بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه مالی بر تراز تجاری کشور ایران

اقتصاد مالی

مقاله 5، دوره 11، شماره 38، خرداد 1396، صفحه 81-98   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

رویا آل عمران^{* 1}؛ سید علی آل عمران²

¹دانشیار گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز. تبریز، ایران،

²دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز، تبریز، ایران

چکیده

 
هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری کشور ایران در فاصله­ی زمانی فصل اول سال 1357 تا فصل چهارم سال 1394 با استفاده از روش جوهانسن- جوسیلیوس است. نتایج حاصل از پژوهش دلالت بر این دارد که اثرگذاری ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و از نظر آماری نیز معنی­دار هستند؛ به‌طوری‌که سیاست پولی انبساطی و توسعه‌ی مالی تاثیر منفی و معنی‌دار بر تراز تجاری کشور دارند. هم­چنین ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره (هر فصل) 31/0 از عدم تعادل کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می‌شود
Abstract
The objective of this research is to Study the Effect of Monetary Policy and Financial Development on Iran’s Trade Balance during the first quarter of 1978 to the fourth quarter of 2015 by using Johansen and Juselius cointegration method. The research results indicate that, the impact of coefficients of variables was based on expected theoretical foundations and are statistically significant. So that each of expansionary monetary policy and financial development variables have significant negative impact on trade balance. Also, the results based on error correction model indicate per period (per season), 0.31 short run imbalances to achieve long run balance is adjusted.
 
Keywords: Iran, Trade Balance, Monetary Policy, Financial Development, Johansen-Juselius Method.
Classification JEL: F10, F14, F41, E52, G10, C22
 
 

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: ایران، تراز تجاری، سیاست پولی، توسعه‌ی مالی، روش جوهانسن- جوسیلیوس. طبقه بندی JEL : F10؛ F14؛ F41؛ E52؛ G10؛ C22

اصل مقاله

 

 

بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه مالی بر تراز تجاری کشور ایران

 

 

رویا آل‌عمران

تاریخ دریافت: 14/10/1395           تاریخ پذیرش: 15/12/1395

[1]

سیدعلی آل‌عمران[2]

 

 

چکیده

هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری کشور ایران در فاصله­ی زمانی فصل اول سال 1357 تا فصل چهارم سال 1394 با استفاده از روش جوهانسن- جوسیلیوس است. نتایج حاصل از پژوهش دلالت بر این دارد که اثرگذاری ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و از نظر آماری نیز معنی­دار هستند؛ به‌طوری‌که سیاست پولی انبساطی و توسعه‌ی مالی تاثیر منفی و معنی‌دار بر تراز تجاری کشور دارند. هم­چنین ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره (هر فصل) 31/0 از عدم تعادل کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می‌شود.

 

واژه‌های کلیدی: ایران، تراز تجاری، سیاست پولی، توسعه‌ی مالی، روش جوهانسن- جوسیلیوس.

طبقه بندی JEL: F10, F14, F41, E52, G10, C22

 

1- مقدمه

یکی از مهم­ترین مسائل اقتصادی کشورها وجود تعادل در تراز تجاری است. اگر ترازهای تجاری کشوری اغلب مثبت باشد، به این معنی خواهد بود که آن ملت کم­تر از آنچه تولید می­کند به مصرف می­رساند. در چنین حالتی یک شکاف انقباضی بین درآمد ملی در حال تعادل و درآمد در حالت اشتغال کامل ایجاد می­شود و مفهوم آن وجود ظرفیت­های خالی برای تولید در اقتصاد است. اگر این شکاف کم نشود منجر به افزایش بیکاری، کاهش بیشتر تقاضای کل و کم­ترشدن درآمد ملی می­گردد. از طرفی اگر ترازهای تجاری کشوری اغلب منفی باشد، نشان­دهنده­ی این مطلب است که آن ملت بیش از آن‌چه تولید می­کند به مصرف می­رساند. در این حالت هزینه­های ملی در حال تعادل بیش از درآمد ملی حالت اشتغال کامل است و شکاف تورمی ایجاد می­شود. این شکاف نیز اگر کاهش داده نشود باعث رشد سرسام­آور قیمت­های داخلی می­شود و از طرفی بدهی­های خارجی را افزایش می­دهد. در نتیجه همیشه سعی بر این است که ترازهای تجاری حالت متعادلی داشته باشد (سقائیان­نژاد و فنایی، 1377).

سیاست­های پولی و اعتباری بخشی از سیاست­های اقتصادی کشور را تشکیل می­دهند که از طریق آن مقامات پولی کشور تلاش می­کنند در چارچوب هماهنگ با سایر سیاست­های اقتصادی عرضه­ی پول را به نحوی کنترل کنند که متناسب با اهداف کشور باشد. مقامات پولی هر کشور می­توانند با استفاده از ابزار سیاست پولی، کنترل جریان نقدینگی جامعه را به­دست گرفته و با هدایت صحیح آن به سمت سرمایه­گذاری در بخش مولد بر رشد و توسعه­ی اقتصادی تاثیر بگذارند. در ادبیات اقتصادی کشورهای پیشرفته، نقش سیاست­های پولی با ملایم کردن چرخه­های اقتصادی همراه است؛ در مقابل نقش سیاست‌های پولی در کشورهای در حال توسعه با گسترش رشد اقتصادی و توسعه پیوند خورده است. علاوه بر این سیاست‌های پولی و تغییرات نقدینگی، ابزار مهمی برای بهبود شاخص­های اقتصادی در دست سیاست­مداران هستند. اما آن­ها همانند شوکی هستند که گاهی به همراه خود مشکلاتی مثل تورم­های شدید را به همراه می­آورند و در بخش متغیرهای واقعی، مشکلاتی را فراهم می­کنند (آل­عمران و آل‌عمران، 1391).

از طرفی امروزه اکثر کشورهای در حال توسعه به دنبال دسترسی به امکانات و روش‌ها و ابزارهایی برای رسیدن به رشد اقتصادی بالاتر و پایدار می‌باشند، از جمله این روش‌ها می‌توان توسعه‌ی بازارها و نهادهای مالی را نام برد. زیرا توسعه‌ی بیشتر بازارها و نهادهای مالی امکان مشارکت گسترده‌تر گروه‌های فقیر و کم درآمد جامعه را در فعالیت‌های اقتصادی فراهم می‌آورد و باعث مشارکت توده‌های بیشتر جمعیت در افزایش تولید جامعه می‌شود. اما توسعه‌نیافتگی بازارهای مالی در کشورهای در حال توسعه استفاده از این ابزار را برای گروه‌های کم درآمد با ریسک قابل توجهی همراه نموده است، زیرا به دلیل وجود بازارهای مالی ناقص و ناکارآمد در این کشورها از یک‌طرف تعداد کثیری از افراد امکان دسترسی مالی را ندارند و از طرف دیگر نیز تجهیز منابع و پس‌اندازها به شکل کاملا مناسبی صورت نمی‌گیرد. با وجود چنین ساختار مالی ناکارآمدی فرایند انباشت سرمایه به تأخیر می‌افتد، زمینه‌های ایجاد فرصت‌های جدید شغلی محدود گشته و هزینه‌ی استفاده از منابع مالی به شدت افزایش می‌یابد. هم‌چنین به علت عدم توان کافی نظام مالی برای تخصیص پس‌اندازها به سرمایه‌گذاری‌های مولد، این پس‌اندازها به شکل سرمایه‌گذاری‌های غیر مولد (زمین، طلا و ...) در می‌آیند (ترابی و همکاران، 1389).

بر این اساس با توجه به اهمیت سیاست پولی و توسعه‌ی مالی در اقتصاد کشور، پژوهش حاضر در صدد بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری کشور ایران با استفاده از روش جوهانسن- جوسیلیوس^[i] است. آمار و اطلاعات متغیر­های به‌کاررفته در این پژوهش به جز نرخ بهره­ی کوتاه­مدت جهانی، از مرکز آمار و داده­های بانک مرکزی ایران و آمار و اطلاعات مربوط به نرخ بهره­ی کوتاه­مدت جهانی، از بخش مرکز داده­ی سایت بانک جهانی استخراج شده است.

بر اساس سازماندهی مباحث مقاله، در قسمت دوم، مبانی نظری و پیشینه‌ی پژوهش مرور می­شود. در قسمت سوم، فرضیه­های پژوهش مطرح و در قسمت چهارم، مدل پژوهش، روش تخمین و پایگاه داده­ها معرفی خواهد شد. قسمت پنجم، به یافته­های تجربی و تفسیر نتایج اختصاص یافته و نتیجه­گیری و پیشنهادهای سیاستی نیز بخش پایانی پژوهش را تشکیل می­دهد.

 

2- مبانی نظری و پیشینه‌ی پژوهش

در ارتباط با تاثیر حجم پول بر تراز تجاری، می­توان به دیدگاه پولی نسبت به تراز پرداخت­ها اشاره کرد. این دیدگاه که به دیوید هیوم (1752) منتسب است بر فرض انعطاف دستمزدها و قیمت­ها می­باشد. تقاضای داخلی پول جزء لاینفک تحلیل تراز پرداخت­ها می­باشد. در چارچوب این دیدگاه، افزایش سطح محصول کل و رشد آن می­تواند موجب بهبود تراز پرداخت­ها شود؛ در حالی­که در چارچوب ایده­ی کینزی از طریق افزایش واردات موجب کسری تراز پرداخت­ها می­شود. طبق این ایده، وقتی درآمد کل افزایش می‌یابد تقاضای معاملاتی پول افزایش می­یابد. در صورتی­که از ناحیه­ی اعطای اعتبار داخلی توسط بانک مرکزی پایه­ی پولی و حجم پول افزایش نیابد، سطح عمومی قیمت­ها کاهش می­یابد و این امر موجبات افزایش صادرات و کاهش واردات (به خاطر افزایش رقابت­پذیری کشور) می­شود که این خود موجب افزایش ذخایر و افزایش پول در جریان می­شود و پول لازم برای پوشش معاملاتی محصولات جدید و رشد یافته انتشار می­یابد. البته باید متذکر شد که بعضی از کشور­ها به دنبال رشد محصول، اعتبارات داخلی خود را بیشتر رشد می­دهند. لذا در مجموع سطح عمومی قیمت­ها افزایش می­یابد و به کسری تراز پرداخت­ها منجر می­شود. اما کشور­هایی که همراه با رشد خود اعتبار داخلی را رشد نمی­دهند یا رشد اعتبار داخلی­شان از رشد محصول کمتر است، مازاد تراز پرداخت­ها را تجربه می­کنند. در این مدل اگر بانک مرکزی عرضه­ی پول را افزایش دهد و در تعادل تراز تجاری باشیم؛ ابتدا مازاد عرضه­ی پول ایجاد می­شود و مردم به سمت خرید کالاها چرخش پیدا می­کنند و به دنبال آن تقاضا افزایش می­یابد. تامین افزایش تقاضا یا از طریق افزایش واردات و یا کاهش صادرات امکان‌پذیر است به­طوری­که تراز تجاری دچار کسری می­شود. دانمولا و اولاتجو^[ii] (2013) در پژوهشی با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی و جوهانسن- جوسیلیوس و الگوی تصحیح خطای برداری به تاثیر سیاست پولی بر تراز حساب جاری در نیجریه پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در بلندمدت بین سیاست پولی و اجزای حساب جاری رابطه­ی قابل توجهی وجود دارد. ایورندی و گول‌اوغلو^[iii] (2010) در مطالعه‌ای به بررسی ارتباط بین شوک‌های سیاست پولی، نرخ ارز و تراز تجاری در پنج کشور دارای هدف‌گذاری تورم و بر اساس مدل تصحیح خطای برداری ساختاری پرداخته‌اند. نتایج پژوهش نشان داده است که شوک سیاست پولی انقباضی منجربه کاهش سطح قیمت‌ها، کاهش تولید، افزایش نرخ ارز و بهبود تراز تجاری در کوتاه‌مدت می‌شود. سنای و سودرلند^[iv] (2007) در پژوهشی به تحلیل زمان­گزینی تجارت دارایی و کاربرد آن برای سیاست پولی و رفاه در اقتصاد­های باز پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که سیاست بهینه­ی پولی بسته به این­که آیا تجارت دارایی قبل یا بعد از تصمیمات اتخاذ شده انجام گیرد؛ به­طور معنی­داری متفاوت است. لی و چین^[v] (2006 و 1998) در مطالعه‌ای به بررسی ارتباط بین سیاست پولی، تراز تجاری و نرخ ارز واقعی در هفت کشور صنعتی پرداخته‌اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که شوک سیاست پولی تاثیر قابل توجهی بر تراز تجاری و نرخ ارز واقعی در کوتاه‌مدت داشته ولی تاثیری بر تراز تجاری و نرخ ارز واقعی در بلندمدت ندارد.  آقبولا^[vi] (2005)، در پژوهشی، با استفاده از داده­های کشور غنا، به بررسی اثر کاهش ارزش پول داخلی این کشور بر روی تراز تجاری پرداخته است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که کاهش ارزش پول داخلی در بلند­مدت منجربه بدتر شدن تراز تجاری کشور غنا می­شود. بهمنی اسکویی^[vii] (2005)، در مطالعه­ای، به تخمین کشش­های قیمتی و درآمدی تقاضای واردات و صادرات پرداخته است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که کشش­های قیمتی در بیشتر موارد به اندازه­ی کافی بزرگ هستند که نتیجه دهند کاهش ارزش پول ملی واقعی می­تواند تراز بازرگانی را بهبود بخشد. کیم^[viii] (2001)، در پژوهشی، به بررسی تاثیر سیاست پولی بر تراز تجاری پرداخته است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که سیاست پولی اثری معنی­دار بر تراز تجاری دارد. لان^[ix] (2001) در مطالعه‌ای با به‌کارگیری مدل خودتوضیح برداری به بررسی تاثیر شوک سیاست پولی بر تراز تجاری ایالات متحده پرداخته است. نتایج پژوهش نشان داده است که شوک سیاست پولی اثر قابل توجهی بر تراز تجاری ایالات متحده دارد. پراساد و گابل^[x] (1998) در پژوهشی به این نتیجه رسیده‌اند که سیاست‌های پولی انبساطی در اقتصادهای صنعتی در کوتاه‌مدت باعث بهبود در تراز تجاری شده و تاثیر معنی‌داری بر نوسانات تراز تجاری دارد.  گیلفاسون و ریساگر^[xi] (1984)، در مطالعه­ای، به ارزیابی چگونگی اثرات کاهش ارزش پول ملی بر تولید واقعی و تراز تجاری پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که تقریبا اثر کاهش ارزش پول داخلی بر سطح تولید و تراز تجاری در همه­ی کشور­های در حال توسعه، انقباضی می­باشد. دلاوری و کریمی­نیا (1387)، در پژوهشی به تجزیه و تحلیل روابط تجربی میان سیاست مالی (مخارج دولت) و تراز تجاری ایران در دوره­ی 1385-1338 پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که اولا: افزایش مخارج دولتی، مصرف خصوصی و سرمایه­گذاری خصوصی موجب بدتر شدن تراز حساب تجاری می­شود. ثانیا وجود یک ارتباط بلند­مدت میان متغیر­های تشکیل­­دهنده­ی تابع واردات در تصریح گسترش یافته تایید می­شود. طیب­نیا و فولادی (1388)، در مطالعه­ای ضمن ارایه­ی یک مدل تعادل عمومی برای ایران، اثر تغییر قیمت جهانی کالاهای بخش کشاورزی، صنعت و خدمات را به­طور مجزا و هم­چنین به­طور هم­زمان بر سطح قیمت­های داخلی، تراز تجاری و نرخ ارز مورد مطالعه قرار داده­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که افزایش قیمت کالاهای صنعتی، بیشترین تاثیر را بر سطح قیمت­های داخلی به همراه داشته و افزایش قیمت خدمات، کم­ترین تاثیر بر قیمت­های داخلی را نشان می­دهد. هم­چنین در صورت افزایش قیمت­های جهانی، تولید ناخالص داخلی کاهش خواهد یافت. شیرین بخش و همکاران (1388)، در پژوهشی به مطالعه­ی رابطه­ی همگرایی نامتقارن بین تراز تجاری، صادرات و واردات با نرخ ارز پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که فرضیه­ی اصلی الگو یعنی وجود رابطه­ی همگرایی نامتقارن بین نرخ ارز واقعی و تراز تجاری مورد تایید قرار گرفته و سرعت تعدیل تراز تجاری برای زمانی که بالاتر از مقدار تعادلی خود قرار دارد بیشتر از زمانی است که پایین­تر از مقدار تعادلی خود قرار می­گیرد. کازرونی و مجیری (1389)، در مطالعه­ای به­صورت تجربی، پویایی اثر منحنی J دوجانبه بین ایران و شش شریک منتخب تجاری­اش (چین، فرانسه، آلمان، کره­ی جنوبی، سوئیس و امارات متحده­ی عربی) را با استفاده از داده­های سری زمانی طی دوره­ی زمانی 2005-1979 مورد مطالعه قرار داده­اند. بر اساس نتایج تجربی، وجود اثر منحنی J در کوتاه‌مدت، بین ایران با چین و امارات تایید گردیده؛ در حالی­که در مورد سایر کشورها (فرانسه، آلمان، کره­ی جنوبی و سوئیس) مصداق ندارد. هم­چنین در بلند­مدت، وجود منحنی J تنها بین ایران با امارات مورد تایید قرار گرفته و در مورد سایر کشور­های مورد مطالعه رد می­شود.

هم‌چنین در مورد ارتباط توسعه‌ی مالی و رشد اقتصادی از دیدگاه تئوریک و تجربی مطالعات زیادی انجام گرفته است و سابقه‌ی ارایه‌ی مبانی نظری آن به بیش از یک و نیم قرن برمی‌گردد، اما در مورد ارتباط توسعه‌ی مالی با تجارت در مورد یک کشور خاص مطالعات نسبتا کمتری انجام گرفته است و عمده مطالعات در مورد جمعی از کشورها و در مورد برخی از صنایع و یا در سطح بنگاه‌ها می‌باشد. برخی مطالعات مانند بک^[xii] (2003)، بکر و گرین برگ^[xiii] (2005) اثر توسعه‌ی مالی را بر تجارت بین‌الملل مطالعه کرده‌اند. نتیجه‌ی مطالعه‌ی آن‌ها حاکی از این است که تفاوت توسعه‌ی مالی در کشورها موجب تفاوت در تکنولوژی و موجودی عوامل می‌شود که این منبع مزیت نسبی و تخصصی شدن در تجارت بین‌الملل می‌باشد. برخی مطالعات دیگر به‌طور غیرمستقیم ارتباط توسعه‌ی مالی و تجارت را بیان می‌کنند از آن جمله کلتزر و باردهن^[xiv] (1987)، معتقدند کشورهایی که به‌طور نسبی از بخش مالی توسعه‌یافته‌تری برخوردارند دارای یک مزیت نسبی در صنایع و بخش‌هایی هستند که به بخش مالی و تامین مالی از منابع خارج از بنگاه اتکا دارند. بک (2002) به توانایی مالی در کانالیزه کردن پس‌انداز به بخش خصوصی و در نتیجه حرکت اقتصاد به سمت تخصص‌گرایی و صرفه‌های ناشی از مقیاس که یکی از دلایل شکل‌گیری نظریه‌ی جدید تجارت است، اشاره می‌کند (کاوند و حسنوند، 1392).

در پژوهش حاضر به منظور بررسی تاثیر توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری، شاخصی که برای اندازه‌گیری توسعه‌ی مالی مورد استفاده قرار می‌گیرد، نسبت اعتبارات اعطایی سیستم بانکی اعم از بانک‌های تجاری و تخصصی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی است. مهم‌ترین مزیت این متغیر آن است که اعتبارات به بخش دولتی در آن منظور نشده است، بنابراین نقش واسطه‌های مالی را در جهت‌دهی وجوه قابل سرمایه‌گذاری، به سرمایه‌گذاران بخش خصوصی و مشارکت بیشتر بخش خصوصی بهتر نشان می‌دهد. هم‌چنین از آن‌جایی که در کشور ما عمده تمرکز سیاست‌گذاران مالی در ارتباط با پیشرفت و گسترش بازارهای مالی بر بخش بانکی و سیستم بانکی کشور است و هنوز ابداعات و نوآوری‌ها جهت توسعه‌ی مالی در بخش غیربانکی چشمگیر و قابل توجه نیست چگونگی اعطای اعتبارات سیستم بانکی به بخش خصوصی می‌تواند معیار مناسبی برای نشان دادن درجه‌ی توسعه‌ی مالی در کشور باشد. لازم به توضیح است که نسبت اعتبارات سیستم بانکی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی، شاخص ضعیفی برای نشان دادن توسعه‌ی مالی در کشورهای پیشرفته‌ی صنعتی است؛ زیرا در این کشورها توسعه‌ی مالی عمدتا از طریق ایجاد نوآوری‌ها و ابداعات مالی در بخش غیربانکی رخ می‌دهد. لذا این شاخص نمی‌تواند این نوع توسعه‌ی مالی را نمایش دهد. اما برای کشور ایران و برخی دیگر از کشورهای در حال توسعه می‌تواند شاخص مناسبی برای نمایش عملکرد واسطه‌های مالی در مکانیزه کردن وجوه به سرمایه‌گذاران باشد. چراکه قسمت قابل توجهی از توسعه‌ی مالی در این کشورها در سیستم بانکی رخ می‌دهد (نظیفی، 1383).

 

 

 

3- فرضیه­های پژوهش

فرضیه­ی پژوهش عبارت است از این­که نرخ بهره­ی کوتاه­مدت جهانی، شاخص قیمت مصرف­کننده، تولیدات صنعتی، سیاست پولی، شاخص قیمت وارداتی و توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری کشور ایران تاثیر دارند.

 

4- معرفی مدل پژوهش، روش تخمین و پایگاه داده­ها

هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری کشور ایران در فاصله‌ی زمانی فصل اول سال 1357 تا فصل چهارم سال 1394 است. با استفاده از روش هم‌انباشتگی جوهانسن- جوسیلیوس به بررسی این موضوع در قالب مدل به کار رفته در رابطه‌ی 1. پرداخته می‌شود.

 

 

که در آن:

TB: تراز تجاری، WR: نرخ بهره­ی کوتاه­مدت جهانی، CPI: شاخص قیمت مصرف‌کننده (سال پایه: 1383)، IP: تولیدات صنعتی (سال پایه: 1383)، LM: حجم نقدینگی^[xv]، MPI: شاخص قیمت وارداتی (سال پایه: 1383)، FD: شاخص توسعه‌ی مالی یا نسبت اعتبارات اعطایی سیستم بانکی اعم از بانک‌های تجاری و تخصصی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی (سال پایه: 1383) و U: جملات پسماند مدل می­باشند. آمار و اطلاعات متغیر­های به‌کاررفته در مدل به جز نرخ بهره­ی کوتاه‌مدت جهانی، از مرکز آمار و داده­های بانک مرکزی ایران و آمار و اطلاعات مربوط به نرخ بهره­ی کوتاه­مدت جهانی، از بخش مرکز داده­ی سایت بانک جهانی استخراج شده است.

فرض کنیم مجموعه‌ای از g متغیر  داریم که حداکثر I(1) هستند و احتمال می‌رود هم‌انباشته باشند. یک سیستم VAR با k وقفه شامل متغیرهایی است که به صورت زیر باشد:

 

 

به منظور استفاده از آزمون جوهانسن، لازم است که سیستم VAR فوق به شکل مدل تصحیح خطای برداری^[xvi] (VECM) زیر درآید:

 

 

که در آن:

 

 

VAR شامل g متغیر اولین تفاضل در سمت چپ و k-1 وقفه از تفاضلات متغیر وابسته در سمت راست است که به هرکدام ماتریس  ضمیمه شده است. در واقع آزمون جوهانسن می‌تواند از طول وقفه‌ی به کار رفته در VECM تاثیر بپذیرد. بنابراین، تعیین طول وقفه‌ی بهینه در این حالت امری ضروری است. آزمون جوهانسن، روی بررسی ماتریس  تمرکز یافته است.  می‌تواند به‌عنوان ماتریس ضرایب بلندمدت تعبیر شود، زیرا در حالت تعادل، تمام ها برابر صفر خواهند بود و با قرار دادن ارزش مورد انتظار جملات خطای  (یعنی صفر) در معادله، نتیجه می‌دهد . آزمون هم­انباشتگی بین y ها، با بررسی رتبه‌ی ماتریس  در مقابل مقادیر ویژه‌ی آن محاسبه می‌شود. رتبه‌ی یک ماتریس برابر تعداد ریشه‌های غیر صفر معادله‌ی مشخصه (مقادیر ویژه) آن است. مقادیر ویژه که با نشان داده می‌شوند ریشه‌های معادله‌ی مشخصه هستند و به ترتیب چیده می‌شوند. مقدار ویژه‌ی  بزرگ‌ترین (یعنی نزدیک به یک) و کوچک‌ترین (یعنی نزدیک به صفر) است. اگر متغیرها هم‌انباشته نباشند، رتبه‌ی ماتریس  به طور معناداری از صفر فاصله نخواهد داشت (بنابراین برای هر i، ). آماره‌ی آزمون، نیست بلکه  است ولی باز هم نتایج یکسان خواهد بود زیرا اگر باشد،  خواهد بود. حال فرض کنید رتبه‌ی  برابر یک باشد، آن‌گاه مقدار  منفی خواهد بود و برای هر    می‌شود. اگر مقدار ویژه‌ی i ام غیر صفر باشد، آن‌گاه، برای هر     می‌شود. یعنی برای این‌که ماتریس  رتبه‌ی یک داشته باشد، بزرگ‌ترین مقدار ویژه می‌بایست به صورت معناداری از صفر فاصله داشته باشد، در حالی‌که سایر مقادیر ویژه نمی‌بایست به صورت معناداری از صفر اختلاف داشته باشند. در رویکرد جوهانسن، دو آماره‌ی آزمون وجود دارد که عبارتند از:

 

که r تعداد بردارهای هم‌انباشتگی تحت فرضیه‌ی صفر و  مقدار برآورد شده‌ی i امین مقدار ویژه (مرتب شده) از ماتریس  است. در واقع هر چه  بزرگ‌تر باشد،  منفی‌تر و بنابراین آماره‌ی آزمون منفی‌تر خواهد شد. هر مقدار ویژه به یک بردار هم‌انباشتگی^[xvii] منتسب است که بردار ویژه نامیده می‌شود. یک مقدار ویژه که به صورت معناداری از صفر اختلاف دارد، بیان‌گر یک بردار هم انباشتگی است.

 آزمونی است که در آن فرضیه‌ی صفر بیان‌گر وجود حداکثر r بردار هم‌انباشتگی است و فرضیه‌ی مقابل وجود تعداد نامعینی (و بیشتر از r) بردار هم‌انباشتگی می‌باشد. این آزمون با p مقدار ویژه شروع می‌کند و سپس پی در پی بزرگ‌ترین مقدار حذف می‌شود. وقتی برای تمام ، باشد، داریم .

 آزمون جداگانه‌ای برای هر مقدار ویژه انجام می‌دهد. فرضیه‌ی صفر این آزمون برابری تعداد بردارهای هم‌انباشتگی با r است و فرضیه‌ی مقابل این است که تعداد بردارهای هم‌انباشتگی r+1 است.

جوهانسن و جوسیلیوس (1990) برای دو آزمون مذکور، مقادیر بحرانی محاسبه نموده‌اند. توزیع آماره‌ی آزمون غیر استاندارد است و مقادیر بحرانی، به مقدار g-r، تعداد اجزای غیر پایا و این‌که آیا در هریک از معادلات جمله‌ی ثابت وجود دارد یا نه، بستگی دارد. عرض از مبداها می‌توانند در بردارهای هم‌انباشتگی حضور داشته باشند و یا به‌عنوان جمله‌ی اضافی در VAR لحاظ گردند. وجود جمله‌ی ثابت در VAR، معادل وجود یک روند در فرایند ایجاد داده­ها برای داده‌های سطح است. اوستروالد و لنوم^[xviii] (1992) مجموعه‌ی کامل‌تری از مقادیر ویژه را برای آزمون جوهانسن فراهم آورده‌اند.

اگر آماره‌ی آزمون از مقادیر بحرانی جداول جوهانسن بزرگ‌تر باشد، فرضیه‌ی صفر مبنی بر وجود r بردار هم‌انباشتگی را به نفع فرضیه‌ی مقابل مبنی بر وجود r+1 بردار هم‌انباشتگی (برای ) یا بیشتر از r بردار هم‌انباشتگی (برای )، رد می‌کنیم. تحت فرضیه‌ی صفر، آزمون به صورت پی در پی برای  انجام می شود به‌طوری‌که برای  داریم:

 

 

 

در اولین مرحله‌ی آزمون، فرضیه‌ی صفر بیان‌گر عدم وجود بردار هم‌انباشتگی است (به این معنی که رتبه‌ی ماتریس  صفر است). اگر این فرضیه‌ی صفر رد نشود، می‌توان نتیجه گرفت که هیچ‌گونه بردار هم‌انباشتگی نداریم و آزمون به اتمام می‌رسد، در حالی‌که اگر فرضیه‌ی صفر  رد شود، فرضیه‌ی صفر جدید  در برابر فرضیه‌ی مقابل مبنی بر وجود تعداد بیش از یک بردار هم‌انباشتگی خواهد شد و به همین ترتیب ادامه خواهد یافت تا این‌که فرضیه‌ی صفر رد نگردد. بنابراین، مقدار r به صورت پیوسته افزایش می‌یابد تا زمانی‌که فرضیه‌ی صفر دیگر رد نشود (افلاطونی و نیکبخت، 1389).

 

5- یافته‌های تجربی و تفسیر نتایج

1-5- بررسی پایایی متغیرها

با توجه به به­کارگیری داده­های سری زمانی، ویژگی مهمی که می­بایست در مدل­سازی این‌گونه داده­ها رعایت شود، مقوله‌ی پایایی متغیرها و محدودیت ناشی از آن است. از این­رو برای بررسی پایایی و ناپایایی و وجود ریشه­ی واحد از آزمون دیکی – فولر تعمیم‌یافته^[xix] استفاده شده است. اگر قدرمطلق آماره­ی آزمون از قدرمطلق کمیت بحرانی ارایه شده بزرگ­تر باشد، فرضیه­ی H₀  و به عبارتی وجود ریشه­ی واحد، رد می­شود. جدول 1. آزمون پایایی متغیر­ها را بر اساس آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته نشان می­دهد. همان­طور که مشاهده می­شود، در آزمون پایایی مربوط به سطح متغیر­های به­کار­رفته در مدل، قدرمطلق آماره­ی دیکی- فولر تعمیم‌یافته از قدرمطلق مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد کوچک­تر بوده، بنابر­این فرضیه­ی H₀ مبنی بر وجود ریشه­ی واحد مورد تایید قرار گرفته و تمامی متغیر­های مدل ناپایا در سطح می‌باشند. در آزمون پایایی مربوط به تفاضل مرتبه­ی اول متغیر­های به­کار­رفته در مدل، قدرمطلق آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته از قدرمطلق مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد بزرگ­تر بوده، بنابر­این فرضیه­ی H₀ مبنی بر وجود ریشه­ی واحد رد شده و متغیر­های مدل پایا در تفاضل مرتبه­ی اول و یا به عبارتی دیگر، I(1) می­باشند.

 

جدول 1- بررسی پایایی متغیر­ها با استفاده از آزمون ریشه­ی واحد دیکی- فولر تعمیم­یافته

تفاضل مرتبه­ی اول		سطح		نام متغیر
44/6-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	83/2-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	TB
47/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	47/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
60/4-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	74/2-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	WR
45/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	45/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
43/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	46/0-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	CPI
89/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	89/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
45/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	15/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	IP
89/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	45/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
99/2-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	16/2-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	LM
88/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	44/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
02/3-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	80/0-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	MPI
89/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	89/2-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
05/4-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	45/1-	آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته	FD
45/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%	45/3-	مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

 

2-5- برآورد مدل اقتصادسنجی پژوهش با استفاده از روش هم­انباشتگی جوهانسن- جوسیلیوس

الف. تعیین مرتبه­ی بهینه­ی مدل خودتوضیح برداری

تخمین مدل هم­انباشتگی جوهانسن- جوسیلیوس مستلزم برآورد یک سیستم معادلات الگوی خودتوضیح برداری^[xx] است که در این بین به­دست آوردن طول وقفه­ی بهینه از مقدمات تخمین مدل­ها می­باشد. چراکه تعیین تعداد وقفه­های مناسب در این الگو تضمین می­کند که جملات خطای مربوط به معادلات نوفه سفید^[xxi] و در نتیجه ایستا یا I(0) هستند (هوشمند و فهیمی دوآب، پیشین). همان‌طور که در جدول 2. مشاهده می‌شود، هریک از معیارهای تعیین وقفه‌ی شوارتز، آکاییک، حنان کویین، خطای پیش‌بینی نهایی و ضریب لاگرانژ دلالت بر بهینه بودن وقفه‌ی چهار داشته؛ از این‌رو، وقفه‌ی چهار به‌عنوان وقفه‌ی بهینه‌ی مدل خودتوضیح برداری انتخاب می‌شود.

 

جدول 2- تعیین مقدار وقفه­ی بهینه­ی مدل VAR

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

ب. تعیین تعداد بردارهای همگرایی و استخراج رابطه­ی بلندمدت

باتوجه به این­که متغیر­های مدل، دارای مرتبه­ی هم­انباشتگی یکسان بوده و همگی پایا در تفاضل مرتبه­ی اول می‌باشند؛ می­توان از آزمون همجمعی جوهانسن- جوسیلیوس جهت تعیین بردار­های همگرایی استفاده نمود. بر اساس انتخاب مقدار وقفه­ی بهینه­ی چهار؛ به­عنوان وقفه­ی بهینه­ی مدل خودتوضیح برداری، با استفاده از آزمون­های ماتریس اثر^[xxii] و حداکثر مقادیر ویژه^[xxiii]، به تعیین تعداد بردار­های هم­انباشتگی پرداخته شده­است. جداول 3. و 4. نتایج مربوط به تعیین تعداد بردار­های همگرایی توسط این دو آزمون را نشان می­دهند. همان­طور که در جداول 3. و 4. ملاحظه می­شود، بر اساس نتایج آماره­ی آزمون ماتریس اثر؛ وجود شش بردار هم­انباشتگی بین متغیر­های مدل تاییدشده و بر اساس نتایج مربوط به آماره­ی آزمون حداکثر مقادیر ویژه نیز شش بردار هم‌انباشتگی بین متغیر­های مدل تایید شده است. از این­رو می­توان بیان نمود که شش بردار هم­انباشتگی بین متغیر­های مدل وجود دارد.

 

جدول 3- نتایج آزمون ماتریس اثر (c_trace)

فرضیه­ی صفر	فرضیه­ی مقابل	مقدار آماره­ی آزمون	مقدار بحرانی در سطح 95%	ارزش احتمال در سطح 95%
r = 0*	r ³ 1	78/600	61/125	0001/0
r £ 1*	r ³ 2	53/388	75/95	0001/0
r £ 2*	r ³ 3	14/236	81/69	0000/0
r £ 3*	r ³ 4	66/142	85/47	0000/0
r £ 4*	r ³ 5	64	79/29	0000/0
r £ 5*	r ³ 6	65/27	49/15	0005/0
r £ 6	r ³ 7	49/2	84/3	1139/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 4- نتایج آزمون حداکثر مقادیر ویژه (c_max)

فرضیه­ی صفر	فرضیه­ی مقابل	مقدار آماره­ی آزمون	مقدار بحرانی در سطح 95%	ارزش احتمال در سطح 95%
r = 0*	r = 1	25/212	23/46	0000/0
r £ 1*	r = 2	39/152	07/40	0001/0
r £ 2*	r = 3	48/93	87/33	0000/0
r £ 3*	r = 4	66/78	58/27	0000/0
r £ 4*	r = 5	34/36	13/21	0002/0
r £ 5*	r = 6	15/25	26/14	0007/0
r £ 6	r = 7	49/2	84/3	1139/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در ادامه، مطابق رابطه­ی 2. رابطه­ی بلند­مدت بین متغیر­های مدل تخمین زده شده و بردار نرمال شده نسبت به متغیر درون­زای اول (متغیر وابسته) انتخاب شده­است. این بردار بایستی از نظر علامت ضرایب متناسب با تئوری­های اقتصادی بوده و هم‌چنین ضرایب متغیر­های توضیحی به لحاظ آماری معنی­دار باشند. همان­طور که در بردار بهینه­ی انتخاب شده ملاحظه می­شود؛ علامت ضرایب متغیر­های مدل، بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و از نظر آماری نیز معنی­دار می‌باشند، به‌طوری‌که متغیرهای نرخ بهره‌ی کوتاه‌مدت جهانی، شاخص قیمت مصرف‌کننده، تولیدات صنعتی، سیاست پولی انبساطی و توسعه‌ی مالی تاثیر منفی بر تراز تجاری کشور داشته و متغیر شاخص قیمت وارداتی تاثیر مثبت بر تراز تجاری کشور دارد.

 

 

 

در مرحله­ی بعد، الگوی تصحیح خطای برداری برآورد شده و نتایج مربوط به آن در جدول 5. نشان داده شده است. با توجه به جدول 5. ملاحظه می­شود که ضریب جمله­ی تصحیح خطا {ECM(-1)}؛ معنی­دار بوده و بین اعداد صفر و منفی‌‌یک بوده و برابر رقم 31/0- به­دست آمده­است. این عدد بیان­گر این مطلب است که در هر دوره(هر فصل) 31/0 از عدم تعادل کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.

 

جدول (5): الگوی تصحیح خطای برداری

آماره‌ی t	انحراف معیار	ضریب	نام متغیر
22217/2-	14111/0	313574/0-	ECM(-1)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6- نتیجه‌گیری و پیشنهادهای سیاستی

هدف پژوهش حاضر بررسی تاثیر سیاست پولی و توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری کشور ایران با استفاده از روش جوهانسن- جوسیلیوس و در فاصله­ی زمانی فصل اول سال 1357 تا فصل چهارم سال 1394 است. بر این اساس این پژوهش در پنج بخش سازماندهی شد به­طوری­که بعد از مقدمه، در قسمت دوم، مبانی نظری و پیشینه‌ی پژوهش مرور و در قسمت سوم، فرضیه­های پژوهش مطرح و در قسمت چهارم، مدل پژوهش، روش تخمین و پایگاه داده­ها معرفی شد. قسمت پنجم نیز به یافته­های تجربی و تفسیر نتایج اختصاص یافت. بر اساس یافته­های پژوهش مشخص گردید الف) نرخ بهره­ی کوتاه­مدت جهانی تاثیر منفی و معنی­دار بر تراز تجاری کشور دارد. در توجیه این تاثیر می­توان بیان داشت که با افزایش نرخ بهره­ی جهانی، میزان سرمایه­گذاری در خارج کاهش یافته و انگیزه­ی سرمایه­گذاران خارجی برای سرمایه­گذاری در ایران افزایش می‌یابد. در نتیجه تولید و درآمد ملی افزایش یافته و به دنبال آن واردات افزایش و تراز تجاری کاهش می­یابد. در چنین حالتی طبق رابطه‌ی  X-M=Y-A که در آن A برابر C+I+G می‌باشد، اگر تولید ناخالص داخلی(Y) بیش از جذب داخلی(A) باشد؛ تراز تجاری دارای مازاد و اگر جذب داخلی بیش از تولید ناخالص داخلی باشد؛ تراز تجاری دارای کسری است و اگر با هم برابر باشند؛ تراز تجاری در تعادل است. با توجه به نتیجه‌ی این پژوهش نیز با افزایش درآمد، چون جذب داخلی(هزینه‌ها) بیش از تولید ناخالص داخلی بوده است، تراز تجاری ایران با کسری مواجه شده است که بر طبق رابطه‌ی مذکور چون می‌توان نوشت:   d(X-M)=dY-dA، بنابراین دو سیاست جابجایی مخارج و کاهش هزینه‌ها بر تراز تجاری اثر گذار است که سیاست جابجایی مخارج همان سیاست جانشینی کالاهای خارجی به جای کالاهای داخلی و یا برعکس، سیاست‌های کاهش یا افزایش ارزش پول و سیاست‌های ایجادکننده‌ی محدودیت در صادرات و واردات است و سیاست‌های کاهش هزینه؛ همان سیاست‌های اثرگذار بر هزینه‌ها است که سیاست‌های پولی و مالی جزو آن دسته سیاست‌ها می‌باشد (سودرستن و رید^[xxiv]، 1994). بنابراین با تحلیل‌های فوق مشخص می‌شود که تغییر مخارج در ایران در این سال‌های مورد بررسی از کالاهای داخلی به سمت کالاهای خارجی بوده و از این‌رو پیشنهاد می‌شود که با بهبود کیفیت کالاهای تولید شده‌ی داخلی، سلیقه‌ی مردم را تغییر داده و آن‌ها را تشویق به استفاده از کالاهای داخلی کنیم تا با کاهش واردات به سمت تعادل در تراز تجاری در حرکت باشیم. ب) شاخص قیمت مصرف­کننده تاثیر منفی و معنی­دار بر تراز تجاری کشور دارد. به این صورت که با افزایش شاخص قیمت مصرف­کننده و تورم، ارزش کالاهای وارداتی بیشتر شده و به دنبال آن واردات افزایش می‌یابد که نتیجه‌ی آن کاهش تراز تجاری می‌باشد. بنابراین پیشنهاد می‌شود که مسئولان سیاست‌گذاری با اتخاذ روش‌های مناسب و سیاست‌های پولی و مالی مناسب مانع از افزایش قیمت‌ها و کاهش ارزش پول شوند. ج) تولیدات صنعتی تاثیر منفی و معنی­دار بر تراز تجاری کشور دارد. با توجه به این­که تولیدات صنعتی بخشی از تولیدات کشور است، در نتیجه با افزایش تولیدات صنعتی، تولید ملی و درآمد ملی افزایش یافته و به دنبال آن واردات افزایش و تراز تجاری کاهش می­یابد. د) حجم نقدینگی تاثیر منفی و معنی­دار بر تراز تجاری کشور دارد. بر این اساس که با افزایش حجم نقدینگی (سیاست پولی انبساطی) تمایل افراد جامعه به سمت خرید کالاها و خدمات افزایش پیدا کرده و به دنبال آن تقاضا افزایش خواهد یافت. افزایش تقاضا، افزایش قیمت­های داخلی را به دنبال داشته که به دنبال آن واردات افزایش یافته و منجربه کاهش تراز تجاری می­شود. از این­رو با توجه به معنی­داری ضریب متغیر حجم نقدینگی در مدل، بر خلاف عقیده­ی برخی از اقتصاددانان که متغیر پول را متغیری خنثی در اقتصاد ایران تلقی می­کنند، متغیر حجم نقدینگی بر تراز تجاری کشور تاثیر گذار بوده و بر این اساس پیشنهاد می­شود که بانک مرکزی با مدیریت صحیح در اعمال سیاست پولی و کنترل میزان حجم نقدینگی در جامعه، موجب متعادل شدن تراز تجاری کشور گردد. ه) شاخص قیمت وارداتی تاثیر مثبت و معنی­دار بر تراز تجاری کشور دارد. به­طوری­که افزایش شاخص قیمت وارداتی باعث کاهش واردات و در نتیجه افزایش تراز تجاری می­شود. و) توسعه‌ی مالی تاثیر منفی و معنی­دار بر تراز تجاری کشور دارد. در توجیه این تاثیر می­توان بیان داشت که با توجه به مدل‌های رشد درون‌زای افرادی مانند شاو و مک‌کینون که توسعه‌ی مالی باعث افزایش سطح پس‌انداز و افزایش کارایی سرمایه و یا هردو و در نهایت باعث افزایش درآمد ملی و رشد اقتصادی می‌گردد، در این مطالعه نیز با افزایش نسبت اعتبارات اعطایی سیستم بانکی اعم از بانک‌های تجاری و تخصصی به بخش خصوصی، تمایل به سرمایه‌گذاری بخش خصوصی افزایش یافته و به عبارتی با افزایش حجم سرمایه‌گذاری و یا از کانال استفاده از طرح‌های نوآورانه و سرمایه‌گذاری با تکنولوژی برتر که باعث افزایش کارایی سرمایه و کاهش ریسک می‌گردند، تولید و درآمد ملی افزایش یافته و میزان واردات (مخصوصا کالاهای سرمایه‌ای و واسطه‌ای) بیشتر می‌شود. هرچند با افزایش تولید میزان صادرات نیز افزایش می‌یابد ولی تاثیر منفی متغیر توسعه‌ی مالی بر تراز تجاری گویای این است که افزایش میزان واردات در برابر افزایش تولید (درآمد) قویتر از افزایش میزان صادرات است. با توجه به این‌که در کشورهای در حال توسعه عمده‌ترین تحولات بازارهای مالی شامل نظام بانکی است و شاخص انتخابی نسبت اعتبارات اعطایی سیستم بانکی اعم از بانک‌های تجاری و تخصصی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی در مقایسه با دیگر شاخص‌های توسعه‌ی مالی دارای مزیت‌هایی می‌باشد، از این‌رو پیشنهاد می‌گردد که سیاست‌گذاران اقتصادی با ایجاد فضای رقابتی بین سیستم بانکی و اعطای اعتبارات بیشتر به نهادهای مالی کارا و کارآمد کردن تسهیلات پرداختی در چارچوب مقررات باعث انتقال اعتبارات اعطایی به سمت فعالیت‌های مولد شده و با افزایش تولید، زمینه را برای رسیدن به تعادل در تراز تجاری و دستیابی به اهداف کلان اقتصادی فراهم کنند. هم‌چنین با توجه به تاثیر متغیرهای یاد شده پیشنهاد می‌شود مقامات دولتی و مسئولین پولی کشور با توجه به شرایط اقتصادی ایران سیاست‌های هزینه‌ای (پولی و مالی) خود را طوری اتخاذ کنند که جامعه‌ی ایران به سمت تعادل در تراز تجاری حرکت کند و این مهم ممکن نیست مگر این‌که در کنار اتخاذ این سیاست‌ها، با افزایش کیفیت کالاهای تولید شده در داخل و بالابردن فرهنگ مصرفی مردم به مصرف کالاهای داخلی، انگیزه‌ی مردم را به سمت مصرف کالاهای تولید شده در داخل سوق داده و با کاهش واردات از یک‌طرف و افزایش صادرات از طرف دیگر موجبات حرکت به سمت تعادل تراز تجاری را فراهم آورند. به‌عبارتی بایستی سیاست‌های هزینه‌ای مناسب و سیاست‌های جابجایی مخارج مناسب و متناسب با شرایط اقتصاد ایران اتخاذ گردد تا بتوانیم گامی موثر در جهت بهبود هرچه بهتر وضعیت اقتصادی ایرانمان داشته باشیم.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1- دانشیار گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز. تبریز، ایران، (نویسنده مسئول)    [e-mail] 

2- دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز، تبریز، ایران   

---

[i]. Johansen-Juselius

[ii]. Danmola & Olateju

[iii]. Ivrendi & Guloglu

[iv].  Senay & Sutherland

[v]. Lee & Chinn

[vi]. Agbola

[vii]. Bahmani Oskooee   

[viii]. Kim

[ix]. Lane

[x]. Prasad & Gable

[xi].  Gylfason & Risager

[xii]. Beck

[xiii]. Becker & Greenberg

[xiv]. Kletzer & Bardhan

[xv] افزایش حجم نقدینگی به عنوان نماینده­ی سیاست پولی انبساطی در نظر گرفته شده است.

[xvi]. Vector Error Correction Model (VECM)

[xvii]. Cointegration Vector

[xviii]. Osterwald & Lenum

[xix]. Augmented Dickey-Fuller Test

[xx]. Vector Autoregressive Model (VAR)

[xxi]. White noise

[xxii]. Trace Matrix

[xxiii]. Maximum Eigen Value

[xxiv]. Sodersten & Reed

مراجع

فهرست منابع

1)   افلاطونی، عباس و لیلی نیکبخت (1389)، کاربرد اقتصادسنجی در تحقیقات حسابداری، مدیریت مالی و علوم اقتصادی، چاپ اول، تهران: انتشارات ترمه.

2)   آل­عمران، رویا و سیدعلی آل‌عمران (1391)، ارزیابی مدیریت کنترل حجم نقدینگی توسط بانک مرکزی در ایران، فصلنامه‌ی دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، شماره‌ی 15، صص 11-1.

3)   ترابی، تقی، پیکارجو، کامبیز و نرجس آبرون (1389)، بررسی تاثیر توسعه مالی بر رشد اقتصادی کشورهای در حال توسعه نفتی و غیرنفتی، فصلنامه­ی دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، شماره‌ی 7، صص 163-139.

4)   دلاوری، مجید و اسماء کریمی­کیا (1387)، بررسی تاثیر سیاست مالی بر تراز تجاری ایران با تاکید بر مخارج دولتی، فصلنامه­ی تحقیقات اقتصادی، شماره­ی 85، صص 174-145.

5)   سقائیان نژاد، سیدحسین و اردشیر فنایی (1377)، بررسی تاثیر کاهش ارزش پول بر روند تراز بازرگانی و الگوی مصرف و تولید در ایران، مجله­ی علوم اجتماعی و انسانی دانشگاه شیراز، شماره­ی 27، صص 80-63.

6)   شیرین­بخش، شمس­الله، رجبی، مصطفی و نازنین امیری ماهانی (1388)، بررسی رابطه همگرایی نامتقارن نرخ واقعی ارز و تراز تجاری در ایران،  فصلنامه­ی مدلسازی اقتصادی، شماره­ی 2، صص 94-79.

7)   طیب­نیا، علی و معصومه فولادی (1388)، بررسی آثار افزایش قیمت­های جهانی بر سطح قیمت­های داخلی، تراز تجاری و نرخ ارز، با استفاده از یک مدل تعادل عمومی محاسبه ای،  فصلنامه­ی تحقیقات اقتصادی، شماره­ی 89، صص 184-157.

8)   کازرونی، علیرضا و هادی مجیری (1389)، بررسی اثر کاهش ارزش پول ملی بر تراز تجاری ایران با شش شریک منتخب تجاری (روش خود رگرسیونی با وقفه­های توزیعی)،  فصلنامه­ی پژوهش­های اقتصادی ایران، شماره­ی 45، صص 102-77.

9)   کاوند، علی و داریوش حسنوند (1392)، بررسی تاثیر توسعه مالی بر عرضه صادرات غیرنفتی با کاربرد الگوی ARDL: مورد ایران (101-123)، فصلنامه‌ی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، شماره‌ی 7، صص 195-173.

10)            نظیفی، فاطمه (1383)، توسعه مالی و رشد اقتصادی در ایران، پژوهشنامه‌ی اقتصادی، شماره‌ی 3، صص 130-97.

11)            هوشمند، محمود و رضا فهیمی‌دوآب (1389)، تخمین رابطه بلندمدت قیمت حقیقی نفت خام و ارزش واقعی دلار آمریکا، دانش و توسعه، شماره‌ی 30، 134-98.

12)Agbola, Y. D. (2005), Estimating  The  Long-run Effect of Exchange Rate Dealuation on The Trade Balance, The Review of Economic Studies, No. 58, PP: 407-436. 

13)Bahmani Oskooee, M. (2005), Income and Price Elasticities of Trade: Some New Estimates, The International Trade Journal, No. 2, PP: 165-178.

14)Beck, T. (2003), Financial Dependence and International Trade, Review of International Economics, Vol. 11, PP: 296-316.

15)Becker, B. and Greenberg, D. (2005), Financial Dependence and International Trade, University of Illinois at Urbana-Champaign mimeo.

16)Danmola, R.A. and Olateju, A.O. (2013), The Impact of Monetary Policy on Current Account Balance in Nigeria, IOSR Journal of Humanities and Social Science, Vol. 7, PP: 67-72.

17)Gylfason, T. and Risager, O. (1984), Does Devaluation Improve The Current Accoount?, European Economic Review, No. 25, PP: 37-64.

18)Ivrendi, M. and Guloglu, B. (2010), Monetary Shocks, Exchange Rates and Trade Balances: Evidence from Inflation Targeting Countries, Economic Modelling, No. 27, PP: 1144-1155.

19)Kim, S. (2001), Effect of Monetary Policy Shocks on the Trade Balance in Small Open European Countries, Economic Letters, No. 71, PP: 197-203.

20)Kletzer, K and Bardhan, P. (1987), Credit Markets and Patterns of International Trade, Journal of Development Economics, Vol. 27, PP: 57-70.

21)Lane, P.R. (2001), The New Open Economy Macroeconomics: A Survey, Journal of International Economics, No. 54, PP: 235–266.

22)Lee, J. and Chinn, M.D. (1998), The Current Account and The Real Exchange Rate: A Structural VAR Analysis of Major Currencies, NBER Working Paper, No.6495, Cambridge, MA.

23)Lee, J. and Chinn, M.D. (2006), Current Account and The Real Exchange Rate Dynamics in the G7 Countries, Journal of International Money and Finance, No. 25, PP: 257–274.

24)Prasad, E.S. and Gable, J.A. (1998), International Evidence on The Determinants of Trade Dynamics, IMF Staff Papers, No. 45, PP: 401–439.

25)Senay, O. and Sutherland, A. (2007), Optimal Monetary Policy and The Timing of Asset Trade in Open Economies, Economics Letters, No. 95, PP: 297-302.

26)Sodersten, B. and Reed, G. (1994), International Economics, 3^rd Edition, Ch. 22, PP: 600-625.

 

 

یادداشت‌ها