برآورد ضرایب فزاینده مالی ایران در مقایسه تطبیقی با کشورهای منتخب منا

اقتصاد مالی

مقاله 4، دوره 13، شماره 48، آذر 1398، صفحه 111-146   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

مهناز حسین پور¹؛ کامبیز هژبر کیانی^{* 2}؛ فاطمه زندی^{* 2}؛ علی دهقانی^{* 2}؛ خلیل سعیدی^{* 2}

¹دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران

²استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران

چکیده

واکنشسیاستمالیبهبحرانهایمالیدرسالهایاخیربحثقابلتوجهیرابرایاندازهضریبفزایندهمالیبیانمیکند. درهمینراستا،دراینمطالعهبابررسیاثرگذاریشوکهایسیاستمالیبررشداقتصادیبهبرآوردضرایبفزایندهمالی(مخارجدولت،مالیاتوپرداختهایانتقالی) کشورهایمنتخبمنابااستفادهازرهیافتPVAR (برایدورهزمانی 2016-2000) وهمچنینکشورایرانبااستفادهازروشVAR (برایدورهزمانی2016-1980) پرداختهشد. نتایجبدستآمدهحاکیازآناستکهدرکوتاهمدت (سالاولاجرایشوک) درکشورهایمنتخبمناوایرانشوکهایپرداختهایانتقالیومخارجدولتبیشترینتأثیررابرتولیددارند. اماحداکثرتأثیربرتولیددرکشورهایمنتخبمناتوسطشوکمخارجدولتدرسالهفتمودرایرانتوسطشوکمخارجدولتدرسالپنجمرخمیدهد. دربلندمدتنیزشوکمخارجدولتبهترینگزینهتأثیربرتولیددرکشورهایمنتخبمناوایرانمیباشد.

کلیدواژه‌ها

شوکهای سیاست مالی؛ ضرایب فزاینده مالی؛ روش خودتوضیح برداری تابلویی(PVAR)

اصل مقاله

برآورد ضرایب فزاینده مالی ایران در مقایسه تطبیقی با کشورهای منتخب منا

 

مهناز حسین پور[1]

 

تاریخ دریافت: 11/04/1398            تاریخ پذیرش: 14/06/1398

کامبیز هژبر کیانی[2]

فاطمه زندی[3]

علی دهقانی[4]

خلیل سعیدی[5]

 

چکیده

واکنشسیاستمالیبهبحرانهایمالیدرسالهایاخیربحثقابلتوجهیرابرایاندازهضریبفزایندهمالیبیانمیکند. درهمینراستا،دراینمطالعهبابررسیاثرگذاریشوکهایسیاستمالیبررشداقتصادیبهبرآوردضرایبفزایندهمالی(مخارجدولت،مالیاتوپرداختهایانتقالی) کشورهایمنتخبمنابااستفادهازرهیافتPVAR (برایدورهزمانی 2016-2000) وهمچنینکشورایرانبااستفادهازروشVAR (برایدورهزمانی2016-1980) پرداختهشد. نتایجبدستآمدهحاکیازآناستکهدرکوتاهمدت (سالاولاجرایشوک) درکشورهایمنتخبمناوایرانشوکهایپرداختهایانتقالیومخارجدولتبیشترینتأثیررابرتولیددارند. اماحداکثرتأثیربرتولیددرکشورهایمنتخبمناتوسطشوکمخارجدولتدرسالهفتمودرایرانتوسطشوکمخارجدولتدرسالپنجمرخمیدهد. دربلندمدتنیزشوکمخارجدولتبهترینگزینهتأثیربرتولیددرکشورهایمنتخبمناوایرانمیباشد.

واژه‌های کلیدی:شوکهای سیاست مالی،ضرایب فزاینده مالی، روش خودتوضیح برداری تابلویی(PVAR).

طبقه بندی JEL:C01, E62

1- مقدمه

از جمله سیاست­هایی که توسط دولت در جهت تحقق اهداف اقتصادی به کار گرفته می­شود، سیاست­های مالی در قالب استفاده از ابزارهای عمده­ی بودجه یعنی مخارج دولت و مالیات­ها است. تغییرات در متغیرهای بودجه می­تواند واکنش خودکار این متغیرها نسبت به تغییرات در شرایط اقتصادی باشد یا از سوی دولت و سیاستگذاران به­صورت صلاحدیدی و سیستماتیک انجام گیرد، اما از سوی دیگر این تغییرات ممکن است، تغییرات برون­زا و پیش­بینی نشده در سیاست­ها را نشان دهد که از آن­ها تعبیر به تکانه یا شوک­های سیاست مالی می­شود. درواقع منظور از تکانه­ی مالی، هر نوع انحراف از قاعده و قانونِ بودجه به­صورت غیرمنتظره و پیش­بینی نشده است. اثر مستقیم وقوع شوک­ها ایجاد تلاطم و نابسامانی در متغیرهای اقتصادی است. شوک­ها ازطریق رابطه­ی متقابل هر یک از متغیرهای اقتصادی با سایر متغیرها در کل اقتصاد انتشار می­یابند و می­توانند منجر به بی­ثباتی در اقتصاد شوند. با توجه به حساسیتی که متغیرها نسبت به تکانه­های ناشی از سیاست­های مالی دولت می­توانند داشته باشند، ضروری است این تکانه­ها شناسایی شوند و اثرات آن­ها در کوتاه­مدت و بلندمدت بر متغیرهای اقتصاد کشور مورد بررسی قرار گیرد.

براساسدیدگاهکینزینها،هرنوعسیاستمالیانبساطیازطریقافزایشنرخهایبهرهوبهتبعآن کاهشهزینه هایسرمایه گذاریبخشخصوصیموجبپدیدهجایگزینیاجباریسرمایه گذاریبخش خصوصیمی شود. همچنیندرشرایطانعطاف پذیربودنقیمتها،سیاستمالیانبساطیموجب افزایشسطحعمومیقیمتها،کاهشعرضهپولوافزایشنرخهایبهرهمی شود.پیامداینعمل جبراناثراتمثبتناشیازافزایشمخارجدولتیاکاهشمالیاتهابرمحصولخواهدبود.بالعکس، سیاستمالیانقباضیبهکاهشسطحعمومیقیمتهاونرخهایبهرهودرنتیجهافزایش سرمایه گذاریمنجرمیشودوبدینترتیببخشیازاثراتمنفیاینسیاستبرمحصولملیاز طریقپدیدهجذب،جبرانخواهدشد. ازطرفدیگربراساسدیدگاهغیرکینزینهاکهبرانتظاراتغیرعقلاییوهمارزیریکاردوییمبتنی است،تداوماعمالیکسیاستمالی،بهدلیلشکل گیریانتظاراتافزایشنرخهایبهرهدرافراد موجبکاهشسرمایه گذاریودرنتیجهمنفیشدنضریبفزایندهایننوعسیاستمیشود.علاوهبر اینهمزمانباکاهشمخارجدولت،افرادانتظارکاهشمالیاتهاوافزایشدرآمد(ثروت)رادرآینده داشتهوهمینامرسببمیشودتامصرفجاریآنهاافزایشیابد. (آلسینا و پروتی[i]،2002، 15).

یک رویکرد رایج در هر دو مطالعات تجربی و نظری در مورد شوکهای سیاست مالی، ارزیابی واکنش متغیرهای کلان اقتصادی به تغییرات برون زا در متغیرهای سیاست مالی است. از یک نکته نظر تئوریکی، تأثیرات سیاست مالی در اقتصاد بر تعدادی از مفروضات کلیدی متکی است. به عنوان مثال، در بررسی مکانیسم انتقال سیاست مالی، وجود یا عدم وجود رفتار پیش رو نقش مهمی ایفا می کند. بطوریکه اگر عوامل اقتصادی توانایی پیش بینی ندشته باشند، انتظار می رود تغییرات آینده هیچ تأثیری بر تصمیمات دوره جاری نداشته باشند. اما عوامل با انتطارات عقلایی، از سوی دیگر، با توانایی پیش بینی، تغییر در متغیرهای کلان اقتصادی  در آینده را پیش بینی می کنند. مطالعه اثر سیاستهای مالی با این نگرش اولین بار توسط بلانچارد و پروتی(2002) انجام گرفت. آنها نشان دادند ضریب فزاینده مثبت تولید در کوتاه مدت از افزایش هزینه های دولت و یا کاهش مالیات نتیجه می شود که اندازه و طول مدت اثرگذاری در مطالعات مختلف متفاوت است. در واقع مقدار ضریب فزاینده به مشخصات و ویژگیهای دوره نمونه مورد بررسی بستگی دارد. جالب توجه است که برخی شواهد نشان دهنده تأثیر منفی هزینه های دولتی برای استرالیا، کانادا و انگلستان برای بعضی از دوره های مورد بررسی است(اونال[ii]، 2015، 2).

با توجه به اهمیت موضوع برای کشورهای کمتر توسعه یافته و در حال توسعه بویژه ایران،بدلیل ساختار اقتصادی آن که تصمیمات دولت نقش تعیین کننده در آن دارد،بررسی آن ضرورت می یابد. از سوی دیگر، با توجه به شباهتهای ساختاری اقتصادی ایران با کشورهای منتخب منا، مقایسه تطبیقی آنها از جهت بکارگیری سیاستهای مالی می تواند گره گشای مسائل کشور باشد. در همین راستا،میزان اثرگذاری شوکهای سیاست های مالی(ضرایب فزاینده مالی) در کشورهای منتخب منا و ایران و مقایسه تطبیقی آنها جهت تصمیم گیری در مورد سیاستگذاری بهینه در اقتصاد ایران در این مقاله مورد بررسی قرار می گیرد. سازمان دهی مقاله بدین صورت است که پس از مقدمه، مبانی نظری و مطالعات تجربی و به دنبال آن تصریح و برآورد ضرایب فزاینده مالی(مخارج دولت،  مالیات و پرداختهای انتقالی) کشورهای منتخب منا و ایران بصورت جداگانه مطرح می شود. در پایان نیز نتایج حاصل از برآورد الگوها، ضمن مقایسه تطبیقی، جمع بندی و پیشنهادها ارائه شده است.

 

2- مبانی نظری

بحران مالی سال 2008 میلادی موجب شد که سیاست های مالی در مرکز توجه سیاستگذاران و نظریه پردازان اقتصادی قرار گیرد. از همان آغاز، با عمیق تر شدن بحران مالی در ایالات متحده آمریکا، مقامات دولتی با تکیه بر سیاست های مالی درصدد مقابله با آن برآمدند. سیاست های ناظر بر کاهش مالیاتها به منظور تشویق مردم به مصرف بیشتر و نیز اختصاص صدها میلیارد دلار از سوی وزارت دارائی (خزانه داری) برای کمک به بنگاه ها و مؤسسات مالی بحران زده، نمونه های بارزی در این زمینه به شمار می روند. نکته مهم این است که تأکید بر سیاست های مالی برای چاره جویی بحران مالی و اقتصادی منحصر به ایالات متحده نیست، اغلب کشورهای صنعتی و نوظهور از اروپا گرفت تا آسیا رویکرد کم و بیش مشابهی اتخاذ کرده‌اند. ظاهراً برای عبور از بحران، سیاست‌های انبساطی کینزی دوباره مورد استقبال قرار گرفته است. اقتصاددانان نئوکلاسیک، پول گرایان از دیرباز جنبه‌های مختلف سیاست‌های کینزی را مورد انتقاد قرار داده‌اند، اما در مباحث اخیر مربوط به بحران مالی و رکود اقتصادی موضوع اندازه ضریب فزاینده مالی یا به‌ عبارت دیگر میزان مؤثر بودن هزینه‌های دولتی بر اقتصاد ملی مورد تأکید واقع شده است (راننبرگ و پاش[iii]، 2011، 14).

 

1-2- شوکهای مالی

رخدادهایپنهانوغیرقابلپیش بینیدرنظاماقتصادی،امریعادیاست.بسیاریازروابطیکه برایتبییناقتصادبهکاربرده می شود،اغلبمبانیآنتابعرفتارانسانیاستکهغالباًکمترقابلپیش بینی است.بهنظرمیرسدکهموفقیتدرتبیینمنظمبخش هاییازرفتاراقتصادیاهمیتیدراینزمینه نداردودرهرحالبرایعواملنامعین،دراثرشوکهاواختلالهایروابطاقتصادیجاییوجود خواهدداشت. شوکهادراقتصادرامی توانبرحسباینکهموقتهستندیادائمی،تفکیککرد.اینتفکیک برایتصمیم گیرانمهماست.شوکهایموقتیممکناستنادیدهگرفتهشود،زیرااثراینشوکها بهسرعتازبینمی رود.درعمل،مشکلاستبینشوکهایموقتودائمیکهرخمیدهد،تفکیک قائلشد. دراقتصاد،امکانیکتغییرقابلپیش بینیدرمخارجوجوددارد.برایمثال،مقدارسرمایه گذاری شدهتوسطصاحبانکسبوکاردرازاینرخبهرهمعین،ممکناستبالایاپایینبرود.تغییردر مخارج،بهنوبةخود،منحنیتقاضایکلراجابجاخواهدکرد. درآغازتولیدناخالصداخلیواقعیبالاو پایینخواهدرفت،بعداًبهتدریجکهتعدیلقیمتهارخدهد،تولیدناخالصداخلیواقعیبهنقطه تعادلبازمی گرددوبهسطحقیمتدائمیدیگریمیرسد(رابرتهال،جانتیلور، 1376).

اندازه ی تأثیرگذاری سیاستهای مالی به اندازه ضریب فزاینده ی آنها و اندازه ضریب فزاینده ی سیاست مذکور به مقدار پارامترهای الگو و حساسیت های توابع و شیب منحنی های زیرساز الگو بستگی دارد و از آنجا که امروزه بر اهمیت سیاست های مالی برای مبارزه با رکود تأکید می شود، مقدار ضریب فزاینده به عنوان یک ابزار تصمیم گیری برای طراحی سیاست و اندازه ی آن بسیار مهم است (شاکری، 1387، 146).

 

 

2-2- عوامل تعیین کننده اندازه ضریب فزاینده مالی

سیاست مالی می تواند اقتصاد را از طریق عوامل مختلف تحریک کند و لذا این عوامل می توانند اندازه ضریب فزاینده مالی را تعین کنند که این عوامل به دو دسته تقسیم می شوند:

1)   ویژگی های ساختاری کشور که بر واکنش اقتصادی به شوک های مالی در زمانهای"عادی" اثرمی گذارند.

2)   عوامل موقتی که باعث می شوند ضریب فزاینده از میزان عادی اش منحرف شود.

 

• ·      ویژگی های ساختاری

به‌دلیل برخی ویژگی‌های ساختاری که بر واکنش اقتصادی به شوک‌های مالی در زمان‌های "عادی" اثر می‌گذارند، برآوردهای تجربی ضرایب فزاینده مالی متفاوت است. اگر چه اثر افزایش عوامل ساختاری ضرایب فزاینده، تا حد زیادی ناشناخته است. اما عوامل ساختاری کلیدی عبارتند از:

الف) باز بودن تجاری: کشورهایی که تمایل کمتر به واردات دارند (به عنوان مثال کشورهای بزرگ یا کشورهایی که فقط تا حدی باز برای تجارت هستند) تمایل دارند که ضریب فزاینده مالی بزرگ‌تری داشته باشند، زیرا نشت تقاضا از طریق واردات، کمتر انجام می‌شود (ایلتزکی و همکاران^[iv]، 2013: 5).

ب) سطح بدهی: کشورها با بدهی بالا به طور کلی دارای ضرایب فزاینده پایین‌ترند، چون تثبیت مالی به احتمال زیاد اعتبار مثبتی دارد و اثرات اطمینان بر تقاضای بخش خصوصی و صرف ریسک نرخ بهره مؤثر است.

ج) مدیریت مخارج دولتی و اداره مالیاتی: انتظار می‌رود هنگامی که مشکلات جمع آوری مالیات‌ها و ناکارایی‌های هزینه‌ها کم می‌شود، تأثیر سیاست مالی بر تولید نیزکوچک‌تر شود (کریچنر و همکاران^[v]، 2010: 26).

پ) توسعه مالی: تأثیرتوسعهمالی بر ضریب فزاینده مالیمی‌تواندمنفی (بافعالکردن معادلهریکاردویی[vi]،باافزایشامکاناتپس‌اندازوافزایشبیثباتی) یامثبت (باافزایشامکاناتمالی) باشد.

ت) نرخ پس‌انداز و نااطمینانی: میزانپس‌اندازبهنااطمینانی درکشوربستگیدارد. چون درمحیطنامطمئن عوامل اقتصادی میزان پس‌انداز خودراافزایش می‌دهند که نرخپس‌اندازبایدتأثیرمنفیبرضرایبمالیداشتهباشد،زیرااز طریق پس‌اندازنشتتقاضا صورت می‌گیرد که نرخبالایپس‌اندازباعثکاهشمصرفپسازشوکمثبتهزینه‌هایعمومیمی‌شود (هوری^[vii]، 2016: 9).

ث) رژیم نرخ ارز: کشورها با رژیم‌های نرخ ارز انعطاف پذیر تمایل دارند تا ضریب فزاینده کوچک‌تر داشته باشند، زیرا نوسانات نرخ ارز می‌تواند اثر سیاست‌های مالی اختیاری در اقتصاد را جبران کند (ایلتزکی و همکاران^[viii]، 2013: 5).

 ج) نرخ بهره‌برداری از ظرفیت: در کشورهایی که ظرفیتتولیدبهطورکاملمورداستفادهقرارمی‌گیرد، ضریبفزاینده مالی کاهشمی‌یابد. چون به‌طور مثال،وقتیهزینه‌هایعمومیافزایشمی‌یابد،تقاضایجهانیافزایشمی‌یابدوسمت عرضهبهافزایشتولید واکنش می‌دهد.بااینحال،به‌دلیل استفاده از ظرفیت تولید به‌طور کامل، عرضهنمی‌تواندبهسرعتافزایشیابد،واینباعثمی‌شودکهضریبفزاینده مخارج دولت کاهشیابد (باووم و همکاران^[ix]، 2012: 7).

چ) انعطاف ناپذیری بازار کار: کشورهایی با بازار کار انعطاف ناپذیرتر (به عنوان مثال، با اتحادیه‌های قوی‌تر یا با مقررات بازار کار قوی‌تر) دارای ضرایب فزاینده مالی، بسیار بزرگ‌تری هستند. اگر چنین انعطاف ناپذیری دلالت بر کاهش انعطاف پذیری دستمزد داشته باشد، می‌توان گفت دستمزد انعطاف ناپذیر تمایل به تقویت واکنش تولید به شوک‌های تقاضا دارد (گوردنچنکو و همکاران^[x]، 2012: 5).

ح) اندازه تثبیت کننده خودکار: تثبیت کننده‌های خودکار قوی‌تر ضریب فزاینده مالی را کاهش می‌دهند. چون به‌طور مکانیکی واکنش خودکار نقل و انتقالات و مالیات، بخشی از شوک مالی اولیه را جبران می‌کند. در نتیجه اثر آن بر تولید ناخالص داخلی را کاهش می‌دهد (دالز و همکاران^[xi]، 2012: 9).

 

• ·      عوامل موقتی

عوامل موقتی تمایل دارند تا ضریب فزاینده را از وضعیت عادی خود افزایش یا کاهش دهند که ادبیات اخیر دو عامل اصلی را شناسایی کرده است:

الف) موقعیت چرخه‌ای: ضریب فزاینده به طور کلی در وضعیت رکود در مقایسه با وضعیت انبساط بزرگ‌تر است. این هم برای تثبیت مالی و هم برای محرک‌های مالی صحیح است. یک محرک در انبساط کمتر مؤثر است؛ زیرا، در ظرفیت کامل، افزایش تقاضای عمومی با اثر بر تقاضای خصوصی خنثی می‌شود[xii] و تولید بدون تغییر باقی می‌ماند (با قیمت‌های بالاتر). لذا تثبیت تولید در شرایط رکود خیلی پرهزینه است.

ب)واکنش سیاست پولی به شوک‌های سیاست مالی: سیاست پولی انبساطی و کاهش نرخ بهره می‌تواند اثر انقباض مالی بر تقاضا را کاهش دهد. در مقابل هنگامی که استفاده یا انتقال سیاست پولی نقض شود، ضرایب فزاینده می‌توانند به طور بالقوه بزرگ‌تر شوند – علی‌الخصوص زمانی که نرخ بهره صفر است[xiii] (ZLB)^[xiv](وودفورد^[xv]، 2011: 25).چون هرچقدر هزینه‌های اختیاری بزرگ‌تر افزایش یابد، اقتصاد در وضعیت نرخ بهره صفر کمتر باقی خواهد ماند و بنابراین ضریب فزاینده مالی کوچک‌تر خواهد بود (کریستیانو و همکاران^[xvi]، 2011: 4). 

 

3- پیشینه تحقیق

در حیطه مطالعاتی که در رابطه با موضوع مورد بحث صورت گرفته پیشینه های نزدیک بصورت زیر می باشند:

3-1- مطالعات خارجی

گرودویک گنیپ^[xvii] (2015) در مقاله خود با استفاده از مدل Panel VAR و با بهره گیری از الگوی بلانچارد و پروتی (2002) به بررسی ضریب فزاینده مالی در اقتصادهای نوظهور توسعه یافته برای دوره زمانی 2013-1990پرداخت. نتایج نشان می دهد که در رکودهای مالی، ضرایب فزاینده مالی در کرواسی به مراتب بزرگتر هستند و با پیش فرض های کینزی حرکت می کنند. در طول رکود اقتصادی، خرید کالاها و خدمات دولتی به عنوان ابزار موثر مالی برای تقویت فعالیت اقتصادی به نظر می رسد. بطوریکه ضریب فزاینده مخارج دولت مثبت و مالیات منفی بدست آمدند.

سیموویک و دسکر-اسکربیک^[xviii] (2015) در مقاله خود با استفاده از مدل Panel VAR و با بهره گیری از الگوی بلانچارد و پروتی (2002) به بررسی اندازه و تعیین کننده های ضریب فزاینده مالی درکرواسی، اسلوونی و صربستان برای دوره زمانی 2014:1-2001:1 پرداختند. نتایج نشان می دهد که فرضیه های مربوط به اندازه نسبی ضرایب فزاینده ها بین این سه کشور همسایه را می توان تأیید کرد، زیرا کرواسی دارای بیشترین ضریب فزاینده مخارج و اسلوونی کمترین آن بود. چون ضریب فزاینده تجمعی مخارج کرواسی برابر1 بوده و از ضریب فزاینده سایر کشورها بزرگتر است. ولی بطور کلی ضریب فزاینده مخارج دولت مثبت و مالیات منفی بدست آمدند.

کیتسوز و پاتنام^[xix](2016) در مقاله خود با استفاده از مدل Panel VAR و با بهره گیری از الگوی چیرنوژاکو و هانسن (2005) به بررسی اندازه ضریب فزاینده مالی در127 کشور برای دوره زمانی2011-1994پرداختند. نتایج نشان می دهد که اثر محرکهای مالی یکنواخت نمی باشد، اما به شدت به اندازه مخارج (و یا رشد آن) بستگی دارد. بطوریکه مقدار ضرایب فزاینده برای 127 کشور در بین دامنه 1.4 تا 1.6 قرار دارند ولی بطورکلی ضریب فزاینده مخارج دولت مثبت و مالیات منفی بدست آمدند.

گانتر و دیگران^[xx] (2016) در مقاله خود با استفاده از مدل Panel VAR و با بهره گیری از الگوی چیرنوژاکو و هانسن[xxi] (2005) به بررسی اثرات غیرخطی مالیات روی تولید در51 کشور(شامل 21 کشور توسعه یافته و 30 کشور در حال توسعه) برای دوره زمانی2014-1970پرداختند. نتایج نشان می دهد که اثرات غیر خطی: ضریب فزاینده مالیات برای سطوح پایین مالیات اولیه نزدیک به صفر است و در سطوح مالیاتی بالابسیار منفی است یا به عبارت دیگر، ضریب فزاینده برای تغییرات کوچک مالیاتی  صفر است در صورت افزایش تغییرات مالیاتی منفی می شود. بطوریکه تأثیر تغییرات مالیات برونزا درکشورهای در حال توسعه و صنعتی2/1- است و ضریب فزاینده تجمعی بعد از دوسال حدودا 2- می شود.

ری کریچتون و دیگران^[xxii] (2016)در مقاله خود با استفاده از مدل Panel VAR و با بهره گیری از الگوی بلانچارد و پروتی (2002) به بررسی ضریب فزاینده مالیات در14 کشور توسعه یافته برای دوره زمانی 2009-1980 پرداختند. نتایج نشان می دهد که اولاً ضریب فزاینده مالیات منفی بوده و ثانیاً مقدار ضریب فزاینده مالیاتی اثر 3/0- است.

کاباشی^[xxiii](2017)این مطالعه به صورت تجربی اثرات کوتاه مدت و میان مدت سیاست مالی برتولید با استفاده از مدل Panel VAR و با بهره گیری از الگوی بلانچارد و پروتی (2002) در کشورهای اتحادیه اروپا در دوره 2012-1995مورد بررسی قرار می دهد. نتایج نشان می دهد که شوک های مخارج انبساطی یک اثر مثبت، اما نسبتا کم بر تولید دارند، و دارای ضریب فزاینده مالی حدودا یک در سال شوک و سال بعد، و پایین تر در بقیه سالها دارند که این نتیجه نشان می دهد اثرات بحران به صورت ضرایب فزاینده مالی هدایت می شود که به طور قابل توجهی در دوره قبل از بحران پایین است.

 

3-2- مطالعات داخلی

ابونوریودیگران(1389) درمقالهخودبااستفادهازمدل VAR  بهبررسیاثراتسیاستمالیدراقتصادایرانبرایدورهزمانی 1385:1- 1373:2 پرداختند. یافتههاحاکیازآناستکهمقدارمالیات،مخارججاریوعمرانیاثراتمثبت،ونرخبهرهحقیقی،اثرمنفیبرتولیدناخالصداخلیدارد؛مخارجعمرانیدارایسهماندکدرایجادنوساناتسرمایهگذاریاست. باوجهبهسهمزیادمخارججاریودرآمدمالیاتیدرایجادنوساناتتولیدناخالصداخلی،استفادهازمخارجعمرانیبهعنواناهرمسیاستگذاریمالیبرمخارججاریودرآمدهایمالیاتیترجیحدادهمیشود.

دلانگیزانوخزیر (1391) درمقالهخودبااستفادهازفیلترهدریک - پرسکاتبهبررسیمطالعهاثراتشوکهایسیاستمالیبررشداقتصادیایراندورهزمانی 1388-1338 پرداختند. نتایجتحقیقنشانمیدهدکهشوکهایمثبتومنفیسیاستمالیدولت،تنهادرحوزهبودجههایعمرانیبهصورتکاملدارایاثراتنامتقارنهستند. اینعدمتقارنبهاینشکلاستکهشوکهایمنفی (انقباضی) اثراتیکاهندهوبزرگترازشوکهایمثبت (انبساطی) سیاستمالیبررشداقتصادیدارند.

حیدریوسعیدپور(1393) درمقالهخودبااستفادهازمدل DSGE  بهبررسیتأثیرشوکهایسیاستمالیوضرایبفزایندهمالیاقتصادایراندرچارچوبمدلکینزینهایجدیدپرداختند. نتایجنشانمیدهدکهﺷﻮکاﻓﺰاﻳﺶﻣﺎﻟﻴﺎتﺑـﺮﻣﺼـﺮفﻣﻨﺠـﺮﺑـﻪﻛـﺎﻫﺶﺗﻮﻟﻴـﺪدرﻛﻮﺗﺎهﻣﺪتﻣﻲﺷﻮد. ﻫﻤﭽﻨﻴﻦﺷﻮکاﻓﺰاﻳﺶﻣﺨﺎرجدوﻟـﺖﺑﺎﻋـﺚاﻓـﺰاﻳﺶﺗﻮﻟﻴﺪدرﻛﻮﺗﺎهﻣﺪتواﻓﺰاﻳﺶﺗﻮرمدرﺑﻠﻨﺪﻣﺪتﻣﻲﺷـﻮد. ازطرفدیگرﻧﺘـﺎﻳﺞﺿﺮاﻳﺐﻓﺰاﻳﻨﺪهﻣﺎﻟﻲﺳﺎﺧﺘﺎریﻧﻴﺰﻧﺸﺎنﻣﻲدﻫﻨﺪﻛﻪﻣﺨـﺎرجﻛﻮﺗـﺎهﻣـﺪتدوﻟﺖﺑﺎﺿﺮﻳﺐ29/1درﺻﺪراﺑﻄﻪﻣﺴﺘﻘﻴﻢوﻣﺎﻟﻴﺎتﺑﺮﻓﺮوشودﺳﺘﻤﺰدﺑﺎﺿﺮﻳﺐ22/0درﺻﺪراﺑﻄﻪﻏﻴﺮﻣﺴﺘﻘﻴﻢ،ﺑﺎﺗﻮﻟﻴﺪدارﻧﺪ.

کمیجانی و حق شناس(1393) در مقاله خود اثر اندازه دولت بر رشد اقتصادی ایران را با استفاده از تابع کاب-داگلاس و با به کارگیری الگوی ARDL در دوره 1368-1391 بررسی کردند. ‌نتایج‌حاکی‌از ‌آن‌است‌که‌بزرگ‌شدن‌دولت‌در ‌دو ‌دوره ‌مذکور‌اثر‌مثبتی‌بر‌رشد‌اقتصادی‌ایران‌ دارد، ‌لیکن ‌این تاثیرگذاری ‌در ‌دوره ‌بلندمدت ‌بیشتر ‌است. ‌بنابراین، ‌اندازه ‌دولت ‌همانند ‌سرمایه ‌انسانی‌ابزاری‌برای‌برنامهریزی‌افزایش‌رشد‌اقتصادی‌در‌بلندمدت‌است.

هژبرکیانیوغلامی(1395) درمقالهخودکاراییسیاست‌هایمالیانبساطیدرایرانرابابه‌کارگیریدوالگویخودرگرسیونبرداریخطیوآستانه‌ایدردوره 1391-1338بررسیکردند. اینارتباط،هنگاماستفادهازالگویآستانه‌ای،مشاهدههایسال‌هایموردبررسیبراساسمثبتیامنفیبودنشکافتولیدبهدورژیمتفکیکشد. توابعواکنشآنیالگویخطیحاکیازآناستکهکاهشدرآمدهایمالیاتیوافزایشمخارجدولتبهعنوانمحرک‌هایمالیمنجربهافزایشرشداقتصادیشده‌ا‌‌ند،امامیزانتأثیرگذاریمخارجدولتبیشترازدرآمدهایمالیاتیاست. افزایشمخارجدولتدرالگویآستانه‌اینیزکاراترینمحرکمالیاست.

فلاحتی و همکاران(1396) در مقاله خود با استفاده از آزمون هم جمعی انگل- گرینجر و آزمون هم جمعی یوهانسن به بررسی وجود و یا عدم وجود پایداری مالی و شوک های مالی در ایران طی دوره ی زمانی 1393-1357 پرداخته اند.نتایج بدست آمده حاکی از آن است که اولاً با افزایش درآمدها، مخارج بیشتر افزایش پیدا می کند. ثانیاً سیاست مالی در ایران ناپایدار است. ثالثاً شوک های مالی گذرا در بلندمدت بر روی سه متغیر(تغییرات درآمدهای غیر نفتی، تغییرات مخارج دولتی و تغییرات درآمدهای نفتی) اثری ندارند و این یک امتیاز ویژه برای دولت جهت اجرای تصمیمات غیر منتظره در بخش مالی به شمار میرود.

مهدیزاده و همکاران(1397) در مقاله خود به برآورد ضریب فزاینده مالی در ایران با تاکید بر نحوه خرج کرد درآمدهای نفتی پرداخته است که بدین منظور یک مدل تعادل عمومی پویای تصادفی نئوکینزی، سازگار با ساختار اقتصاد ایران طراحی شده ضریب فزاینده انواع مخارج دولت در قالب دو سناریو برآورد گردیده است. در سناریو اول، تأمین مالی مخارج مصرفی از طریق درآمدهای مالیاتی و تأمین مالی مخارج سرمایهای از طریق درآمدهای نفتی مدنظر است. در سناریو دوم، درآمدهای حاصل از نفت تؤامان صرف مخارج مصرفی و سرمایهای میشوند.نتایج حاکی از آن است که در هر دو سناریو ضریب فزاینده مخارج مصرفی کوچکتر از ضریب فزاینده مخارج سرمایهای است. در واقع مخارج سرمایهای بیشتر از مخارج مصرفی بر افزایش تولید ملی (رشد اقتصادی) تأثیرگذار است. بعلاوه، واکنش تولید ملی (رشد اقتصادی) به افزایش انواع مخارج دولت، در سناریوی اول بیشتر از سناریو دوم است.

 

4- بررسی تجربی و ارائه مدل

4-1- جامعه آماری تحقیق

ازآنجاکههریکازکشورهایجهان،معمولاًبرایساماندهیفعالیتهاونظمدهیبهادارهامورجامعه،نسبتبهتدوین «سندچشمانداز»درافقدهیابیستسالهاقداممیکنندکهرعایتمبانیسندواجرایمناسبآن،موجبتغییرویابهبودوضعیتخواهدشد. درهمینراستابررسیشاخصهایکلاناقتصادیایرانومقایسهآنباشاخصهایمشابهدرکشورهایمنطقهموقعیتفعلیاقتصادایراندرمنطقهراروشنساختهوبهسیاستگذاریمناسبوبرنامهریزیصحیحدرجهتدستیابیبهاهدافموردنظرسندچشماندازکمکمیکنند. لذادراینمطالعهوضعیتایراندرمنطقهمناموردبررسیقرارمیگیرد. منطقهمنابهمعنیخاورمیانهوشمالآفریقااصطلاحیمی‌باشدکهبراینامیدنکشورهایعمدهتولیدکنندهنفتکهدرمنطقهخاورمیانهوشمالآفریقاقراردارندبهکارمی‌رود. دربررسیشاخصرشداقتصادیایرانوکشورهایمنطقهمنامی­تواناذعان داشت که اولاًدرمقایسهرشداقتصادیبینایرانومنطقهمنادردوره30سالهمشاهده می شودکـهدردورهاولو دوم متوسطرشداقتصادیایراندرمقایسهبامتوسـطرشـداقتصـادیمنطقـهمناازرشداندکیپایینبرخورداربودهودرکلرشداقتصـادیایراندرهر دو دورهدرمقایسهبامنطقهقابلقبولبودهاست. اما دردورهسوممتوسطرشداقتصادیایرانبسیار پایینترازمنطقهبودهاستولذادرکلرشداقتصادیایراندرمقایسهبامنطقهمنانامناسبوناکافیارزیابیمیگردد.

 

 

نمودار1- مقایسهرشداقتصادیبهقیمتهایثابتبهپولملیبامتوسطمنطقهمنادرسهدورهدهه اخیر

منبع: داده های بانک جهانی

 

باتوجهبهآمارموجودبرایرشد اقتصادیایرانوکشورهایمنطقهمنا،بکارگیریعواملیجهتتحریکرشداقتصادیدراینکشورهاوبویژهایرانامریضروریاست. بدینمنظور،ازآنجاکهارتباطواقعیبینسیاستمالیورشدواقعیاقتصادازآغازرکودبزرگ 2009-2008 دربینسیاستمدارانموردتوجهبودهاست. پسنقشحیاتیسیاستمالیدرتحریکرشدوهمچنینبرایچالشهاینوظهورسازگارباتنظیممالیبرایثباتورشداقتصادکلاندراقتصادهایپیشرفتهنیزتجربهشدهاست. ازسویدیگر،ازآنجاکهبرایبسیاریازکشورهایمنطقهمنا،بدلیلکسریبودجهوبدهیعمومیبالا،تأثیررکودبزرگاست. اینامرخطراتمهمیرابرایثبات،ایجاداشتغالورشدپایدارایجادمی­کند. لذادربسیاریازاینکشورها،تثبیتمالیبرایحفظپایداریمالیامریضروریاستوبهنظرمیرسددرمحیطیکهبابیکاریبالاوچشماندازرشدضعیف،دربرابرفوائدعدمقطعیتجهانیومنطقهایشناختهمیشود،بسیارمهمباشد. پسمی­توانگفتنیازبهتثبیتمالیوحفظرشدانعطافپذیربراهمیتدرکبهتررابطهبینسیاستهای مالیورشداقتصادیتاکیدمیکندولذااستفادهازشوکهای سیاستهای مالیممکناستبهبهبوددرکمعیارهایمالیبررشد،افزایشدقتپیشبینیهایرشد ودرنتیجهمیتواندبهپایداریورشداقتصادکلانکمکشایانیکند. لذا با توجه به اهمیت موضوع، در این تحقیق به این مهم پرداخته می شود.

 

4-2-مدل های مورد استفاده در تحقیق

در این مقاله سعی شد با بهره گیری از مطالعات مطالعاتکومبس و همکاران^[xxiv](2014)، اسپیلمبرگو و همکاران^[xxv](2009) و هوری^[xxvi](2016) برای اولین بار ضرایب فزاینده مالی (مخارج دولت، مالیات) با استفاده از توابع واکنش اثرگذاری شوکهای مالی بر رشداقتصادی برای ایران محاسبه شده و با کشورهای منتخب منا مقایسه تطبیقی صورت گیرد تا باتوجه به شباهت شرایط اقتصادی ایران با کشورهای منا سیاستهای لازم در جهت تسریع رشد اقتصادی اتخاذ گردد. علاوه براین، ضریب فزاینده پرداختهای انتقالی نیز برای اولین بار با همین روش برای ایران و کشورهای منتخب منا محاسبه و مورد مقایسه قرار گرفت. در این مقاله همچنین جهت در نظر گرفتن اثر ازدحام بیرونی بدلیل بکارگیری شوکهای مالی با بهره گیری از مدل هودروم و همکاران[xxvii] (2016)سرمایه گذاری خصوصی نیز به عنوان متغیر کنترل مورد بررسی قرار گرفت که بمنظور نیل به اهداف ذکر شده از مدل خودتوضیح برداری تابلویی (PVAR) در کشورهای منتخب منا و از مدل خودتوضیح برداری(VAR) در ایران استفاده شد.

 

4-2-1-مدلPanel VAR

وقتیماهیتدادههایمورداستفادهدرپژوهشتابلوییباشد . امکاناستفادهازمدلهایخودرگرسیونبرداریبادادههایتابلویی وجوددارد. یکسیستمخودرگرسیونبرداریبادادههایتابلویی (PVAR) با k بنگاه در t دورهزمانی وبا p وقفهزمانی واثراتترکیبیثابتدرحالتخطیبهصورتزیرنمایشدادهخواهدشد.

(1)

 

(2)

 

(3)

 

(4)

 

بردار k متغیرهازمتغیرهایوابستهودرونزااست، برداریازمتغیرهایبرونزااست،  اثراتفردیدرمدلاثراتثابتاستو  جملهپسماندمیباشد. برایتخمینمدلفوقازروش گشتاورهایتعمیمیافته(GMM) استفادهخواهدشد. تحلیلPVAR مبتنیبرانتخابتعدادوقفهمناسببرایمدلو شرطگشتاوریاست. آندرس و لو^[xxviii] (2002)  معیارسازگاریرابرایانتخاب گشتاوریومدلدرروشگشتاورهایتعمیمیافته[xxix](MMSC) بر مبنایآماره  Jهانسنپیشنهاددادند.اینروشهاشاملمعیار آکائیک(AIC)، شوارتزبیزین (BIC) وحنانکوئین(HQIC)  است .باتوجهبهاینمعیارها،معیار MMSCمطابقروابط(2)تا(4) ارائه شدهاست. اینمعیارتعدادوقفهایکهباعثحداقلشدن MMSC میشود راارائهخواهدداد. درروابطفوق  آماره J را نشان میدهد. کهبراییکمدل PVAR  بادرجهP و تعداد وقفه n و q مشاهدهتعریفشدهاست. یکضریبتعیینکلی(CD) را نیز میتوانتعریفکرد.

(5)

 

که  دترمینانماتریسکواریانسمحدودشدهمتغیرهایوابسته و  دترمینانماتریسکواریانسمحدودنشده متغیرهایوابستهاست (آبریگو و اینسا^[xxx]، 2015: 5).

یکمدل VAR درصورتیپایداراستکهتمامقدرمطلق‌هایهمسازماتریس  قویاکوچک‌ترازیکباشندوماتریسهمساز به صورتزیرتعریفشدهاست.

 

 

شرطپایداریدلالتبرآنداردکهمدلPVAR،معکوس پذیر استوبرمبناییکمدلمیانگینمتحرکبرداری (VMA) نامحدوداستوبرمبنایآنمیتوانتفسیریازتوابعتکانه خطایتجزیهواریانسراارائهنمودوپیشبینیراانجامداد. یکتابع تکانه-پاسخساده رامیتوانبرمبناییکمدلبرداریمیانگین متحرک(VMA) نامحدوددرقالبرابطه(7)نشانداد. 

 

 

(همان، 2015: 6).

 

 

4-2-1-1- محاسبه ضرایب فزاینده مالی با بهره گیری از روش PVAR

در این مقاله جهت برآورد ضرایب فزاینده مالی براساس مطالعهPerotti (2002)Blanchard,، با بهره گیری از داده های پانلی برای گروه کشورهای منتخب منا و با استفاده از مدل پانل  (PVAR) ارزیابی صورت می گیرد.

(9)          

 

در این مدل از (i =1…N) i برای نشان دادن کشورها و t (t =1…T) برای دوره های زمانی استفاده می شود. این مدل شامل متغیرهای زیر است:  بردار متغیرهای درون زا است  نشان دهنده بردار مقادیر ثابت است، که بیان کننده اثرات ثابت کشورها است؛ B (L) ماتریس چندجمله ای است با L که عملگر وقفه است؛ و  جزء اخلال است.

براساس مطالعه Spilimbergo و همکاران. (2009)، سه نوع ضریب فزاینده می تواند برآورد شود. ضریب فزاینده اثر ^[xxxi](کوتاه مدت) که جهت اندازه گیری اثر سیاست مالی ( ) بر تولید ( ) در اولین دوره مورد بررسی(یعنی سال اول) بکار می رود:

 

 

علاوه بر این، به منظور مشاهده حداکثر پاسخ سیاست مالی بر تولید، از ضریب فزاینده پیک^[xxxii] استفاده می شود: 

       (11)  

 

ضریب فزاینده تجمعی^[xxxiii] نیز با توجه به این که اقدامات سیاست مالی می تواند با تأخیر به اقتصاد منتقل شود، محاسبه می شود که به سیاستمداران و اقتصاددانان اجازه می دهد تا تأثیرات شوک های مالی را در بلندمدت از بین ببرند.

 

 

بنابراین، ضرایب فزاینده مالی ممکن است باتوجه به افق زمانی که بر روی آن ساخته می شوند متفاوت باشد. در همین راستا، ضریب فزاینده اثر، ضرایب فزاینده پیک و ضرایب فزاینده تجمعی برای متغیرهای رشدی کهدر این مقاله قصد تحلیل آن را داریم، با بهره گیری از نتایج توابع واکنش مدل PVARبصورت زیر خواهد بود:

 

Impact Multiplier:

(13) 

 

(14) 

 

(15)

 

Peak Multiplier:

(16)

 

(17)   

 

(18)      

 

Cumulative Multiplier:

(19) 

 

(20)   

 

    (21)                        

 

کهدر آنها  نشان دهنده تابع واکنش ضربه ای، (G/Y) نسبت هزینه دولت به تولید ناخالص داخلی، (T/Y) نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی، (TR/Y) نسبت پرداختهای انتقالی دولت به تولید ناخالص داخلی و خطای استاندارد نرخ رشد شوکهای مالی.

بنابراین، در این مقاله از مدل PVAR برای تخمین کشورهای منتخب منا استفاده می شود تا با بهره گیری از آن پا را فراتر از مدل های مقطعی و یا سری زمانی گذاشته و اثرات فردی و زمانی باهم بررسی شود. این در تحلیل ما اهمیت ویژه ای دارد، زیرا ما در برآورد واکنشهای تولید به سیاست مالی در کشورهای منتخب منا را مورد هدف قرار می دهیم که پانل مورد استفاده نیز متعادل می باشد. در تجزیه و تحلیل توابع واکنش حاصل از مدل PVAR نیز در این مقاله براساس مطالعه Combes et al. (2014)  توابع واکنش ضربه ای متعامد (OIRF) به منظور معرفی شوکهای مالی برونزا مورد بررسی قرار می گیرد. در همین راستا از تجزیه متعارف چولسکی^[xxxiv]استفاده می کنیم. براساس مطالعه Fats و Mihov (2001)، ترتیب انتخاب شده برای متغیرهای ما تولید، مخارج دولت، مالیات، پرداختهای انتقالی و سرمایه گذاری خصوصی است. این در راستای این ایده است که سیاست مالی به طور پیش فرض با مدل استاندارد IS-LM مطابقت دارد. این ایده همچنین توسط Combes et al. (2014)  و Hory (2015) ارائه شده است.

 

4-3- تجزیه و تحلیل یافته های پژوهش

4-3-1- نتایج آزمونهای کشورهای منتخب منا

4-3-1-1- داده ها

به منظور بررسی ضرایب فزاینده مالی کشورهای منتخب منا اثر شوکهای مالی بر تولید کشورهای منتخب منا مورد بررسی قرار می گیرد. از سوی دیگر، از آنجا که به هنگام بکارگیری سیاستهای مالی انبساطی امکان وقوع اثر ازدحام بیرونی نیز وجود دارد. در این مقاله نیز با بهره گیری از مدل Huidrom et al.(2016) سرمایه گذاری خصوصی نیز به عنوان متغیر کنترل مورد بررسی قرار می گیرد. لذا پنج متغیر در تجزیه و تحلیل ما استفاده می شود: تولید ناخالص داخلی واقعی، مخارج واقعی دولت و درآمدهای مالیاتی دولت، پرداختهای انتقالی دولت و سرمایه گذاری خصوصی. داده ها به صورت سالانه برای کشورهای منتخب منا(در طول زمان های 2000 تا 2016 ) از بانک جهانی(WDI) جمع آوری می شوند.

 

4-3-1-2- آزمون پایایی متغیرها

برای جلوگیری از ایجاد رگرسیون ساختگی،از آزمونهای پایایی دادهها استفاده میشود. در دادههای ترکیبی، آزمونهای متفاوتی برای بررسی پایایی متغیرهای مورد بررسی وجود دارد. در این مورد، قبل از برآورد مدل، پایایی متغیرها با استفاده ازآزمون لوین و لین و چو(LLC)بررسی شده است. این آزمون فرضیه­های زیر را مورد آزمون قرار می­دهد.

H₀: ریشه واحد داشتن متغیر

 H₁: ریشه واحد نداشتن متغیر

با توجه به آماره آزمون و ارزش احتمال آن می­توان در مورد رد یا قبول فرضیه­های مورد آزمون قضاوت کرد. بنابراین، اگر قدر مطلق آماره آزمون کوچک­تر از قدر مطلق مقادیر بحرانی باشد، فرضیه صفر مبنی بر داشتن ریشه واحد (نامانا بودن) رد شده و فرضیه جایگزین مبنی بر مانایی متغیر پذیرفته می­شود. نتایج به دست آمده از این آزمون در جدول 1 ارائه شده است.

 

جدول 1- نتایج آزمون پایایی متغیرها با استفاده از آزمون LLC

متغیر	علامت اختصاری	شرایط آزمون	آماره­ی آزمون	احتمال	نتیجه
لگاریتمتولید ناخالص داخلی	LGDP	با عرض از مبدا	*5.80-	0.000	I(0)
لگاریتم مخارج دولت	LG	با عرض از مبدا	*3.16-	0.0008	I(0)
لگاریتم درآمدهای مالیاتی	LT	با عرض از مبدا	*4.87-	0.0004	I(0)
لگاریتم پرداختهای انتقالی	LTR	با عرض از مبدا و روند	*8.14-	0.0004	I(0)
لگاریتم سرمایه گذاری خصوصی	LI	با عرض از مبدا	*4.16-	0.000	I(0)

* و ** و *** به ترتیب سطح معنی داری 1 و 5 و 10 درصد می­باشد.

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نتایج به دست آمده از بررسی ساکن پذیری متغیرها در جدول 1 نشان می­دهد که ارزش احتمال آماره آزمون لوین، لین و چو برای تمامی متغیرها حاکی از رد فرضیه صفر مبنی بر داشتن ریشه واحد متغیرها می­باشد و فرضیه مقابل آن یعنی مانا بودن متغیرها مورد پذیرش قرار می­گیرد. بنابراین لگاریتم تمامی متغیرهای مدل در سطح داده­های متغیرها ایستا می­باشند.

 

4-3-1-3- نتایج حاصل از برآورد مدلمربوط به کشورهای منتخب منا

ما مدل خود را در چارچوب پانل پویا، که از متغیرهای دارای وقفه استفاده می کند، ساختیم. از این رو، قبل از برآورد مدل، باید طول وقفه بهینه انتخاب شود. برای تعیین تعداد وقفه بهینه معیارهای مختلفی وجود دارد. نتایج بدست آمده از تخمین مدل بیانگر این است که اکثر معیارها وقفه 1 رابرای کشورهای منتخب منا پیشنهاد میکنند.

 

جدول2- تعیین وقفه بهینه مدل PVAR

Lag	CD	J	J Pvalue	MBIC	MAIC	MQIC
1	1	80.0663	0.3231652	292.1471-	69.9337-	160.2306-
2	1	55.29997	0.2814595	192.8423-	44.70003-	104.8979-
3	1	21.53988	0.6621533	102.5312-	28.46012-	58.55907-

منبع: یافته های پژوهشگر

در ادامه به بررسی شرط پایداری مدل پرداخته شده است. نمودار 2 و جدول 3 نشان دهنده این است که ﺗﻤﺎم ﺿﺮاﯾﺐ ﻣﻘﺪار وﯾﮋه در داﺧﻞ داﯾﺮه واﺣﺪ اﺳـﺖ و ﻣـﺪل PVAR ﺷﺮط ﭘﺎﯾﺪاری را دارد.

 

ﺟﺪول 3- ﺷﺮط ﭘﺎﯾﺪاری ﻣﻘﺎدﯾﺮ وﯾﮋه

 

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

نمودار 2-  ﺷﺮط ﭘﺎﯾﺪاری ﻣﻘﺎدﯾﺮ وﯾﮋه

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

4-3-1-4- محاسبه ضرایب فزاینده در کشورهای منتخب منا

با توجه به مطالب بیان شده در بخش(1-1-2-4)، بعد از تعیین وقفه بهینه با استفاده از توابع واکنش ضربه ای می توان ضرایب فزاینده مالی را با بررسی واکنش تولید هریک از شوکهای مالی مورد تجزیه و تحلیل قرار داد. در همین راستا، در ابتدا واکنش تولید به شوک مخارج دولت (نمودار3) مورد بررسی قرار می گیرد. در این نمودار با بهره گیری از توابع واکنش ضربه ای متعامد  (OIRF) پاسخ تولید به یک شوک افزایش مخارج مثبت است. علاوه بر این، برای محاسبه ضریب واکنش پاسخ تولید در هر دوره t به یک واحد افزایش مخارج دولتی که در دوره اولیه(t=1) رخ می دهد می تواند از طریق   محاسبه شود که  مقدار توابع واکنش ضربه ای در دوره T،  (G / Y ) متوسط نسبت مخارج دولت به تولید و  خطای استاندارد نرخ رشد مخارج(اندازه شوک مخارج دولت که معمولا یک واحد فرض می شود). همانطور که در نمودار 3 تاکید می شود، ضریب فزاینده مخارج دولتی بسیار کوچک است. افزایش یک واحدی هزینه های دولتی تولید را در سال اول را براساس ضریب فزاینده اثر(Impact Multiplier) تنها 02/0 واحد، در سال پنجم 3/0 واحد افزایش  می دهد و تقریبا هیچ اثر کمی پس از 10 سال ندارد. با توجه به ضریب فزاینده پیک(Peak Multiplier)بزرگترین واکنش تولید پس از 7سال اتفاق می افتد که مقدار آن برابر با 4/0 واحد است. در نهایت، در مورد ضریب فزاینده تجمعی(Cumulative Multiplier)، افزایش یک واحدی مخارج دولتی باعث افزایش تجمعی تولید به اندازه 23/2واحد در بلند مدت (که واکنش تجمعی برای 10 سال تعریف شده است) می شود(نمودار4).

 

 

 

نمودار3- واکنش GDP به شوک مخارج دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

نمودار4- واکنش تجمعیGDP به شوک مخارج دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

 

اگر بر ضریب فزاینده مالیات تمرکز شود، همانطور که در نمودار 5 تاکید می شود، ضریب فزاینده مالیات بسیار کوچک است. افزایش یک واحدی درآمدهای مالیاتی دولت کاهش تولید در سال اول را براساس ضریب فزاینده اثر(Impact Multiplier) تنها 024/0 واحد، در سال ششم 2/0 واحد کاهش می دهد و تقریبا هیچ اثر کمی پس از 10 سال ندارد. با توجه به ضریب فزاینده پیک(Peak Multiplier) بزرگترین واکنش تولید پس از 10سال اتفاق می افتد که مقدار آن برابر با 07/0 واحد بوده و افزایش درآمدهای مالیاتی می تواند تولید را افزایش دهد. در نهایت، در مورد ضریب فزاینده تجمعی((Cumulative Multiplier، افزایش یک واحدی درآمدهای مالیاتی باعث کاهش تجمعی تولید به اندازه 04/1 واحد در بلند مدت (که واکنش تجمعی برای 10 سال تعریف شده است) می شود(نمودار6).

 

نمودار5- واکنش GDP به شوک مالیات

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نمودار6- واکنش تجمعیGDP به شوک مالیات

منبع: یافته های پژوهشگر

 

اگر بر ضریب فزاینده پرداختهای انتقالی تاکید شود، همانطور که در نمودار 7 تاکید می شود، ضریب فزاینده پرداختهای انتقالی بسیار کوچک است. افزایش یک واحدی پرداختهای انتقالی دولت تولید را در سال اول را براساس ضریب فزاینده اثر(Impact Multiplier) تنها 04/0 واحد، در سال پنجم 02/0 واحد افزایش می دهد. با توجه به ضریب فزاینده پیک(Peak Multiplier) بزرگترین واکنش تولید پس از 3 سال اتفاق می افتد که مقدار آن برابر با 06/0واحد بوده و افزایش پرداختهای انتقالی می تواند تولید را افزایش دهد. در نهایت، در مورد ضریب فزاینده تجمعی((Cumulative Multiplier، افزایش یک واحدی پرداختهای انتقالی باعث کاهش تجمعی تولید به اندازه 42/0واحد در بلند مدت (که واکنش تجمعی برای 10 سال تعریف شده است) می شود(نمودار8).

 

نمودار7- واکنش GDP به شوک پرداختهای انتقالی دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نمودار8- واکنش تجمعیGDP به شوک پرداختهای انتقالی دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج برآورد شده از مقادیر ضرایب  فزاینده مالی کشورهای منتخب منا می توان نتایج را در جدول زیر خلاصه کرد:

 

جدول4- نتایج ضرایب فزاینده کشورهای منتخب منا

	Fiscal Multiplier
	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی
کشورهای منتخب منا	02/0 (سال اول)	024/0- (سال اول)	04/0 (سال اول)	40/0 (سال هفتم)	07/0 (سال دهم)	06/0 (سال سوم)	23/2 (سال دهم)	04/1- (سال دهم)	42/0- (سال دهم)

منبع: یافته های پژوهشگر

 

4-3-2- نتایج بدست آمده از اقتصاد ایران

جهت برآورد ضرایب فزاینده مالی ایران نیز براساس مطالعه بلانچارد و پروتی(2002)، با بهره گیری از داده های سری زمانی ایران و با استفاده از مدل حودرگرسیون برداری(VAR) ارزیابی صورت می گیرد.

(22)

 

در این مدل از t (t =1…T) برای دوره های زمانی استفاده می شود. این مدل شامل متغیرهای زیر است:  بردار متغیرهای درون زا است، A نشان دهنده بردار مقادیر ثابت است، که بیان کننده اثرات ثابت است؛ B (L) ماتریس چندجمله ای است با L که عملگر وقفه است؛ و  جزء اخلال است.

 

4-3-2-1- داده ها

به منظور بررسی ضرایب فزاینده مالی ایران اثرابزارهای مالی بر تولید ایران مورد بررسی قرار میگیرد. از سوی دیگر، از آنجا که به هنگام بکارگیری سیاستهای مالی انبساطی امکان وقوع اثر ازدحام بیرونی نیز وجود دارد. در این مدل نیز با بهره گیری از مدل هودروم و همکاران[xxxv] (2016)سرمایه گذاری خصوصی نیز به عنوان متغیر کنترل مورد بررسی قرار می گیرد. لذا پنج متغیر در تجزیه و تحلیل ما استفاده می شود: تولید ناخالص داخلی واقعی، مخارج واقعی دولت و درآمدهای مالیاتی دولت، پرداختهای انتقالی دولت و سرمایه گذاری خصوصی. داده ها به صورت سالانه برای ایران (در طول زمان های 1980 تا 2016 ) از بانک جهانی جمع آوری می شوند. جهت تخمین مدل به روش VAR  برای اقتصاد ایران و بررسی اثر شوکهای مخارج دولت، مالیات و پرداختهای انتقالی در اقتصاد ایران، مدل مورد بررسی به صورت زیر خواهد بود:  

 

(23)                

 

که در آن: LY_t: تولید ناخالص داخلی واقعی (به قیمت ثابت سال 2010و برحسب دلار)، LTt: درآمدهایکلمالیاتی (برحسبدلار)، LTR_t: پرداختهای انتقالی دولت (برحسب دلار)، LGt: مخارج مصرفی نهایی دولت (برحسب دلار)، LIt: سرمایه گذاری بخش خصوصی(برحسب دلار)، : جزء اخلال

 

4-3-2-2- آزمون پایایی متغیّرهای الگو

استفاده شده است.)ADF)فولر تعمیم یافتهدیکیبرای آزمون پایایی متغیّرهای الگو آزمون

 

 

 

 

جدول 5- نتایج آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم یافته(ADF)

متغیر	آماره آزمون )عرض از مبدأ(	احتمال	آماره آزمون (عرض از مبدأ و روند)	احتمال	آماره آزمون(تفاضل اول با عرض از مبدأ)	احتمال	آماره آزمون(تفاضل اول با عرض از مبدأ و روند)	احتمال	نتیجه
لگاریتم تولید ناخالص داخلی	14/0-	94/0	45/2-	35/0	09/5-	0002/0	09/4-	0009/0	I(1)
لگاریتم درآمدهای مالیاتی	79/0-	8/0	52/1	8/0	61/4-	0008/0	53/4-	005/0	I(1)
لگاریتم پرداختهای انتقالی	07/1-	72/0	54/2-	31/0	09/8-	000/0	47/7-	000/0	I(1)
لگاریتم مخارج دولت	58/0-	86/0	43/1-	83/0	37/4- ***	0015/0	54/4-***	0049/0	I(1)
لگاریتم سرمایه گذاری خصوصی	94/0	99/0	43/2-	35/0	40/5-***	0001/0	31/6-***	0/000	I(1)

* و ** و *** به ترتیب سطح معنی داری 1 و 5 و 10 درصد می­باشد.

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نتایج آزمون دیکی فولر تعمیم یافته بدین صورت است که تمامی متغیرها پس از یکبار تفاضل گیری و با درجه همگرایی یک ساکن می شوند.

 

4-3-2-3-نتایج حاصل از برآورد مدلمربوط به ایران

برای تعیین تعداد وقفه بهینه معیارهای مختلفی وجود دارد. نتایج بدست آمده از تخمین مدل بیانگر این است که تمامی معیارها وقفه یک را برای ایران پیشنهاد میکنند.

 

جدول6- تعیین وقفه بهینه مدل VAR

Lag	SBIC	HQIC	AIC
0	627690/7-	407161/8-	784132/8-
1	*718785/7-	*791649/9-	*92256/10-
2	453238/7-	277725/9-	03167/10-

منبع: یافته های پژوهشگر

 

در ادامه به بررسی شرط پایداری مدل پرداخته شده است (نمودار 9). در این نمودار نقطه ها نشانگر معکوس ریشه های معادله مفسر مدل VAR است که باید قدرمطلق آن از یک کوچکتر باشد تا مدل پایدار شود که چون ﺗﻤﺎم نقاط در داﺧﻞ داﯾﺮه واﺣﺪ اﺳـﺖ، ﻣـﺪل VAR ﺷﺮط ﭘﺎﯾﺪاری را دارد.

جدول7- شرط پایداری مدل VAR

 

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

نمودار9- شرط پایداری مدلVAR

منبع: یافته های پژوهشگر

 

4-3-2-4-محاسبه ضرایب فزاینده در ایران

با توجه به مطالب بیان شده در بخش (1-1-2-4)، برای ایران نیز بعد از تعیین وقفه بهینه با استفاده از توابع واکنش ضربه ای می توان ضرایب فزاینده مالی را با بررسی واکنش تولید هریک از شوکهای مالی مورد تجزیه و تحلیل قرار داد. در همین راستا، در ابتدا واکنش تولید به شوک مخارج دولت (نمودار10) مورد بررسی قرار می گیرد. در این نمودار با بهره گیری از توابع واکنش ضربه ای متعامد  (OIRF) پاسخ تولید به یک شوک افزایش مخارج مثبت است. ضریب فزاینده مخارج دولتی بسیار کوچک است. افزایش یک واحدی هزینه های دولتی تولید را در سال اول را براساس ضریب فزاینده اثر(Impact Multiplier) تنها 002/0 واحد، در سال پنجم 013/0 واحد افزایش می دهد. با توجه به ضریب فزاینده پیک(Peak Multiplier)بزرگترین واکنش تولید پس از 5 سال اتفاق می افتد که مقدار آن برابر با 013/0واحد است. در نهایت، در مورد ضریب فزاینده تجمعی(Cumulative Multiplier)، افزایش یک واحدی مخارج دولتی باعث افزایش تجمعی تولید به اندازه 035/0 واحد در بلند مدت (که واکنش تجمعی برای 10 سال تعریف شده است) می شود(نمودار11).

 

نمودار10- واکنش GDP به شوک مخارج دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

نمودار11- واکنش تجمعیGDP به شوک مخارج دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

اگر بر ضریب فزاینده مالیات تمرکز شود، همانطور که در نمودار 12 تاکید می شود، ضریب فزاینده مالیات بسیار کوچک است. افزایش یک واحدی درآمدهای مالیاتی دولت تولید در سال اول را براساس ضریب فزاینده اثر(Impact Multiplier) تنها 004/0 واحد کاهش می دهد. با توجه به ضریب فزاینده پیک(Peak Multiplier) بزرگترین واکنش تولید پس از 7سال اتفاق می افتد که مقدار آن برابر با02/0واحد بوده و افزایش درآمدهای مالیاتی می تواند تولید را افزایش دهد. در نهایت، در مورد ضریب فزاینده تجمعی((Cumulative Multiplier، افزایش یک واحدی درآمدهای مالیاتی باعث افزایش تجمعی تولید به اندازه 08/0 واحد در بلند مدت (که واکنش تجمعی برای 10 سال تعریف شده است) می شود(نمودار13) .

نمودار12- واکنش GDP به شوک مالیات

منبع: یافته های پژوهشگر

نمودار13- واکنش تجمعیGDP به شوک مالیات

منبع: یافته های پژوهشگر

اگر بر ضریب فزاینده پرداختهای انتقالی تاکید شود، همانطور که در نمودار 14 تاکید می شود، ضریب فزاینده پرداختهای انتقالی بسیار کوچک است. افزایش یک واحدی پرداختهای انتقالی دولت تولید را در سال اول را براساس ضریب فزاینده اثر(Impact Multiplier) تنها 005/0 واحد، در سال پنجم 01/0واحد افزایش می دهد. با توجه به ضریب فزاینده پیک(Peak Multiplier) بزرگترین واکنش تولید پس از 3 سال اتفاق می افتد که مقدار آن برابر با 012/0 واحد بوده و افزایش پرداختهای انتقالی می تواند تولید را افزایش دهد. در نهایت، در مورد ضریب فزاینده تجمعی((Cumulative Multiplier، افزایش یک واحدی پرداختهای انتقالی باعث افزایش تجمعی تولید به اندازه 06/0 واحد در بلند مدت (که واکنش تجمعی برای 10 سال تعریف شده است) می شود (نمودار15).

نمودار14- واکنش GDP به شوک پرداختهای انتقالی دولت  

منبع: یافته های پژوهشگر

نمودار15- واکنش تجمعیGDP به شوک پرداختهای انتقالی دولت

منبع: یافته های پژوهشگر

با توجه به نتایج برآورد شده از مقادیر ضرایب  فزاینده مالی ایران می توان نتایج را در جدول زیر خلاصه کرد:

جدول8- نتایج ضرایب فزاینده ایران

Fiscal Multiplier
Impact Multiplier
شرح	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی
ایران	002/0 (سال اول)	004/0- (سال اول)	005/0 (سال اول)	013/0 (سال پنجم)	02/0 (سال هفتم)	012/0 (سال سوم)	035/0 (سال دهم)	08/0 (سال دهم)	06/0 (سال دهم)

منبع: یافته های پژوهشگر

 

5- نتیجه گیری

درسالهایاخیر،بسیاریازکشورهایکچرخشچشمگیریرادرموقعیتمالیخوددرطولبحران،باانتقالازحالتتحریکتاتثبیت،تجربهکردند. لذا،رشدتولیدناخالصداخلیممکناستدردرجهاولباسیاستمالیهدایتشود. بنابراینضروریاستتارابطهبینایندومتغیربهمنظوربرنامهریزیوپیشبینیاثراقداماتسیاستیبدقتاندازهگیریشود. همچنین برآوردضریبفزایندهمالیدراوایلبحرانهابهطورقابلتوجهیبهرفعاشتباهاتپیشبینیرشدکمکمی کند. چون اطلاعات اشتباه در مورد کارایی سیاستهای مالی می تواند اثراتی داشته باشد که به هیچ عنوان از اهداف سیاستهای مالی نمی باشند و منجر به از دست دادن اعتبار دولت می­شود که کاهش اعتبار سیاست مالی هم ممکن است به بدبینانه ترشدن دیدگاه ها در بازار، کاهش رشد اقتصادی و افزایش نیاز به تعدیل سیاستهای مالی منجر شود. لذا با توجه به اهمیت موضوع، در این مطالعه به بررسی میزان اثرگذاری شوکهای سیاستهای مالی بر رشد اقتصادی (از طریق برآورد ضرایب فزاینده مالی) در کشورهای منتخب منا و ایران پرداخته شد که بدین منظور مراحل زیر انجام شد:

بمنظور برآورد ضرایب فزاینده مالی در کشورهای منتخب منا و ایران بترتیب از مدل خودتوضیح برداری تابلویی(PVAR) و مدل خودتوضیح برداری (VAR) استفاده شد و در ابتدا آزمون ریشه واحد لوین-لین چو جهت تشخیص پایایی متغیرها  در  مدل (PVAR) صورت گرفت و پایایی تمامی متغیرها در سطح تایید شد و همچنین آزمون ریشه واحد دیکی فولر جهت تشخیص ایستایی متغیرها  در مدل (VAR) صورت گرفت و ایستایی تمامی متغیرها با یکبار تفاضل گیری تایید شد. پس از تخمین مدلهای  PVAR و VAR شرط پایداری هردو مدل تایید شد، چون ﺗﻤﺎم ﺿﺮاﯾﺐ ﻣﻘادیر وﯾﮋه در داﺧﻞ داﯾﺮه واﺣﺪ هستند. در ادامه با استفاده از نتایج توابع واکنش در هر دو مدل ضرایب فزاینده مالی برای کشورهای منتخب منا و ایران برآورد شدند که اگر مقایسه تطبیقی بین نتایج حاصل انجام شود با توجه به جدول9 می توان گفت که بطور کلی تمامی ضرایب فزاینده کشورهای منتخب منا بزرگتر از ضرایب فزاینده مالی ایران هستند. بطوریکه در کوتاه مدت (درسال اول اجرای شوک)، در کشورهای منتخب منا و ایران ضریب فزاینده پرداختهای انتقالی بیشترین تأثیر را بر تولید دارند. پس می توان گفت سیاستمداران و اقتصاددانان در کشورهای منتخب منا و ایران به منظور افزایش سریع رشد اقتصادی در کوتاه مدت می توانند از ابزار پرداختهای انتقالی در درجه اول اهمیت و مخارج دولت در درجه دوم استفاده کنند. قابل توجه است که حداکثر تأثیر بر تولید در کشورهای منتخب منا توسط شوک مخارج دولت در سال هفتم و در ایران توسط شوک مخارج دولت در سال پنجم رخ می دهد. در بلندمدت نیز در کشورهای منتخب منا شوک مخارج دولت می تواند تأثیر بزرگتری بر تولید نسبت به سایر شوکها داشته باشد. اما در ایران با وجود اینکه شوک مخارج دولت تأثیرکمتری بر تولید نسبت به سایر شوکها دارد، گزینه بهتری برای اجرا توسط سیاستمداران و اقتصاددانان (همانند کشورهای منتخب منا) می باشد. چون از یکسو شوک مالیات تقریبا تا سال پنجم اثر کاهشی بر تولید داشته و از سوی دیگر، با توجه به شرایط اقتصادی ایران در سالهای اخیر، بدلیل عدم توان مالی دولت  امکان اجرای شوک پرداختهای  انتقالی نسبت به شوک مخارج دولت در حداقل می باشد.

جدول 9- مقایسه تطبیقی ضرایب فزاینده مالی در ایران و کشورهای منتخب منا

Fiscal Multiplier
Impact Multiplier
شرح	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی	مخارج دولت	مالیات	پرداختهای انتقالی
کشورهای منتخب منا	02/0 (سال اول)	024/0- (سال اول)	04/0 (سال اول)	40/0 (سال هفتم)	07/0 (سال دهم)	06/0 (سال سوم)	23/2 (سال دهم)	04/1- (سال دهم)	42/0- (سال دهم)
ایران	002/0 (سال اول)	004/0- (سال اول)	005/0 (سال اول)	013/0 (سال پنجم)	02/0 (سال هفتم)	012/0 (سال سوم)	035/0 (سال دهم)	08/0 (سال دهم)	06/0 (سال دهم)

منبع: یافته های پژوهشگر

6- پیشنهادات سیاستی

با بهره گیری از نتایج بدست آمده از این مطالعه اولویت بکارگیری شوکهای مالی با توجه به ضرایب فزاینده آنها در کشورهای منتخب منا و ایران مشخص گردید. لذا  جهت رسیدن به رشد اقتصادی سریعتر با بکارگیری شوکهای مالی در این کشورها توصیه های سیاستی زیر پیشنهاد می شود:

ü     اگر همراه با شوک افزایش مخارج دولت، بانک مرکزی نیز نرخ بهره را کاهش دهد، می توان با خنثی کردن اثر جایگزینی جبری سبب افزایش سریعتر رشد اقتصادی شد.

ü     دولتها می توانند تقاضای اضافی که توسط خرید دولت ها نمایان می شود را از طریق تقاضای منابع بیکار و بلااستفاده انجام دهند تا علاوه بر اینکه افزایش این مخارج  سبب افزایش رشد اقتصادی می شود، از سوی دیگر استفاده بیشتر از این منابع، بدلیل مازادو بلااستفاده بودنشان سبب افزایش قیمت نمی شود.

ü     دولتها می توانند از طریق افزایش هزینه های مربوط به خانواده های کم درآمد که تأثیر بیشتری بر تولید و رشد اقتصادی داشته باشد، اقدام کنند. زیرا این خانوار ها بخش بزرگی از هر گونه افزایشی در سطح درآمد خود را سریعا مصرف می کنند.

ü     با توجه به اثر معکوس مالیات بر رشد اقتصادی، دولتها می توانند با کاهش مالیات بطور قابل توجهی به تغییر تقاضای کل و رشد اقتصادی منجر شوند، زیرا احتمال اثر آنی کاهش مالیات بر انتظارات و انگیزه های مصرف کننده و تجار نسبت به مخارج دولت بیشتر است که دلیل آن را نیز می توان اینطور بیان کرد که با کاهش مالیات، مالیات دهندگان بلافاصله پول بیشتری در دستمزد خود دارند و شرکت ها اغلب با این وجوه شروع به سرمایه گذاری می کنند قبل از اینکه مقادیر آنها کاهش پیدا کند. در حالی که برای تأثیر زیرساخت ها و یا هزینه های دیگر دولت، مدت زمان طولانی (حداقل یکسال) نیاز است تا بتوان بر اقتصاد اثر گذارد.

ü     با هدف رشد اقتصادی قوی تر می توان ترکیبی مناسب از دو ابزار سیاستی، کاهش مالیات (مناسب برای افراد با درآمد متوسط) ​​و هزینه های موثر دولت بکار برد.

ü     درست است که پرداختهای انتقالی و یارانه های دولت سبب افزایش رشد اقتصادی می شود ولی باید توجه داشت که زمانی که دولت یارانه نقدی به شرکت ها می دهد، انگیزه های شرکتها را برای کاهش هزینه ها کاهش می دهد. به همین دلیل دولتها باید از دادن یارانه به شرکت ها اجتناب کنند، مگر اینکه یک سود اجتماعی مشخص برای یارانه دادن به شرکت ها وجود داشته باشد. به عنوان مثال، شرکتی که تکنولوژی سازگار با محیط زیست را توسعه می دهد، ممکن است بتواند به منجربه پیامد حارجی مثبت شود و این می تواند یارانه دولتی را توجیه کند.

 

---

1-دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران[e-mail]         

2-استاد اقتصاد و عضو هیئت علمی دانشگاه آزاد واحد علوم و تحقیقات تهران، تهران، ایران، نویسنده مسئول،  [e-mail]

3-استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران،[e-mail]

4-استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران،[e-mail]

5-استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران،[e-mail]

---

[i]Alesina andPerotti )2002(

[ii]UNAL)2015(

[iii]Rannenberg and Pusch,2011

[iv]Ilzetzki et al. (2013)

[v]Kirchner et al. (2010)

[vi]Ricardian

[vii]Hory (2016)

[viii]Ilzetzki et al. (2013)

[ix]Baum et al. (2012)

[x]Gorodnichenko et al. (2012)

[xi]Dolls et al. (2012)

[xii]Crowding out

[xiii]زمانیرخمیدهدکهنرخبهرهاسمیکوتاهمدتدرنزدیکیصفرباشد کهمنجربهدامنقدینگیومحدودیتظرفیتی در اقتصاد  و در نتیجه عدم تأثیر سیاست پولی می شود.

[xiv]the zero interest lower bound )ZLB)

[xv]Woodford (2011)

[xvi]Christiano et al. (2011)

[xvii] Grdovic Gnip (2015)

[xviii]Simovic and Deskar-Skrbic (2015)

[xix]Kitsios and Patnam (2016)

[xx]Gunter et al. (2016)

[xxi]Chernozhukov and Hansen (2005)

[xxii]Riera-Crichton et al. (2016)

[xxiii]Kabashi (2017)

[xxiv]Combes et al. (2014)

[xxv]Spilimbergo et al.(2009)

[xxvi]Hory (2016)

[xxvii]Huidrom et al. (2016)

[xxviii]Andrews and Lu (2002)

[xxix] Moment Selection Criteria (MMSC)

[xxx]Abrigo and Inessa )2015)

[xxxi]Impact Multiplier

[xxxii]Peak Multiplier

[xxxiii]Cumulative multiplier

[xxxiv]Cholesky decomposition

[xxxv]Huidrom et al. (2016)

مراجع

1)     ابونوری، اسماعیل؛ کریمیپتانلار، سعید و مردانـی، محمدرضـا (1389(، اثر سیاست مالی بر متغیرهای کلان اقتصاد ایـران : رهیــافتی از روش خودرگرســیون بــرداری، پژوهشــنامه اقتصادی،  دوره10، شماره 38،  .117-143

2)     حیدری، حسن و سعیدپور، لسیان (1393)، تجزیه و تحلیل تأثیر شوکهای سیاست مالی و ضرایب فزاینده مالی اقتصاد ایران در چارچوب مدل کینزینهای جدید، فصلنامه علمی پژوهشی پژوهشهای رشد و توسعه اقتصادی، سال پنجم، شماره بیستم، پاییز 1394 ،63 .

3)     دل انگیزان، سهراب؛ خزیر، اسماعیل (1391)، مطالعه اثرات شوک های سیاست مالی بر رشد اقتصادی ایران دوره زمانی 1388-1338، مجله: راهبرد اقتصادی » زمستان 1391، سال اول - شماره 3 علمی-پژوهشی (4 صفحه - از 64 تا 67)

4)     رابرتهال،جانتیلور (1376)،اقتصادکلان،ترجمهمسعودروغنیزنجانی،مؤسسهعالیپژوهشدر برنامهریزیوتوسعه

5)     شاکری، عباس (1387)، اقتصاد کلان: نظریه ها و سیاستها ، انتشارات پارس نویسا، تهران، چاپ اول، پائیز 1387،جلد اول.

6)      فلاحتی، علی، فتاحی،شهرام، حیدری دیزگرانی،علی،شکری، نعیم (1396)، بررسی پایداری مالی و شوکهای مالی گذرا در اقتصاد ایران، فصلنامه اقتصاد مالی، سال یازدهم، شماره 41، زمستان1396، صفحه 156-123

7)     کمیجانی، اکبر،حق شناس، هادی (1393)، بررسی آثار اندزه دولت بر رشد اقتصادی در ایران، فصلنامه اقتصاد مالی، سال هشتم، شماره 28، پاییز1393، صفحه 14-1

8)     معاونتپژوهشهایاقتصادی (1392)،مهمترینشاخصهایاقتصادیکشورازابتدایبرنامهاولتادوسالاولبرنامهپنجم 1368) تا (1391،گزارشراهبردی،شماره 162،اردیبهشت 1392

9)     مهدیزاده، مریم،موسوی جهرمی، یگانه،غلامی،الهام،سرلک، احمد (1397)، برآورد ضریب فزاینده مالی در ایران با تاکید بر نحوه خرج کرد درآمدهای نفتی، فصلنامه اقتصاد مالی، سال دوازدهم، شماره 43، تابستان 1397، صفحه 48-21

10) هژبر کیانی، کامبیز، غلامی، الهام (1395)، بررسی کارایی سیاست‌های مالی انبساطی در ایران: مقایسه تطبیقی الگویVAR خطی و آستانه‌ای، فصلنامه اقتصاد مالی، سال دهم، شماره 35، تابستان 1395، صفحه 1-26

11)  Abrigo R.M. and Inessa L.(2015). Estimation of panel vector autoregression in Stata: A package of programs<https://sites.google.com/a/hawaii.edu/inessalove/home/pvar>

12)  Alesina, A., Ardagna, S., Perotti, R., Schiantarelli, F. (2002), "Fiscal policy, profits and investment", American Economic Review 92, 571–589

13)  Barrell, R., Holland, D. and Hurst, L. (2012), Fiscal Consolidation: Part 2. Fiscal Multipliers and Fiscal Consolidations, OECD Economics Department Working Paper No. 933 (Paris: Organisation for Economic Co-operation and Development).

14)  Batini, N., Eyraud, L., Forni, L., and Weber, A. (2014), Fiscal Multipliers: Size, Determinants, and Use in Macroeconomic Projections, IMF Fiscal Affairs Department Technical Notes and Manuals 14/04 (Washington: International Monetary Fund).

15)  Blanchard O. and Leigh, D. (2013), Growth forecast errors and fiscal multipliers, American Economic Review, 103: 117-120.

16)  Blanchard, O., and Perotti, R. (2002), an Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output. The Quarterly Journal of Economics, 117(4), 1329-1368.

17)  Born, B., Juessen, F. and Mueller, G. (2013), Exchange Rate Regimes and Fiscal Multipliers, Journal of Economic Dynamics and Control, Vol. 37, No. 2, pp: 446–65.

18)  Cole, H.L. and Ohanian, L. (2004), New Deal Policies and the Persistence of the Great Depression: A General Equilibrium Analysis, Journal of Political Economy, Vol. 112, No.4, pp: 779–816.

19)  Combes, J. L., Minea, A., Mustea, L., Yogo, T. (2016). Output effects of fiscal stimulus in Central and Eastern European countries. Post-Communist Economies, 28(1), 108-127.

20)  Dolls, M., Fuest, C. and Peichl, A. (2012), Automatic Stabilizers and Economic Crisis: US vs. Europe, Journal of Public Economics, Vol. 96, pp: 279–94.

21)  Erceg, C. J., and Linde, J. (2010), Is There a Free Lunch in a Liquidity Trap? International Finance Discussion Papers 1003 (Washington: U.S. Federal Reserve System).

22)  Fatas, A., Mihov, I. (2001), The Effects of Fiscal Policy on Consumption and Employment: Theory and Evidence, CEPR Discussion Paper no. 2760, 32 p.

23)  Gorodnichenko, Y., Mendoza, E.G. and Tesar, L.L. (2012), The Finnish Great Depression: From Russia with Love, American Economic Review, Vol. 102, No. 4, pp: 1619–44.

24)  Grdovic Gnip, A. (2015), Empirical Assessment Of Stabilization Effects Of Fiscal Policy In Croatia, Journal for Economic Forecasting, Institute for Economic Forecasting, vol. 0(1), pages 47-69.

25)  Gunter, S., Riera-Crichton, D., Vegh, C. A., and Vuletin, G. (2016), Non-linear effects of tax changes on output: A worldwide narrative approach, mimeo, Johns Hopkins University.

26)  Halkos, G., and Paizanos, E. (2015), Fiscal policy and economic performance: A review of the theoretical and empirical literature. Department of Economics, University of Thessaly, MPRA Paper No. 67737.

27)  Hamilton J.D.(1994). Time Series Analysis. Princeton: Princeton University Press.

28)  Holtz-Eakin D., W. Newey and H.S. Rosen. (1988). Estimating vector autoregressions with panel data.Econometrica, 56(6):1371-1395.

29)  Hory, M. (2016), Fiscal multipliers in Emerging Market Economies: Can we learn something from Advanced Economies? International Economics Vol. 146, pp: 21107017

30)  Ilzetzki E., Mendoza, E. G. and Vegh, C. A. (2013), How Big (Small?) Are Fiscal Multipliers?, Journal of Monetary Economics, Vol. 60, pp: 239–54.

31)  IMF (2008). World Economic Outlook (WEO) October 2008: Financial Stress, Downturns, and Recoveries. October. Washington D.C.: International Monetary Fund.

32)  Kabashi, R. (2017), Macroeconomic effects of fiscal policy in the European Union, with particular reference to transition countries, public sector economics 41 (1) 39-69

33)  Kilian L. and Vigfusson R. J. (2011). Are the responses of the U.S. economy asymmetric in energy price increases and decreases?’, Quantitative Economics, 2419–453.

34)  Kirchner, M., Cimadomo, J. and Hauptmeier, S. (2010), Transmission Of Government Spending Shocks In The Euro Area: Time Variation and Driving Forces, ECB Working Paper Series 1219 (Frankfurt: European Central Bank).

35)  Lutkepohl H. (2005). New Introduction to Multiple Time Series Analysis. New York: Springer.

36)  MENAT Regional Council (2016), Syracuse University Dubai. Retrieved June 14, 2016.

37)  Mendoza, E.G., Ilzetzki, E. and Vegh, C.A. (2010), How big (small) are fiscal multipliers?, NBER Working Papers 16479, National Bureau of Economic Research, Inc. Retrieved December 2013

38)  Nickel, C. and Tudyka, A. (2013), Fiscal stimulus in times of high debt: Reconsidering multipliers and twin deficits, Working Paper Series, No 1513, ECB.

39)  Rannenberg, A. and Pusch, T. (2011), Fiscal Spending Multiplier Calculations based on Input-Output Tables – with an Application to EU Members, IWH Discussion Paper 1/2011.

40)  Riera-Crichton, D., Vegh, C. A. and Vuletin, G. (2016), Tax Multipliers: Pitfalls in Measurement and Identification, Journal of Monetary Economics, pp:79, 30–48

41)  Simovic, H.,  Deskar Skrbic, M. (2015),The size and determinants of fiscal multipliers in Western Balkans: comparing Croatia, Slovenia and Serbia, EFZG Working Papers Series 1510, Faculty of Economics and Business, University of Zagreb.

42)  Sims C.A.(1980).Macroeconomics and reality.Econometrica, 48(1): 1-48.

43)  Spilimbergo A., Symansky S., Schindler M. (2009), Fiscal Multipliers, IMF Staff Position Note 09/11, 15 p.

44)  UNAL, U. (2015), Rethinking the effects of fiscal policy on macroeconomic aggregates: a disaggregated svar analysis, Romanian journal of economic forecasting –xviii (3) 2015

45)  Woodford, M. (2011), Simple Analytics of the Government Expenditure Multiplier, American Economic Journal: Macroeconomics, Vol. 3, No. 1, pp:1–35.

 

 

یادداشت‌ها