققان	قلمروی زمانی و مکانی	مهم­ترین نتایج
مک­کارتی[24] (2000)	9 کشور پیشرفته 1976- 1998	به دلیل کاهش قیمت نفت در 98-1996، نرخ تورم کشورهایی که با کاهش ارزش پول ملی مواجه شدند، از قِبل افزایش نرخ ارز و قیمت واردات افزایش نیافت.
ایتو و ساتو[25] (2006)	5 کشور آسیای شرقی 2005- 1993	نتایج حاصل از تجزیه واریانس­ها نشان می­دهد که شوک نفتی بیشترین توضیح­دهی را در تغییرات شاخص قیمت مصرف‌کننده برای دو کشور سنگاپور و تایلند دارد.
کورهنن و واچته[26] (2006)	کشورهای مشترک المنافع 2004- 1999	واکنش نرخ تورم به شوک مثبت ارزی در کشورهای نفت‌خیز همانند سایر کشورها، در صورت لحاظ نشدن قیمت نفت، مستقیم است. اما لحاظ قیمت نفت به دلیل اثر تقاطعی آن با نرخ ارز، باعث می­شود با بروز شوک مثبت ارزی نرخ تورم کاهش یابد.
میردالا[27] (2014)	اقتصادهای در حال گذر اروپایی 2012-2000	واکنش نرخ ارز به شوک قیمت نفت، به سیستم ارزی آن­ها (این­که ثابت یا شناور باشد) بستگی دارد. در سیستم نرخ ارز ثابت واکنش به شوک نفتی کمتر؛ اما انتقال اثر آن به قیمت­های داخلی بیشتر است.
محمد[28] و همکاران (2015)	الجزائر 2011- 2002	شوک قیمت نفت (نماینده شوک طرف عرضه) 30 درصد از نوسانات شاخص قیمت مصرف­کننده و 5 درصد نوسانات شاخص قیمت تولیدکننده را توضیح می­دهد.

در مطالعات داخل ایران در زمینه بررسی اثر درآمدهای نفتی بر درجه عبور نرخ ارز و زنجیره قیمت­ها، کازرونی و سلیمانی الوانق (1394) با استفاده از رهیافت ARDL برای دوره زمانی 1387-1353 نشان دادند از یک سو با یک درصد افزایش در درآمدهای نفتی نرخ واقعی ارز 94/0 درصد کاهش می­یابد. از سوی دیگر، رابطه مثبت و معناداری بین انحراف نرخ واقعی ارز و شاخص قیمت مصرف‌کننده وجود دارد.

بر اساس جدول (1) در عمده مطالعات خارجی به طور ضمنی فرض شده است که پارامترها فاقد شکست ساختاری هستند. این امر در حالی است که با توجه به پویایی فضای اقتصادی، بروز شکست­های ساختاری اقتصاد کشورها بسیار محتمل است. در نتیجه، ضروری است این مسأله در رهیافت­های به کارگیری شده در مطالعات لحاظ شود. افزون بر این، در مطالعات داخلی نیز تأثیر بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر درجه عبور نرخ ارز مورد غفلت واقع شده است.

بر این اساس، تمایز این مطالعه نسبت به مطالعات پیشین در بررسی رفتار چند رژیمی قیمت واردات نسبت به عوامل بنیادی آن و تغییرات درون­رژیمی گذر نرخ ارز تحت تأثیر بی‌ثباتی درآمدهای نفتی است.

 

1. روش تحقیق

با توجه به ادبیات موضوع و به منظور پاسخ به سئوالات مطرح شده، دو الگو برای دوره زمانی 1393:4-1369:2 مورد بررسی قرار می­گیرد. الگوها به صورت رژیمی و به صورت زیر تصریح شده است:

(6)
(7)

که در آن ( ) لگاریتم شاخص ضمنی قیمت واردات به سال پایه 1383، (ex) لگاریتم نرخ دلار بر حسب ریال به قیمت بازار آزاد، (gdp) لگاریتم تولید ناخالص داخلی حقیقی (میلیارد ریال) به قیمت ثابت سال 1383 به عنوان جانشین درآمد کشور ایران، (ppi) لگاریتم شاخص ضمنی قیمت تولیدکننده آمریکا به قیمت ثابت سال 1383[29]، (op) لگاریتم آزادی تجاری است که از نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی حقیقی به قیمت ثابت سال 1383 حاصل شده و  معرف متغیر تقاطعی بی­ثباتی درآمدهای نفتی دولت[30] (میلیارد ریال) به قیمت ثابت 1383 است.[31] شاخص قیمت تولیدکننده آمریکا از بانک اطلاعات سایت رسمی کشورهای سازمان همکاری و توسعه اقتصادی (OECD) [32] و سایر داده­ها از بانک اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی برای دوره زمانی 1393:4-1369:2 استخراج شده است.  و ­ها پارامترهای مدل و  و  اجزای اخلال (دارای توزیع نرمال) هستند. تخمین معادلات (6) و (7) با استفاده از روش چرخشی مارکف صورت گرفته و از روش EGARCH برای محاسبه بی­ثباتی نفتی استفاده شده است.

3-1.‌ مدل­سازی درجه عبور نرخ ارز: مدل­ چرخشی مارکف

اغلب متغیرهای اقتصادی در طی زمان به دلایل گوناگون همانند جنگ، تغییر سیاست­ها، بحران­های اقتصادی و طبیعی و غیره دچار تغییر وضعیت و یا تغییر رژیم می­شوند. در مدل‌های چرخشی مارکف تغییر وضعیت داده­ها در طی زمان به صورت درون‌زا مدل­سازی می­شود؛ به گونه­ای که این امکان وجود دارد که تغییر وضعیت­ها به دفعات و به صورت دائمی یا موقت اتفاق بیفتد (فلاحی و هاشمی، 1389).

اگر تصور بر این باشد که سری زمانی قیمت واردات  به ایران در طی زمان توأم با تغییرات در وضعیت (رژیم) است، آنگاه با فرض وجود دو رژیم می­توان معادله (4) را به صورت زیر بیان نمود:

(8)

که در آن ، میانگین شرطی و ، جزء اخلال است که فرض می­شود از یک توزیع نرمال، با میانگین صفر و واریانس  پیروی می­کند.  متغیر رژیم است که در اینجا دو مقدار یک و دو به خود می­گیرد. همان گونه که مشاهده می­شود ویژگی­های  توسط ویژگی  و متغیر وضعیت  به صورت مشترک بیان می‌شود. در مدل­های چرخشی مارکف، متغیر  قابل مشاهده نیست؛ بنابراین، نمی­توان مشخص کرد در زمان t به طور دقیق در کدام رژیم یا وضعیت قرار داریم؛ اما، با کمک احتمال حرکت این متغیر، می­توان به نحوه حرکت بین رژیم­ها پی برد. در مدل چرخشی مارکف فرض می­شود نحوه تغییر رژیم­ها از زنجیره مرتبه اول مارکف تبعیت می­کند که به صورت رابطه (9) نشان داده می­شود:

(9)

 احتمال انتقال به  با فرض  را نشان می­دهد. با کنار هم قرار دادن این احتمالات در یک ماتریس (2×2) ماتریس احتمال انتقالات (P) به دست می­آید:

(10)

برای تخمین معادلات (8)، از روش حداکثر درست‌نمایی استفاده می­شود. بنابراین، تابع چگالی هر رژیم به صورت زیر تشکیل می­شود (فرانسس و ون­دیجک[33]، 2000):

(11)

f(.) و  به ترتیب توزیع شرطی هر رژیم و اطلاعات در دسترس تا زمان  است. از یک سو، بر اساس رابطه (11)، احتمال وقوع  به عنوان یک متغیر تصادفی، در هر نقطه از زمان، به متغیر نهفته  وابسته است. از سوی دیگر، بر اساس رابطه (9)، توزیع ها به مقادیر گذشته خودشان وابسته هستند. در یک احتمال مشترک بین وقوع  و تمام ها وجود خواهد داشت ( ) (سلمانی،1391).

برای برآورد تمامی کمیت­های تصادفی مدل از تابع حداکثر درست­­نمایی استفاده می­شود. روش مرسوم برای برآورد پارامترهای مورد نظر در تابع درست‌نمایی، حداکثر کردن تابع لگاریتم درست‌نمایی ( ) نسبت به پارامترهای تابع است.

(12)

در توابع فوق،  نشان­دهنده بردار پارامترهایی است که در رژیم­های مختلف، مقادیر مختلفی را اختیار می­کنند و  نیز، بردار تمام پارامترهایی است که در رژیم­های مختلف، ثابت هستند. در این مقاله برای برآورد مدل چرخشی مارکف از نرم افزار OxMetrics6 استفاده شده است که از چهار الگوریتم­­ [34]SQPF ،[35]EM ،[36]BFGS و EM+SQPF برخوردار است.

3-2.‌ مدل­سازی بی­ثباتی­های درآمدهای نفتی: مدل EGARCH

بی­ثباتی یک متغیر، قابل مشاهده نیست (ویکرماسینق و سیلواپول[37]، 2004). یکی از رویکردهای تخمین بی­­ثباتی، استفاده از مدل­های ARCH­[38] است. برای رفع دو مشکل در این مدل­ها، یعنی فرض غیر منفی بودن پارامترهای مدل و هم­چنین تقارنی در نظر گرفتن اثرات شوک­های مثبت و منفی بر نوسانات، مدلی موسوم به EGARCH­[39] معرفی شد (سوری، 1391). در این مقاله برای محاسبه بی­ثباتی درآمدهای نفتی از مدل EGARCH استفاده می­شود که یکی از روش­های مناسب برای برآورد شاخص­های بی­ثباتی و نااطمینانی است.

 

معادله واریانس شرطی در مدل EGARCH(1,1) به صورت زیر بیان می­شود:

(13)
(14)

 متغیر وابسته (لگاریتم طبیعی درآمدهای نفتی (میلیارد ریال) به قیمت ثابت 1383)،  متغیر توضیح­دهنده،  نشان­دهنده شوک­ها و اطلاعات جدیدی است که عاملان اقتصادی قبلا از وجود آن بی­اطلاع بوده­اند.  واریانس شرطی،  شامل مجموعه­ای از اطلاعات تا زمان t-1 می­­باشد.  اثر شوک­های مثبت و منفی را بیان می­کند؛ بدین صورت که اگر  باشد، اثر شوک مثبت برابر با  است و اگر  باشد، اثر شوک‌های منفی برابر با  خواهد بود. اگر مقدار  برابر با صفر باشد، آن­گاه مدل متقارن و در غیر این صورت، نامتقارن است. سری زمانی واریانس شرطی به دست آمده برای جمله خطا از رابطه (14) به­عنوان شاخصی برای بی­ثباتی درآمدهای نفتی در نظر گرفته می‌شود. برای تخمین رابطه اخیر از نرم افزار Eviews9 استفاده شده است.

 

1. یافته‌های تجربی

برای جلوگیری از کاذب بودن ضرایب تخمینی، ابتدا باید از مانایی متغیرها اطمینان حاصل شود. بر اساس جدول (2) فرضیه صفر آزمون (KPSS­)[40] مبنی بر مانایی همه متغیرها پذیرفته می­شود.

 

جدول 2. نتایج آزمون ریشه واحد غیرمتناوب (غیرفصلی)[41] متغیرها به روش (KPSS)

نام متغیر	OilIncome	Ex	gdp	op	Ppi
آماره محاسبه شده	54/0	17/0	15/0	48/0	13/0	72/0
مقدار بحرانی (در سطح احتمال 1%)	73/0	21/0	21/0	73/0	21/0	73/0
مقدار بحرانی (در سطح احتمال 5%)	46/0	14/0	14/0	46/0	14/0	46/0

منبع: یافته­های پژوهش

 

از آنجا که داده­های مورد استفاده در این مقاله فصلی هستند، بنابراین متغیرها باید از نظر وجود ریشه واحد با تناوب فصلی[42] و نیم سالانه[43] نیز آزمون شوند. در این راستا از آزمون ریشه واحد هگی[44] استفاده شده است که نتایج این آزمون در جدول (3) نشان می‌دهد تمامی متغیرها فاقد هر گونه ریشه واحد با تناوب فصلی و نیم سالانه هستند.

 

جدول 3. نتایج آزمون ریشه واحد با تناوب فصلی و نیم‌سالانه متغیرها به روش (Hegy)

متغیر	فرضیه صفر	آماره محاسباتی	سطح احتمال
OilIncome	وجود ریشه واحد با تناوب نیم سالانه	892/4-	006/0
	وجود ریشه واحد با تناوب فصلی	534/17	000/0
Ex	وجود ریشه واحد با تناوب نیم سالانه	701/5-	006/0
	وجود ریشه واحد با تناوب فصلی	501/60	000/0
gdp	وجود ریشه واحد با تناوب نیم سالانه	974/3-	009/0
	وجود ریشه واحد با تناوب فصلی	911/22	000/0
op	وجود ریشه واحد با تناوب نیم سالانه	353/3-	014/0
	وجود ریشه واحد با تناوب فصلی	525/11	001/0
P	وجود ریشه واحد با تناوب نیم سالانه	326/5-	006/0
	وجود ریشه واحد با تناوب فصلی	850/57	000/0
ppi	وجود ریشه واحد با تناوب نیم سالانه	491/6-	006/0
	وجود ریشه واحد با تناوب فصلی	790/29	000/0

منبع: یافته­های پژوهش

 

برای برآورد مدل EGARCH (جهت استخراج بی­ثباتی درآمدهای نفت)، ابتدا لازم است معادله میانگین شرطی برآورد شود. در این راستا، بر اساس نمودار همبستگی نگار^[45] سری لگاریتم طبیعی درآمدهای نفت و همچنین معیار اطلاعات آکائیک (AIC) و شوارتز بیزین (SBC)^[46] معادله ARMA (1,1) به عنوان معادله­ بهینه از بین معادلات رقیب انتخاب شد. در ادامه بر اساس نمودار همبستگی‌نگار مربوط به مربع پسماندهای حاصل از معادله  ARMA(1,1)، مدل EGARCH(1,1) به عنوان مناسب­ترین مدل از نظر معیار باکس- جنکینز^[47] از بین معادلات برآوردی انتخاب شده است.^[48] نتایج برآورد مدل ARMA (1,1)- EGARCH (1,1) در جدول (4) عرضه شده است:

 

جدول4. مدل­سازی بی­ثباتی درآمدهای نفتی

معادله میانگین شرطی:
			متغیر
(01/0) 23/0-	(00/0) 92/0	(00/0) 20/5	ضریب
معادله واریانس شرطی[49]:
				متغیر
(09/0) 35/0	(00/0) 60/0-	(00/0) 80/0	(00/0) 68/0-	ضریب

منبع: یافته­های پژوهش (اعداد داخل پرانتز، p-value می­باشد)

 

منفی بودن مقدار پارامتر  در برآورد مدل EGARCH نشان می­دهد شوک­های منفی درآمدهای نفتی بی­ثباتی بیشتری به دنبال دارد (95/0=35/0+60/0)؛ در حالی که شوک­های مثبت درآمدهای نفتی باعث کاهش بی­ثباتی می­شود (25/0=35/0+60/0-).

افزایش درآمدهای نفتی برای اقتصادهای متکی به این درآمدها مطلوب است و منجر به کاهش فضای نااطمینانی می­شود. در مقابل، کاهش این درآمدها، نشان­دهنده محدودیت­های بودجه­ای و هزینه­ای است که امری نامطلوب است. پس از کمّی­سازی بی­ثباتی­ درآمدهای نفتی، اثر متغیرهای بنیادی بر قیمت واردات به ایران با لحاظ و بدون لحاظ بی­ثباتی درآمدهای نفتی مورد بررسی قرار گرفته است. بدین منظور، در ابتدا الگوی چرخشی مارکف با رژیم­های 2 و 3 رژیمی و حالت­های مختلف (اجزای رژیمی متفاوت) برآورد شد، سپس مدل­هایی که دارای ضرایب ناسازگار با مبانی نظری یا دچار حداقل یکی از مشکلات خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس بودند، نادیده گرفته شدند. در نهایت از بین ­مدل­های باقیمانده، مدل دارای حداکثر مقدار لگاریتم راست­نمایی به عنوان مدل نهایی انتخاب شده است. در ادامه نیز، فرض وجود مدل خطی در برابر مدل غیرخطی مارکف (مدل رژیمی نهایی انتخاب شده) با استفاده از آزمون راست­نمایی (LR) بررسی شده است. نتایج این آزمون­ها در جدول (5) بیان شده است.

 

جدول 5. نتایج آزمون­های تشخیصی

آزمون	مدل حالت (معادله 6)	مدل با حضور بی­ثباتی درآمدهای نفتی دولت (معادله 7)
آزمون خطی بودن (LR)	(000/0) 182/83 =	(000/0) 805/88 =
لگاریتم درست­نمایی	723/79	679/82
معیار AIC	347/1-	387/1-
آزمون نرمالیتی	(2)=(213/0) 086/3	(2)= (009/0) 383/9
آزمون ناهمسانی واریانس (ARCH)	(137/0) 251/2 =(1،843)F	(128/0) 353/2 =(1،83)F
آزمون خود همبستگی پورت­مانتو[50]	(1391/0) 289/17 =	(1626/0) 666/16 =

منبع: یافته­های پژوهش (اعداد داخل پرانتز، p-value می­باشد)

 

بر اساس آزمون­های انجام شده، تعداد دو رژیم برای هر دو الگو تعیین شد که در جدول  (6) گزارش شده است.[51]

 

جدول 6. برآورد پارامترهای معادلات (6) و (7)

متغیر	مدل حالت (معادله 6)				مدل با حضور بی­ثباتی درآمدهای نفتی دولت (معادله 7)
	قیمت وارداتی پایین (رژیم 1)		قیمت وارداتی بالا (رژیم 2)		قیمت وارداتی پایین (رژیم 1)		قیمت وارداتی بالا (رژیم 2)
	ضرائب	t-prob	ضرائب	t-prob	ضرائب	t-prob	ضرائب	t-prob
	9/29-	(0/0)	9/29-	(0/0)	8/29-	(0/0)	8/29-	(0/0)
	011/1	(0/0)	159/1	(0/0)	158/1	(0/0)	168/1	(0/0)
	654/1	(0/0)	545/0	(04/0)	690/0	(12/0)	447/0	(08/0)
	450/1	(0/0)	582/1	(0/0)	463/1	(0/0)	604/1	(0/0)
	12/0-	(3/0)	096/0	(08/0)	114/0	(31/0)	092/0	(08/0)
ex	عدم لحاظ در معادله				008/0-	(0/0)	0005/0	(59/0)

منبع: یافته­های پژوهش

 

بر اساس مقادیر تخمینی قیمت واردات در هر رژیم[52]، قیمت واردات در معادله (6) به دو رژیم قیمت وارداتی پایین و قیمت وارداتی بالا قابل تفکیک است. نتایج نشان می­دهد درجه عبور نرخ ارز در هر دو رژیم قیمتی بالا و پایین بیشتر از واحد بوده است؛ به طوری که در رژیم قیمتی بالا حدود 159/1 درصد از افزایش ارزش دلار به قیمت واردات منتقل می­شود؛ ولی، مقدار انتقال در رژیم قیمتی پایین 011/1 درصد است. عبور بیش از واحد نرخ ارز به قیمت واردات با نتایج مطالعه یاناماندرا[53] (2015) برای کشور هند سازگار است. درجه عبور نرخ ارز بیش از واحد مؤید این است که اثر پایداری قیمتی در بازار واردات ایران وجود دارد. منشأ آن را می­توان به جایگاه نرخ ارز به­ ویژه نرخ دلار در فضای سیاسی- اقتصادی ایران نسبت داد. اگر با تغییر نرخ دلار دولت قادر به کنترل آن در دامنه معمول نباشد، نااطمینانی در اقتصاد ایران شکل می­گیرد. از سوی دیگر، نبودن بازارهای عمیق رقابتی و همچنین چسبندگی رو به پایین قیمت­ها در اقتصاد ایران باعث می­شود با بروز نااطمینانی، بنگاه­ها انگیزه داشته باشند، قیمت کالاها را افزایش دهند. این نتایج منطبق بر نظرات بالدوین[54](1988) است. بنا بر نظر وی، اگر تغییرات نرخ ارز به اندازه کافی بزرگ یا حتی موقتی باشد، یا دوره زمانی تغییرات نرخ ارز طولانی مدت باشد، آن­گاه تغییر نرخ ارز می­تواند ساختار بازار واردات را تغییر بدهد و باعث شود، عبور نرخ ارز بر قیمت واردات بیش از واحد شود.

با لحاظ بی­ثباتی درآمدهای نفتی[55] در مدل (7) مشاهده می­شود که کشش مستقیم قیمت کالاهای وارداتی نسبت به تغییرات نرخ ارز در هر دو رژیم قیمت­گذاری افزایش و تقریباً با یکدیگر برابر می­شود. درجه مستقیم عبور نرخ ارز در رژیم قیمتی بالا 168/1درصد و رژیم قیمت پایین 158/1درصد است؛ بنابراین می­توان گفت اثر مستقیم انتقالی تغییرات نرخ ارز بر قیمت کالاهای وارداتی تحت تأثیر رژیم­های قیمت­گذاری نیست.

اثر غیرمستقیم (تقاطعی) بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر قیمت واردات در رژیم پایین منفی و معنادار است (008/0-). دلیل منفی بودن می­تواند این باشد که از دید بنگاه­ها به اندازه کافی قیمت­ها پیش از این و از کانال مستقیم نرخ ارز (158/1) افزایش یافته؛ به گونه­ای که به قیمت­­های بنگاه­های قیمت­گذار بالا نیز رسیده است. قیمت واردات در رژیم قیمتی بالا از بی‌ثباتی درآمدهای نفتی تأثیر معناداری نمی­پذیرد. به طور کلی می­توان گفت اثرات تقاطعی در رژیم پایین قیمتی تضعیف­کننده و در رژیم قیمتی بالا تقویت­کننده درجه عبور نرخ ارز است. ضمن آن ­که اثرات تضعیفی بزرگ­تر از اثرات تقویتی است. به عبارت دیگر، اثرات تقاطعی بی­ثباتی درآمدهای نفتی از نظر علامت و اندازه تأثیر متقارنی بر درجه عبور نرخ ارز دارند.

رژیم­های قیمتی در هر دو معادله به عوامل بنیادی داخلی مانند نرخ دلار و میزان تقاضای داخلی حساس است. به طوری که با افزایش اندکی در این متغیرها قیمت واردات جهش زیادی می­کند. در کسب منفعت از تجارت (واردات) در این حالت تردید وجود دارد.

به لحاظ اقتصاد ریاضی، درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات مشتق قیمت واردات نسبت به نرخ ارز است. درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات در رژیم­های مختلف قیمتی و با حضور یا عدم حضور بی­ثباتی درآمدهای نفتی در جدول (7) خلاصه شده است.

 

جدول 7. عبور نرخ ارز در وضعیت­های مختلف

( ) در وضعیت­های مختلف	رژیم قیمت وارداتی پایین	رژیم قیمت وارداتی بالا
معادله حالت (معادله 6)- بدون حضور بی‌ثباتی درآمدهای نفتی	01/1	15/1
معادله با حضور بی­ثباتی درآمدهای نفتی (معادله 7)	142/1=008/0-15/1	16/1

منبع: یافته­های پژوهش

 

نتایج جدول (7) نشان می­دهد بی­ثباتی درآمدهای نفتی در اقتصاد ایران بر قدرت قیمت‌گذاری بنگاه­های وارداتی افزوده و منجر به تشدید درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات می­شود. این نتیجه­گیری با یافته­های تجربی نوگوئیرا و لئون لدسم (2011) سازگار است. افزون بر این، نتایج نشان می­دهد درجه عبور نرخ ارز در رژیم قیمت وارداتی بالا همواره از رژیم قیمت پایین بیشتر است.

همانند مطالعه شیخ و لوهیچی (2016)، هزینه تولید کالا در خارج در هر دو معادله و در هر دو رژیم قیمتی، تأثیر مثبت و معناداری بر قیمت کالاهای وارداتی دارد. رابطه مستقیم بین متغیر تقاضا در داخل و قیمت کالاهای وارداتی در هر دو معادله و در هر دو رژیم قیمتی همانند یافته­های تجربی مطالعه قوش (2013) تأیید می­شود. باز بودن تجاری تنها در رژیم قیمت وارداتی بالا به لحاظ آماری معنادار است که اثر مثبت آن بر قیمت واردات با مطالعه تجربی کازورزی و همکاران (2007) هم­خوانی دارد.

مطابق ویژگی­های رژیمی مدل­های برآورد شده در جدول (8)[56] روشن است که احتمال بقای رژیم بالای قیمتی، بالا (95 درصد) و احتمال چرخش آن به رژیم قیمت پایین بسیار ضعیف است (5 درصد). در هر دو معادله برآورد شده، اگر قیمت واردات از رژیم قیمتی پایین به رژیم قیمتی بالا منتقل شود به طور میانگین حدود 4 سال (16 فصل) در آن باقی می­ماند. این امر می­تواند نشان از چسبندگی بالای قیمت کالاهای وارداتی به ایران داشته باشد. این مسأله در اقتصاد ایران که تورمی است، حائز اهمیت است؛ زیرا قیمت کالاهای وارداتی شاخص پیش­نگر بر تورم است. به علاوه در هر دو معادله به طور متوسط دوره دوام و احتمال وقوع رژیم قیمتی بالای واردات نسبت به رژیم قیمتی پایین آن حدود دو برابر است. این امر دلالت بر آن دارد که در دوره مورد بررسی با بروز بی­ثباتی در فضای کلان اقتصاد ایران، افزایش درجه عبور نرخ ارز باعث شده است اقتصاد ایران افزایش قیمت کالاهای وارداتی را با احتمال و دوام بیشتری تجربه کند.

در سال 1371 سیاست یکسان­سازی نرخ ارز در کشور اجرا شد. اما به دلایل مختلف که مهم­ترین آن­ها کاهش درآمدهای نفتی و سررسید بدهی­های خارجی در سال­های 1370 و 1371 بود، باعث شد تا فاصله زیادی بین قیمت دولتی و نرخ آزاد ارز به وجود آید. به گونه‌ای که در سال­های 74-73 بانک مرکزی با کاهش عمده­ای در منابع ارزی مواجه شد. در این میان با آغاز برنامه دوم توسعه از فروردین سال 74 کنترل بر واردات به طور جدی دنبال شد. به گونه­ای که مطابق آمار بانک مرکزی کمترین میزان واردات کالاهای سرمایه­ای در دهه 70 شمسی در سال 74 به ثبت رسیده است. هم­چنین کمترین سهم ورود مواد اولیه و کالاهای واسطه­ای در همین دهه متعلق به سال 74 است. از این‌رو، ملاحظه می­شود برخلاف نوسان شدید ارزی در سال 74 به علت کنترل بر واردات، رژیم قیمتی در این سال رژیم قیمتی پایین است. یکی دیگر از دوره­هایی که اقتصاد ایران با بحران کمبود منابع ارزی مواجه شد، سال‌های 92-91 می­باشد. همان­گونه که ملاحظه می­شود از سال 92 اقتصاد وارد رژیم قیمت وارداتی بالا شده است.

 

جدول 8. ماتریس احتمالات و خصوصیات رژیم­ها

احتمال شرطی انتقالات		معادله حالت (6)		معادله با وجود بی­ثباتی درآمدهای نفتی، معادله (7)
		زمان t		زمان t
		رژیم 1	رژیم 2	رژیم 1	رژیم 2
زمان t+1	رژیم 1	87/0	05/0	89/0	06/0
	رژیم 2	13/0	95/0	11/0	94/0
دوام		8	75/16	5/8	25/16
احتمال تجمعی (درصد)		32/32	68/67	34/34	66/65
طول دوره (فصل)		32	67	34	65
فصول قرار گرفته در رژیم قیمتی پایین		1371:2-1369:2 1375:4-1374:1 1378:3-1377:2 1392:1-1390:1		1371:2-1369:2 1375:4-1374:1 1379:1-1377:2 1392:1-1390:1
فصول قرار گرفته در رژیم قیمتی بالا		1373:4-1371:2 1377:1-1376:1 1389:4-1378:4 1393:4-1392:1		1373:4-1371:3 1377:1-1376:1 1389:4-1379:2 1393:4-1392:2

منبع: یافته­های پژوهش

 

1. نتیجه­گیری و پیشنهادها

در این مقاله دو هدف دنبال شد؛ در مرحله اول، تأثیر متغیرهای بنیادی (به ویژه نرخ ارز) بر قیمت کالاهای وارداتی به ایران با رویکرد مدل چرخشی مارکف برای دوره زمانی 1393:4-1369:2 بررسی شد. سپس بنا به نقش بی­ثباتی درآمدهای نفتی در شکل­گیری فضای نااطمینانی در اقتصاد ایران، تأثیر این متغیر در کنار سایر متغیرهای توضیحی بر قیمت واردات و درجه عبور نرخ ارز مورد آزمون تجربی قرار گرفت. برای تخمین بی­ثباتی درآمدهای نفتی از روش EGARCH استفاده شد. نتایج حاصل از برآورد مدل­ها نشان داد اثر نرخ ارز اسمی، هزینه نهایی کالا در خارج، فشار تقاضای داخل و باز بودن تجاری بر قیمت کالاهای وارداتی مثبت است و قیمت کالاهای وارداتی به ایران از الگوی دو رژیمی "قیمت وارداتی بالا" و "قیمت وارداتی پایین" پیروی می­کند. درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات در هر دو رژیم قیمتی واردات بیش از واحد است. در نتیجه اثر مقاومت قیمتی در بازار واردات ایران وجود دارد.

از عوامل اثرگذار بر درجه عبور نرخ ارز در ایران، بی­ثباتی درآمدهای نفتی است که بر شدت درجه عبور نرخ ارز بر قیمت کالاهای وارداتی در هر دو رژیم قیمت­گذاری می­افزاید. در نتیجه بروز بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر قدرت قیمت­گذاری بنگاه­ها می­افزاید. البته اثرات بی­ثباتی درآمدهای نفتی از نظر علامت و اندازه تأثیر نامتقارنی بر درجه عبور دارد؛ به طوری که اثرات تقاطعی در رژیم پایین قیمتی تضعیفی و در رژیم بالای قیمتی تقویتی است.

همچنین نتایج نشان داد درجه عبور نرخ ارز در رژیم قیمت وارداتی بالا همواره بیشتر از رژیم قیمت وارداتی پایین است و به طور متوسط دوره دوام و احتمال وقوع رژیم قیمتی بالای واردات نسبت به رژیم قیمتی پایین آن حدود دو برابر است. هم­چنین احتمال بقای رژیم بالای قیمتی، بالا و احتمال چرخش آن به رژیم قیمت پایین بسیار ضعیف است. رژیم­های قیمتی (بدون حضور و با حضور بی­ثباتی درآمدهای نفتی) به عوامل بنیادی داخلی همانند نرخ دلار و میزان تقاضای داخلی حساس است.

بر مبنای یافته­های تجربی توصیه می­شود سیاست‌گذاران اقتصادی در برنامه­ریزی­های خود به نامتقارن بودن درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات توجه نمایند. با توجه به نتایج مبنی بر بزرگ‌تر از یک بودن درجه عبور نرخ ارز در هر دو رژیم قیمتی واردات، پیشنهاد می­شود سیاست­گذاران اقتصادی و مقامات ارزی به منظور تثبیت قیمت­ها (تورم) با اتخاذ سیاست­های مناسب، مانع از بروز شوک­های شدید ارزی شوند. همچنین با توجه به تأثیر مثبت بی­ثباتی درآمدهای نفتی بر درجه عبور نرخ ارز، توصیه می­شود دولت با پایبندی به جایگاه صندوق توسعه ملی، بی­ثباتی اقتصادی (که منشأ اصلی آن بی­ثباتی درآمدهای نفتی است) را به نحو مناسبی مدیریت کنند. در این راستا ضروری است تا منابع مالی این صندوق به جای نقش اتکایی، نقش درآمدهای تکمیلی برای برقراری ثبات در بخش ارزی، بودجه­ای و سایر بخش‌های اقتصاد را به ارمغان بیاورد تا اثرات کاهش ارزی پول ملی (فزایش نرخ ارز) بر قیمت واردات کمتر شود.

گفتنی است این نتایج با دیدگاه رازافیماهفا (2012) و نوگوئیرا و لئون لدسم (2011) مبنی بر این که نااطمینانی در فضای اقتصاد کلان درجه عبور نرخ ارز را افزایش می­دهد، سازگار است. همچنین نتایج با یافته­های تجربی شیخ و لوهیچی (2016)، قوش (2013) و  کازورزی و همکاران (2007) هم­خوانی دارد.

---

[1] Good Macroeconomic Policy

[2] Razafimahefa

[3] Macroeconomic Instability

[4] Ca’Zorzi et al.

[5] Nogueira & Leon-Ledesma

[6] Macroeconomic Environment

[7] Cheikh & Louhichi

[8] گزارش مرکز پژوهش­های مجلس با عنوان "اقتصاد ایران؛ وضعیت فعلی، راه پیشِ رو و نقش مجلس شورای اسلامی" که در نشست علنی مورخ 16 خرداد 95 مجلس شورای اسلامی بیان شد.

[9] Barhoumi

[10] Campa & Goldberg

[11] Al-Abri & Goodwin

[12] Junttila & Korhonen

[13] درصدی که به هزینه نهایی بنگاه افزوده می­شود.

[14] Hysteresis Induced Effect

[15] Mann

[16] Ghosh

[17] Ozkan & Erden

[18] State Equation

[19] Bad Macroeconomic Eenvironment

[20] Financial or Confidence Crises

[21] درآمدهای نفتی بخش بزرگی از بودجه دولت را تشکیل می­دهند و وابستگی بودجه دولت به درآمدهای نفتی بسیار بالاست؛ افزون بر این، بودجه دولت سهم به سزایی در ترکیب تقاضای اقتصاد دارد (مهرآرا و حائری، 1387).

[22] گفتنی است در ادبیات تجربی اثر متغیرهای اقتصاد کلان کشور مقصد به صورت متقاطع وارد معادله حالت می­شود.

[23]به دلیل رعایت اختصار، فقط به برخی از مهم‌ترین مطالعات اشاره شده است. متن کامل مطالعات تجربی در رساله موجود است.

[24] McCarthy

[25] Ito & Sato

[26] Korhonen & Wachte

[27] Mirdala

[28] Mohammad et al.

[29] به تبعیت از قوش (2013) به عنوان جانشین هزینه تولید کالا در خارج وارد مدل شده است.

[30] دلیل در نظر گرفتن درآمدهای نفتی دولت به جای قیمت نفت از این واقعیت ناشی می­شود که در کشورهای نفت­خیز مانند ایران این درآمدهای نفتی است که در نهایت به اقتصاد تزریق می­شود.

[31] تمامی متغیرهای به کار رفته در مدل­های تحقیق، فصلی‌زدایی شده­اند.

4 Organisation for Economic Co-operation and Development

[33] Franses & Van Dijk

[34] Feasible Sequential Quadratic Programming (FSQP) Algorithm

[35] Expectation Maximization (EM) Algorithm

[36] Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno (BFGS) Algorithm

[37] Wickremasinghe & Silvapulle

[38] Autoregressive Conditional Heteroskedasticity

[39] Exponential GARCH

[40] Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin

^[41] Unit Roots at the Zero Frequency (Non Seasonal Unit Root).

^[42] Unit Roots at the Seasonal Frequency (Seasonal Unit Root).

^[43] Unit Roots at the Semi-Annual Frequency (Semi- Annual Unit Root).

^[44] Hegy

^[45] Correlogram.

^[46] Akaike Information Criterion (AIC) & Schwarz Baysesian Criterion (SBC).

^[47] Box-Jenkins.

^[48] آزمون­های مربوط به نیکویی برازش؛ نبودن شکست ساختاری و عدم خود همبستگی در معادله میانگین شرطی را نشان دادند و صرفاً آزمون ARCH همسانی واریانس را رد کرد. این امر نشان می­دهد واریانس شرطی معادله میانگین در طول زمان تغییر می­کند؛ بنابراین استفاده از مدل EGARCH توجیه‌ دارد. نتایج آزمون ARCH بعد از تخمین مدل EGARCH نشان‌دهنده­ نبودن اثر ARCH در باقی­مانده­های مدل است.

[49] نتایج حاصل از نمودار همبستگی نگار و آزمون اثر ARCH برای پسماند مدل واریانس شرطی نشان از نوفه سفید بودن آن دارد.

[50] Portmanteau Statistic for Autocorrelation Residuals

[51] برای برآورد مدل (6)، از الگوریتم عددی EM+SQPF و برای برآورد مدل (7)، از الگوریتم عددی EM استفاده شده است.

[52] قیمت واردات با توجه به ضرائب تخمینی و مقادیر متغیرهای توضیحی برای هر دو رژیم محاسبه شد.

[53] Yanamandra

[54] Baldwin

[55] همان طور که ملاحظه می­شود با ورود متغیر بی­ثباتی نفتی تغییر زیادی در ضرائب متغیرهای بنیادی مشاهده نمی­شود که این امر نه تنها دلالت بر پایداری مدل دارد، بلکه حاکی از نبودن رابطه همخطی بین متغیر بی­ثباتی نفت و سایر متغیرهای مدل است.

[56] ماتریس احتمال انتقال در معادلات (6) و (7) به ترتیب در سطح 5 درصد و 1 درصد معنادار است.

مراجع

منابع

-      اصغرپور، حسین، مهدیلو، علی (1393). محیط تورمی و تأثیر درجه عبور نرخ ارز بر قیمت واردات در ایران: رهیافت مارکوف- سوئیچینگ. فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی. (70): 102-75.

-      سلمانی، یونس(1391). مقایسه تأثیرگذاری نوسانات قیمتی بازار جهانی نفت بر اقتصاد کشورهای OPEC و OECD. پایان‌نامه کارشناسی ارشد. دانشکده مدیریت و اقتصاد دانشگاه صنعت آب و برق (شهید عباسپور).

-      سوری، علی (1391). اقتصادسنجی همراه با کاربرد نرم افزار Eviews، تهران: انتشارات فرهنگ‌شناسی.

-   فلاحی، فیروز هاشمی دیزجی، عبدالرحیم(1389). رابطه علیت بین GDP و مصرف انرژی در ایران با استفاده از مدل­های مارکف سوئیچینگ، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، 7(26): 152-131.

-   کازرونی، علیرضا، سلیمانی الوانق، فاطمه(1394). بررسی درجه انتقال نرخ ارز بر سطح قیمت­های مصرف­کننده تحت شرایط انحراف نرخ واقعی ارز (مطالعه موردی: ایران)، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، 50(1): 192-169.

-      مهرآرا، محسن، حائری، مجتبی (1387). بررسی تطبیقی نوسانات اقتصادی در کشورهای صادرکننده نفت، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، (17): 29-1.

-        Al-Abri, A. S., & Goodwin, B. K. (2009). Re-examining the exchange rate pass-through into import prices using non-linear estimation techniques: Threshold cointegration. International Review of Economics & Finance, 18(1): 142-161.

-        Baldwin, R. (1988). Hysteresis in import prices: the beachhead effect. American Economic Review, 78 (4):773-785.

-        Barhoumi, K. (2006). Differences in long run exchange rate pass-through into import prices in developing countries: An empirical investigation. Economic Modelling, 23(6): 926-951.

-        Campa, J. M., & Goldberg, L. S. (2005). Exchange rate pass-through into import prices. Review of Economics and Statistics, 87(4): 679-690.

-        Ca'Zorzi, M., Hahn, E., & Sánchez, M. (2007). Exchange rate pass-through in emerging markets. ECB Working Paper, No. 739.

-        Cheikh, N. B., & Louhichi, W. (2016). Revisiting the role of inflation environment in exchange rate pass-through: A panel threshold approach. Economic Modelling, 52: 233-238.

-        Franses, P. H., & Van Dijk, D. (2000). Non-linear time series models in empirical finance. Cambridge University Press.

-        Ghosh, A. (2013). Exchange rate pass through, macro fundamentals and regime choice in Latin America. Journal of Macroeconomics, 35: 163-171.

-        Ito, T., & Sato, K. (2006). Exchange rate changes and inflation in post-crisis Asian economies: VAR analysis of the exchange rate pass-through (No. w12395). National Bureau of Economic Research.

-        Junttila, J., & Korhonen, M. (2012). The role of inflation regime in the exchange rate pass-through to import prices. International Review of Economics & Finance, 24: 88-96.

-        Korhonen, I., & Wachtel, P. (2006). A note on exchange rate pass-through in CIS countries. Research in International Business and Finance, 20(2): 215-226.

-        Mann, C. L. (1986). Prices, profit margins, and exchange rates. Fed. Res. Bull., 72: 366.

-        McCarthy, J. (2000). Pass-through of exchange rates and import prices to domestic inflation in some industrialized economies. FRB of New York Staff Report, (111).

-        Mirdala, R. (2014). Exchange Rate Pass-through to Consumer Prices in the European Transition Economies. Procedia Economics and Finance, 12: 428-436.

-        Mohammed, K. S., Bendob, A., Djediden, L., & Mebsout, H. (2015). Exchange Rate Pass-Through in Algeria. Mediterranean Journal of Social Sciences, 6(2): 195.

-        Nogueira, R. P., & León-Ledesma, M. A. (2011). Does exchange rate pass-through respond to measures of macroeconomic instability?. Journal of Applied Economics, 14(1): 167-180.

-        Ozkan, I., & Erden, L. (2015). Time-varying nature and macroeconomic determinants of exchange rate pass-through. International Review of Economics & Finance, 38: 56-66.

-        Razafimahefa, I. F. (2012). Exchange rate pass-through in Sub-Saharan African economies and its determinants.IMF Working Paper. No. 12/141. Available at SSRN

-        Wickremasinghe, G., & Silvapulle, P. (2004). Exchange rate pass-through to manufactured import prices: The case of japan. International Trade, 406006.

-        Yanamandra, V. (2015). Exchange rate changes and inflation in India: What is the extent of exchange rate pass-through to imports?. Economic Analysis and Policy, 47: 57-68.