بررسی اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تابع تقاضای پول ایران با وجود هزینه مذهبی خانوار: رویکرد NARDL

عیدی, محمود; هژبر کیانی, کامبیز; رجایی, یداله; رحیم زاده, اشکان

doi:20.1001.1.25383833.1399.14.52.2.2)

همایش سردبیران نشریات علمی دانشگاه آزاد اسلامی

سامانه یکپارچه نشریات علمی دانشگاه آزاد اسلامی

تعداد نشریات	418
تعداد شماره‌ها	9,987
تعداد مقالات	83,495
تعداد مشاهده مقاله	76,810,256
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	53,907,364

بررسی اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تابع تقاضای پول ایران با وجود هزینه مذهبی خانوار: رویکرد NARDL

اقتصاد مالی

دوره 14، شماره 52، آذر 1399، صفحه 27-54 اصل مقاله (1.18 M)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 20.1001.1.25383833.1399.14.52.2.2)

نویسندگان

محمود عیدی¹؛ کامبیز هژبر کیانی^* ²؛ یداله رجایی³؛ اشکان رحیم زاده⁴

¹دانشجوی دکتری ، رشته علوم اقتصادی ، گرایش اقتصاد اسلامی ، دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان.زنجان.ایران

²استاد دانشکده اقتصاد ، دانشگاه شهید بهشتی-تهران. ایران

³دانشیار ، دانشکده اقتصاد ، دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان . زنجان. ایران

⁴استادیار ، دانشکده اقتصاد ، دانشگاه آزاد زنجان .زنجان.ایران

چکیده

تقاضای پول در هر اقتصاد به عوامل مختلفی بستگی دارد که واکاوی آن‌ها حائز اهمیت است. مطالعات متعددی در زمینه تابع تقاضای پول ایران صورت گرفته که در آن‌ها از متغیرهای توضیحی و روش‌های برآورد متفاوتی استفاده شده است. در این پژوهش، نقدینگی (M2) به عنوان متغیر وابسته و تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره، هزینه مذهبی خانوار و نرخ ارز آزاد به عنوان متغیرهای توضیحی استفاده گردیده‌اند. با توجه به بنیان‌های اسلامی در اقتصاد ایران، هزینه‌های مذهبی خانوار (شهری و روستایی) به عنوان یک عامل مذهبی در تابع تقاضای پول قرار داده شده است. همچنین با استفاده از الگوی خودبازگشتی با وقفه توزیعی غیرخطی (NARDL)، اثر نرخ ارز به صورت نامتقارن بررسی گردیده است. بازه زمانی تحقیق بین سال‌های 1376 تا 1396 بوده و داده‌ها به صورت فصلی هستند. نتایج آزمون کران، نشان‌دهنده وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهای تحقیق است. تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره و هزینه مذهبی خانوار دارای اثرات مثبت و معنی‌دار هستند. همچنین، تغییرات منفی نرخ ارز دارای اثر منفی و معنی‌دار است، در حالی که تغییرات مثبت نرخ ارز بی‌معنی است و بدین‌ترتیب اثرات نامتقارن نرخ ارز بر روی تقاضای پول آشکار می‌گردد.
Money demand depends on different factors in every economy and it’s vital to find them out. Many researches has done about Iran money demand function that differ on explanatory variables or estimation methods. In this research, we use broad money (M2) as dependent variable and GDP, interest rate, household religious cost and exchange rate as explanatory variables. According to the Islamic bases of Iran economy, household religious costs (urban and rural) has involved as a religious factor in money demand function. Also, asymmetric effects of exchange rate has considered by using non-linear autoregressive distributed-lag (NARDL) model. Quarterly data between 1376 and 1396 has employed. By using bounds testing approach, a long run cointegration relation between variables has established. Results show that GDP, interest rate and household religious cost are significantly positive. Exchange rate negative changes has significantly negative effect on money demand. In contrast, exchange rate positive changes is statistically insignificant, imply asymmetric effects of exchange rate on money demand.

کلیدواژه‌ها

:تابع تقاضای پول؛ اقتصاد اسلامی؛ NARDL؛ هزینه مذهبی خانوار. طبقه بندی JEL:E41؛ C32

اصل مقاله

بررسی اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تابع تقاضای پول ایران

با وجود هزینه مذهبی خانوار: رویکرد NARDL

تاریخ دریافت: 05/04/1399 تاریخ پذیرش: 08/06/1399

محمود عیدی^{^[1]}

کامبیز هژبر کیانی^{^[2]}

یداله رجایی^{^[3]}

اشکان رحیم زاده^{^[4]}

چکیده

واژه‌های کلیدی:تابع تقاضای پول، اقتصاد اسلامی، NARDL، هزینه مذهبی خانوار.

طبقه بندی JEL:E41، C32

1- مقدمه

امروزه نقش پول در روابط اقتصادی میان افراد و تشکل‌ها بسیار پر رنگ و در عین حال پیچیده است. پدیده‌های اقتصادی و غیر اقتصادی با پول مورد سنجش و ارزش‌گذاری قرار می‌گیرند و مبادله می‌شوند. طی تاریخ پیدایش و گسترش پول، انواع مختلفی از آن پدید آمده است که کارکردهای مختلفی داشته و اقتصاد جهانی را به جلو برده است.

با افزایش روزافزون نقش پول در اقتصاد جوامع و گسترش پیچیدگی‌های این ابزار اقتصادی، شناخت برهم‌کنش‌های آن در اقتصاد حائز اهمیت گردید. یکی از مهم‌ترین مفاهیم مرتبط با پول، حجم پول در یک اقتصاد است. این مفهوم از آن جهت اهمیت دارد که بر بسیاری از شاخص‌های خرد و کلان اقتصادی اثرات مستقیم و غیرمستقیمی می‌گذارد. بنابراین شناخت اثرات حجم پول بر سایر اجزای اقتصادی و در نتیجه هدایت، کنترل و سیاست‌گذاری مرتبط با آن برای هر اقتصادی مهم تلقی می‌شود. بررسی‌های مختلفی در مورد حجم پول و مشتقات آن در اقتصاد ایران صورت گرفته است. در این پژوهش، بررسی اثرات نامتقارن[i] تغییرات نرخ ارز بر روی تقاضای پول[ii] با در نظر گرفتن هزینه‌های مذهبی خانوار[iii] در یک اقتصاد اسلامی مورد توجه قرار می‌گیرد و لذا از دو جنبه، نگاه جدیدی به این مقوله دارد.

2- ادبیات و پیشینه

با توجه به اهمیت مفهوم پول و اندازه‌گیری مقدار آن در یک اقتصاد، شاخص‌های مختلفی تعریف گردیده است که در این تحقیق از نقدینگی (M2) استفاده می‌شود. حجم پول در گردش (M1)یا به اختصار پول در اقتصاد برابر است با اسکناس و مسکوک در دست مردمبه اضافه سپرده‏های دیداری و چک‏های مسافرتی. نقدینگی (M2)، آن قسمت از دارایی‏ها که در مدت زمان کوتاه قابلیتتبدیل شدن به پول نقد و استفاده در مبادلات را دارد نیز شامل می‏گردد. بنابراین نقدینگیعبارت است از پول در گردش و مانده سپرده‏های غیر دیداری بخش خصوصی. محاسبه نقدینگی بهشکل زیر می‏باشد:

M1 + سپرده‏های مدت‏دار بخش خصوصی +سپرده‏های پس‏انداز بخش خصوصی =M2

مفهوم تقاضای پول به یک رابطه تبعی میان مقدار پولی که مردم تمایل دارند نگهداری کنند و متغیرهایی که برآن تأثیر دارند (مثل نرخ‏های بهره، درآمد،ثروت و...) اشاره دارد که غالباً به صورت یک معادله ریاضی بیان می‏شود. تقاضای پول، انباره‏ای از دارایی‏ها است که به صورت نقد،حساب‏های چک و دارایی‏های به طور نزدیک مرتبط نگهداری می‏شود و به عبارت دیگر تقاضا برایپول بهمعنی نگهداری پول توسط اشخاص یا بنگاه‏ها نزد خود یا در حساب جاریشان است. همچنین تقاضابرای نقدینگی عبارتاست از نگهداری پول و شبه پول توسط اشخاص و بنگاه‌ها نزد خود یا در حساب جارییا در حساب‌های سپردهمدت‌دار.

یکی از نظریه‏های پیشین در خصوص تقاضای پول، نظریه مقداری پول[iv] است که توسط فیشر[v] به صورت زیر تعریف شدهاست:

که Mمتوسط حجم پولی، سرعت گردش مبادله پول، Pمتوسط سطح قیمت معاملات انجام شده در یک دوره معین و Tتعداد معاملات انجام گرفته در دوره معین می‌باشد. سرعت گردش پول در واقع تعداد دفعاتی است که هر واحد پولی دریک دوره محاسباتی استفاده می‏شود (فیشر، 1930) (فیشر و دورنبوش، 1372). سمت چپ معادله فیشر بیانگر ارزش پولی است که برای کالا و خدمات پرداخت می‏گردد و سمت چپ معادله، ارزش کالا و خدمات فروخته شده است. با توجه به این که تغییر در سطح تولید و یا سرعت گردش پول مستلزم تغییرات ساختاری بلندمدت است، معمولاً این دو متغیر در این معادله ثابت در نظر گرفته می‏شوند. لذا تغییر در حجم پول منجر به افزایش سطح عمومی قیمت‏ها خواهد بود. اصل اساسی نظریه مقداری پول همین مفهوم است (بیدگلی و باجلان، 1387).

در رویکرد کمبریج، پیگو[vi] (1917) بیانکرد که بر اساس نقش پول به عنوان ذخیره ارزش، ثروت (درآمد) افراد نیز مقدار پول را تحت تأثیر قرار می‏دهد. وقتی ثروت افراد افزایش می‏یابد، دارایی بیشتری را نگهداری می‏کنند که یکی از آن دارایی‏ها، پول است. این معادله به صورت زیر است:

که در آن Mحجم کل ذخایر پول، Pسطح عمومی قیمت‏ها، Yمحصول تولید شده در اقتصاد و K ضریب کمبریج است.

جان مینارد کینز (1930، 1936) نرخ سود را بهعنوان یک متغیر توضیحی اضافی در تعیین تقاضا برای موجودی‏های واقعی وارد می‏نماید. برخلاف کلاسیک‏ها که تنها بر تقاضای معاملاتی پول تکیه داشتند، در نظریه کینز، با عنوان نظریه رجحان نقدینگی[vii]، سه نوع انگیزه برای تقاضای پول شناسایی می‏گردد که شامل انگیزه معاملاتی[viii] (جهت انجام مبادلات)، انگیزه احتیاطی[ix] (جهت استفاده در مواقع اضطراری)و انگیزه سفته‌بازی[x] (جهت حفظارزشپولواستفادهازموقعیت‏هایمعاملاتیمناسب)می‏باشد. در انگیزه سفته‌بازی افرادمقداریازمنابعداراییخودرابهصورتنقدنگهداریمی‏نمایندتادرموقعیت‌هایمناسب بتوانندسرمایه‏گذاریسوددهداشتهباشند. این انگیزه به نوعی ارتباط بین تقاضای پول و نرخ بهره را تشریح می‏کند که بر اساس آن افرادترکیبیازپولواوراققرضهراکهدارایبازدهاستنگهداریمی‏کنند، به ترتیبی که انتظار افزایش نرخ بهره در آینده، موجب افزایش تقاضای سفته‌بازی پول خواهد شد و بالعکس.از نظر کینز تقاضای معاملاتی و احتیاطی پول در کوتاه‌مدت تنها به درآمد بستگی دارد. به عبارت دیگر تقاضای معاملاتی و احتیاطی پول صرفاً تابعی از درآمد است و با دیگر متغیرهای کلان اقتصادی (مانند نرخ بهره) ارتباطی ندارد.

نقش پول بهعنوان وسیله مبادله بهایجادنظریه موجودی انبار[xi]توسط بامول[xii] و توبین[xiii]صورت گرفت. این نظریه، نقش هزینه‏های مبادله رادر نظر می‏گیردو خرید اعتباری نیز به عنوان متغیر بعدی وارد معادله می‏گردد. به عبارت ساده‏تر لزومی بر وجود تمام وجه معاملات وجود ندارد و صاحبان سرمایه صرفاً لازم است قسمتی از مبالغ مورد نیاز خود را نگهداری نمایند. بر این اساس صرفاً تفاوت بین مصارف یا هزینه‏های افراد و منابع یا درآمدها باید به عنوان تقاضای پول در نظر گرفته شود.آن‌ها در صدد اثبات این بودند که پول به طور کلی با هدف معاملاتی نگهداری می‏شود. با وجود این که دیگر دارایی‏های مالی (غیر از پول) معمولاً دارای بازده هستند، هزینه نقل و انتقال دارایی و نقدشوندگی دارایی‏ها، نگهداری پول را توجیه می‏کند (بامول، 1952) (توبین، 1958) (عراقی و همکاران، 1392).

فریدمن (1966)معتقد است پول مانند کالا است که خدمات غیر قابل مشاهده ارائه می‏کند و وارد تابع مطلوبیت و تولید می‌شود. علت نگهداری پول توسط مصرف‏کنندگان نیز تسهیل امور مربوط به پرداخت است. در واقع در این الگو[xiv]، تقاضای پول بیشتر به تقاضای کالای دیگر تشبیه شده است و افراد همانگونه که کالاهای دیگر را مستقل از ارزش آن نیاز دارند، پول نیز به عنوان کالایی به منظور تسهیل معاملات دارای تقاضا است. همچنین پول با دیگر دارایی‌ها مانند اوراق قرضه، اوراق سهام و کالای بادوام مقایسه می‌شود. به ترتیبی که اگر مقدار پول نگهداری شده افزایش یابد، مطلوبیت نهایی خدمات پولی کاهش می‏یابد. تابع تقاضا در این دیدگاه به شکل زیر ارائه شده است:

که در آن نرخ سود مورد انتظار دارایی j است. بر اساس این تابع، نرخ بازده مورد انتظار تمام دارایی‏های موجود در بازار، به انضمام درآمد و قیمت، بر تابع تقاضای پول مؤثر است. اگر نسبتمیان تقاضای مانده‏های حقیقی و درآمد حقیقی در طول زمان نسبتاً ثابت و بی‌روند باشد، در این صورت می‏توانیم رابطه فوق را به عبارت مربوط به نظریه مقداری فریدمن تبدیل کنیم:

الگوی تقاضای پول کیگان[xv] یکی از الگوهای پایه و اساسی در برآورد تابع تقاضای پول در اقتصادهایی است که نرخ بالای تورم را تجربه کرده‏اند. هدف اصلی این الگو، تحلیل انتظارات تورمی و تکانه‏هایاقتصادیبرتقاضایپولدرشرایطیاستکهتورمدرسطحبالاییباشد. پیام اصلی الگو آن است که در شرایط ابرتورمی یا تورم بسیار بالا، اثر تغییرات در قیمت‏ها، بسیار بیش‏ترازتغییراتدرمتغیرهایحقیقیبودهواینتغییراتبهشدتموجببرهم‌زدنتعادل‏هایاقتصادکلانمی‏شود،زیراتورمبالا،انتظاراتتورمیرابههمراهداردکهاینانتظاراتبهصورتفزایندهموجب کاهش تقاضای پول و افزایش جایگزین‎های پول مانند پول خارجی و دارایی می‏گرددوبدینسببتعادلدربازارهایپولیوداراییبهشدتبر هممی‏خورد. بر اساس الگوی سنتی تقاضای پول کیگان، تورم بالا و مستمر در اقتصاد سببمی‏شود که ارتباط متغیرهای واقعی مانند بهره و درآمد واقعی با حجم پول قطع شود وانتظارات تورمی تنها عامل تأثیرگذار بر تقاضای پول باشد، به گونه‏ای که با افزایشانتظارات تورمی به دلیل وجود تورم مستمر و بالا در اقتصاد، هزینه فرصت نگهداریپول افزایش و تقاضا برای پول کاهش یابد، اما با در نظر گرفتن تکانه‎های برون‏زا دراقتصاد، مانند نحوه ارتباط سیاسی با کشورهای دیگر و توجه به تکانه‎ها و نوساناتنفتی بهعنوان مهمترین عامل تأثیرگذار در ساختار تأمین مالی کشورهای نفتی، سازوکار اثرگذاری و شکل‏گیری تقاضای پول تغییر می‏کند. افزایش تنش‏های سیاسی منجربه بروز جنگ و تحریم شده و نااطمینانی از محیط کسب‌وکار اقتصادی را افزایشمی‏دهد. این مسأله منجر به افزایش هزینه‏ فرصت تولید، افزایش انتظارات بازدهیفعالیت‏های اقتصادی، کاهش درآمد و بهره واقعی می‌شود و میل به پولی کردن بدهیدر اقتصاد و تقاضای پول را افزایش می‏دهد (اسنودان و وین، 2005).

در بیشتر کشورهای کمتر توسعه‌یافته، نرخ بهره به جای آن که از سوی مکانیسم بازار تعیین شود، بهصورت اداری و دستوری تعیین می‏شود. به عبارت دیگر تأثیر عملکرد قانون عرضه و تقاضا در بازارپول در نرخ بهره منعکس نمی‏شود. لذا بدیهی است که در این گروه کشورها، امکان وجود چندیننرخ بهره نیز موجود است. در کشورهای کمتر توسعه‌یافته، عموماً نرخ بهره معیار مناسبی برای نشان دادن هزینه فرصت نگهداری پول نیست. در اینکشورها به دلیل فقدان بازار مالی توسعه‌یافته، نگهداری دارایی حقیقی جذاب‌تر از نگهداری دارایی مالی است.

دلایل استفاده از نرخ ارز در تابع تقاضای پول را می‌توان اینگونه برشمرد. 1. تغییر نرخ انتظاری ارز و تقاضا برای پول: طبق فرمول استاندارد، تقاضا برای پول تابعی از یکمتغیر مقیاس نشان‏دهنده درآمد یا ثروت و مجموعه‏ای از متغیرهای نشان‌دهنده هزینه فرصتنگهداری پول است. در این چارچوب اگر پول خارجی جانشین پول داخلی باشد، نرخ بازده پولخارجی عامل مؤثری بر تقاضای پول داخلی خواهد بود. با فرض این که به مانده‏های پول خارجی هیچ بهره‏ای پرداخت نمی‏شود، نرخ بازده انتظاری پول خارجی برابر نرخ انتظاری افزایش نرخ ارز (که بهعنوان قیمت پول خارجی تعریف می‏شود) است. 2. مقیاس نرخ بازار موازی ارز:در کشورهایی که بازار موازی برای ارز خارجی وجود دارد، نرخ بازار موازی ارز، و نه نرخ رسمی ارز، باید در تابع تقاضا برای پول لحاظشود، چون ضریب نرخ رسمی ارز در تابع تقاضای پول معنی‏دار نیست.فرضیه بازارهای کارا بیان می‏کند که نرخ سلف مقیاس خوبی از نرخ انتظاری ارز است (بهمنی اسکویی، 1380).

جانشینی پول آثار مهمی برای کارکرد نرخ‏های ارز شناور دارد. اگر درجه جانشینی پول بالا باشد،تغییرات کوچک در عرضه پول موجب تغییرات بزرگ در نرخ ارز می‌گردد. به علاوه، جانشینی پول آثاراختلالات پولی را از یک کشور به کشور دیگر انتقال خواهد داد. جانشینی پول توانایی نرخ‏های شناورارز را برای فراهم کردن استقلال پولی از بین می‏برد.

اقتصاددانان مسلمان اغلب پول را با نگرش کینزی در اقتصاد اسلامی مطالعه کرده‏اند؛ یعنی پول را از جهتانگیزه‏های آن تقسیم کرده و به تحلیل هر قسم پرداخته‎اند. آن‌ها درباره‏‎ تقاضای پول در اقتصاد اسلامی با یکدیگر و دیگراندیشه‏های اقتصادی اختلاف نظر دارند. منشأ این اختلاف، کارکرد پول به صورت ذخیره ارزش به مفهوم کینزی آن است. این بخش با این پرسش آغاز می‏گردد که آیا در اقتصاد اسلامی با فرض حرمت بهره، تقاضای پول بهانگیزه سفته‌بازی وجود دارد یا خیر. در این زمینه محمود ابوالسعود به طور کلی چنین کارکردی برای پول را رد کرده و دلایل متعددی را ذکر می‏کند (میر معزی،1382).برخی از دلایل او به شرح زیر است. 1. پول، کالای عادی نیست تا به سبب ذاتش تقاضا شود و ارزش ذاتی ندارد. 2. پایه و اساس اقتصاد زندگی، تولید است و تولید است که متضمن هر ارزشی است، اما پولنمی‏تواند جایگاه ارزش باشد، زیرا ارزش ذاتی پول در کنار وظیفه آن به منظور وسیله مبادله، ناچیز است. 3. وقتی به پول ویژگی بقا داده شود، این ویژگی، بهره‎ای را که در شریعت حرام شده است را تجویز می‏کند.

اگر پول نتواند ذخیره ارزش باشد نمی‏تواند نقش واسطه معامله را در جامعه بهعهده گیرد. از این رو محمد منذرقحف در اعتراض به قولابوالسعود می‎گوید که پول، معامله‏گران را قادر می‏سازد تا وقت مناسب را برای معامله خود برگزینند. پول، ذخیره ارزش است و آن را از زمانی به زمان دیگر انتقال می‏دهد (میر معزی،1382). از سوی دیگر، شریعت اسلام ذخیره کردن اموال اگر ارزش آن‌ها کمتر از نصاب باشد را منع نکرده است، بلکهبدون آن که مالیاتی بر آن وضع کند، آن را اجازه داده و فقط بر ذخیره اموالی که ارزش آن‏ها بیش از نصابباشد، مالیات وضع کرده است. همچنین شریعت اسلام در وجوب زکات سپری شدن یک سال را بر مال بیش ازنصاب شرط کرده و این، نشانه آن است که در شریعت، برای پول‏های ذخیره شده در طول سال اعتبار کسب شدهاست وگرنه زکات را در این پول‌ها واجب نمی‏کرد (یوسف کمال، 1993).

نظریه‏‏های ارائه شده به وسیله اقتصاددانان مسلمان را می‏توان به دو گروه تقسیم کرد:

اول. گروهی با این پیش‌فرض که ربا، بورس‏بازی و کنز (به مفهوم اقتصادی آن) در اقتصاد اسلامی ممنوع است. این گروه خود به دو بخش تقسیم می‏شوند: بخش اول به این نتیجهمی‏رسند که در اقتصاد اسلامی تقاضای پول به انگیزه معاملاتی و احتیاطی وجود دارد و با تقاضای پول به دوانگیزه پیشین در اقتصاد سرمایه‏داری فرقی ندارد، ولی تقاضای پول به انگیزه بورس‌بازی وجود ندارد. اینافراد به طور طبیعی مجبور خواهند بود که در تحلیل‏های خود، از نظریه مقداری پول استفاده کنند (الزامل،1378).بخش دوم، با همان پیش‌فرض‏ها به این نتیجه می‏رسند که در اقتصاد اسلامی،افزون بر دو انگیزه معاملاتی و احتیاطی، انگیزه انفاق نیز وجود دارد و تقاضای معاملاتی پول، تابعی از درآمد و نرخ سود است.

ب. گروهی از اقتصاددانان مسلمان نیز با این پیش‌فرض که بهره، همان رباست و در اقتصاد اسلامی بازار اوراق قرضه وجود ندارد، ولی کنز پول (به مفهوم اقتصادی آن)یا بورس‌بازی در بازار اوراق سهام ومشارکت و دارایی‏های حقیقی جایز است، تقاضای پول را بررسی و توابع آن را استخراج کرده‏اند. آن‏ها استدلال می‏کنند با فرض ممنوعیت نرخ بهره و حذف بازار پول و ممنوعیت کنز و بورس‌بازی، بررسی تقاضای پول بی‏فایدهبه نظر می‏رسد و این اشکال روشنی است که بر دو نظریه اخیر وارد می‏شود. لذا بررسی تقاضای پول چیزی براطلاعات ما درباره اقتصاد نمی‏افزاید. پول صرفاً به صورت یک واسطه در مبادله نگهداری می‏شود و در چنینفضایی هیچ‏گاه پول در جایگاه ثروت، کنز و هیچ‏گاه برای بورس‏بازی در بازار دارایی نگه داشته نمی‏شود، بلکهفقط برای انجام معاملات مورد نیاز قطعییا احتمالی در آینده نگهداری می‏شود. بنابراین، افزایش تقاضای نگهداری پول مفهومی جز افزایش تقاضای کالا و خدمات ندارد، زیرا نگهداری پول به انگیزه انجام معاملات روی کالاهای مصرفییا سرمایه‏ای و مانند آن است. در این صورت، تغییرات تقاضای پول، تابع تغییرات تقاضای کالا و خدماتدر بخش واقعی اقتصاد است و متغیرهای بخش واقعی اقتصاد مانند درآمد ملی، سطح قیمت‏ها، نرخ سود و مانند آنابتدا بر عرضه و تقاضا در بخش واقعی اقتصاد اثر می‏گذارند و به تبع آن، در تقاضای پول تغییر پدید می‏آید. بنابراین، با اینموضوع که نرخ سود سرمایه از متغیرهای بخش واقعی اقتصاد است، در بخشپولی اقتصاد تعیین می‏شود و به انگیزه بورس‏بازی پول بر نمی‏گردد، دارای اختلاف نظر با گروه قبل هستند (میرمعزی،1382).

اکنون عوامل اثرگذار بر هزینه‌های مذهبی مورد بحث و بررسی قرار می‏گیرد.بدین منظور ابتدا هزینه‌های مذهبی خانوار تعریف شده و سپس به دو بخش واجب ومستحب تقسیممی‌شود.تاریخ مقدس اسلام برای تأمین وسایل رفع نیازهای غیرقابل اجتناب مسلمین، پرداخت برخی وجوهیا اجناس را واجب کرده و به دلیل اهمیت موضوع، اکثریت آن‌ها توسط حکومت اسلامی دریافت و مصرف می‏شود و یا با اجازه حکومت، توسط خود فرد به مصرف می‌رسد. بعضی ازمصادیق مهم این گونه مصارف به شرح زیر است (کیاءالحسینی، 1388):

1. خمس. 2. زکات. 3. اجرت دادن برای انجام واجبات (نظیر نماز قضای پدر و مادری که فوتکرده‌اند). 4. خرید، اجاره یا رهن کردن اماکن، ابزار و وسایل و به طور کلی لوازم، به عنوانمقدمات انجام واجباتی که جنبه اقتصادی آن‌ها بر سایر جنبه‌ها غلبه ندارد؛ نظیر، نماز، روزه، حج، جهاد، امر به معروف و نهی از منکر و غیره. 5. کمک رساندن به برادر مؤمن، هرگاه خطری متوجه او گردد و دفع آن خطربا کمک مالی دیگران میسر باشد. 6. هزینه کردن برای نجات مستضعفین از هلاکت. 7. احسان به پدر و مادری که فقیر باشند. یعنی تأمین مایحتاج زندگی آنان،قبل از آنکه درخواست کنند. 8. پرداخت وجوهی به عنوان مالیات غیرثابت یا به عناوین دیگر به دولتاسلامی بر اساس حکم ولائییا ثانوی.

خمس یکی از واجبات مالی اسلام است که از نظر قرآن و روایات دارای اهمیت خاصی می‏باشد و یکی از مسائل حیاتی جامعه به شمار می‌رود. خمس در لغت به معناییک پنجم است و ازمالیات‏های اسلامی به شمار می‏آید که ادای آن الزامی است. از ویژگی‏های دیگر خمس آناست که مانند زکات می‏تواند برای تأمین نیازمندان هزینه شود.زکات عبارت است از خارج کردن قسمتی از دارایی تا بقیه آن با برکات خداوند زیاد شودو درجات صاحبش را بالا برد و مال را از حرام و صاحب آن را از صفاتناپسند، پاک گرداند (نجفی).

مخارج مذهبی مستحب، انواع بی‌شماری دارد و برحسب شرایط خاص زمانیو مکانی،مصادیق آن متفاوت خواهد بود که در اینجا به چند نمونه از آن‌ها اشاره می‌شود: 1. پرداخت داوطلبانه وجوهی معینیا اختصاص دادن بخشی از اموال خود به ولی جامعه. 2. وقف: افرادبا رغبت شخصی و بدون چشم‌داشت از کسی، ثمره تلاش و کوشش خود را در اختیار دیگران قرار می‏دهند، تا برای مدت غیر معین از آن‌ها بهره‌مند شوند. 3. نذر: عبارت است از التزام به انجام کاری برای خدای تعالی به نحومخصوص، با اظهار عبارتی که بیانگر انجام یا ترک کاری بر عهده وی برای خداست. بنابراین همه انواع نذر جنبه اقتصادی ندارد بلکه بعضی از آن‏ها با پرداخت وجه و اعطای مالی و با صرف نظر کردناز دریافت وجهی همراه است که نوعی مصرف تلقی می‏شود. 4. اجاره و رهن کردن یا خرید اماکن، اشیاء و ابزارهای لازم برای انجام امورمستحبی. 5. تهیه وسایل ازدواج افراد مجرد. 6. عاریه دادن وسایل و ابزار کار برای کسانی که قدرت کار کردن دارند. 7. تأمین وسایل و ابزار کار به صورتهدیهیا صدقه برای افراد نیازمندی که قدرت کار دارند، برای مواقعی که فرد با بازگرداندن وسایل عاریتی، از کارکردنبازمی‏ماند. 8. آموزش دادن، ارشاد و مشاوره به مردم، بدون دریافت مزد. 9. قرض‏دادن. 10. سخت‏گیری نکردن در مطالبه قرض، بعد از سررسید مهلت آن. 11. چشم‌پوشی دائم از قرض. 12. خرج کردن برای مسافرت‏های مستحبی نظیر زیارت. 13. سرپرستی عیال کسی که بمیرد و مالی نداشته باشد. 14. تأمین وسایل و لوازم زندگی افراد نیازمند، به صورت هدیهیا صدقه، نظیرتأمین خوراک و پوشاک آنان. 15. عاریه دادن وسایل زندگی. 16. دست‌گیری و کمک رساندن به برادر مؤمن در سختی‏ها. 17. نگهداری امانت‏های مردم که در نظام سرمایه‏داری بدون پرداخت فرد تقریباًغیرممکن است.

مطالعات کشورهای توسعه‌یافته نشان دهنده آن است که تقاضای پول علاوه بر درآمدتابع انواع نرخ بهره است. اما در کشورهای در حال توسعه به دلیل فقدان بازارهای مالی مناسب، نرخارز و نرخ تورم در کنار درآمد واقعی به عنوان عوامل تعیین‌کننده تقاضای پول ایفای نقش می‏کنند.مطالعات تجربی در خصوص نحوه تأثیرگذاری عوامل متعدد به ویژه نرخ ارز بر تقاضای پول با نتایجمتفاوت برای کشورهای مختلف همراه بوده است.

ابراهیمی و دیگران[xvi] (1397) به بررسی و تحلیل جهت و میزانتأثیرپذیری تراز تجاری ایران و چین از نوسانات نرخ ارز با استفاده از الگوی NARDLپرداخته‌اند که اثرات نامتقارنو وجود رابطه بلندمدت (همجمعبستگی[xvii]) بین دو متغیر تأیید، اما وجود منحنیJ تأیید نمی‌گردد.

محمدی و کیانی (1396) با بهره‏گیری از روشARDLتأثیر متغیر هزینه‏های مذهبی را بر روی تابع تقاضای پول خطی لگاریتمی بررسی کرده‌اند که نشان می‏دهد هزینه‏های مذهبی و GDP با تقاضای پول رابطه مثبت ومعنی‏داری دارد. همچنین علامت نرخ سود بانکی و نرخ ارز منفی و بیانگر اثر معکوس بر روی تقاضای پول می‏باشد.قلمباز و آهنگری (1396)به برآورد تابع تقاضای بلندمدت پول در منتخبی از کشورهای خاورمیانه به روش داده‏هایترکیبی پرداخته‏اند که نشان می‏دهد کشش تقاضای بلند‏مدتپولنسبتبهتورم، درآمد و بهره مثبت و معنی‏دار است.

اسماعیلی و همکاران (1390) به برآورد تابع تقاضای پول در اقتصاد غیر ربوی بااستفاده از روش همجمعبستگی حداکثر راست‌نمایییوهانسن و یوسیلیوس پرداخته‌اند که نتایجنشان می‏دهد رابطه معکوس بین نرخ بازدهی سهام و تقاضای پول و رابطه مثبت از نرخ تورم و تولید بهتقاضایپول وجود دارد. در واقع اگر در تقاضای پول نرخ بهره قرار نگیرد، انگیزه سفته‏بازی به سمت بازار دارایی‌ها و سهام با افزایش سود این بازار افزایشیافته و تقاضای پول کاهش می‏یابد.

شهرستانی و شریفی (1388) با استفاده از روش ARDLبهبررسی تابع تقاضای پول در ایران پرداخته و در الگوی خود متغیرهای درآمد حقیقی، نرخ تورم و نرخارز را قرار داده‏اند که نتایج نشان می‌دهد درآمد و نرخ ارزاثر مثبت و تورم اثر منفی بر تقاضای پول دارد.

نصرالهی، صمدی و نجیبی اشکذری(1388) پژوهشی با هدف تعیین میزان تأثیر فراریت بازارسهام بر تقاضای پول در ایرانبه روش ARDL انجام داده‌اند که نشان می‌دهد تقاضای پول با درآمد رابطه مثبت دارد. پول برای ایرانی‏ها یک کالای ضروری است و سرعت گردش پول با درآمد و نرخ تورم رابطه مثبت و با نرخ ارز رابطه منفی دارد. به این مفهوم که افزایش نرخ ارز (کاهش ارزش پولملی) موجب کاهش سرعت گردش پول می‏شود.

اسلاملوئیان و ذاکری (1388) به بررسی تأثیر قانون بانکداری بدون ربا بر تابع تقاضای پول با استفاده از روشARDL پرداخته‌اند که نتایجآن نشان می‏دهد قانون بانکداری بدون ربا در ایران بر پول گسترده مؤثر بوده، اما بر پایه پولی مؤثر نبوده است. همچنین تأثیر نرخ تورم بر تقاضای پول کم‌کشش و منفی ولی از طرفی نرخ ارز و تولیداثر مثبت را نشان می‏دهد.

مصطفوی و یاوری(1387) به بررسی تابع تقاضای پول در ایران پرداخته و عوامل مؤثر بر تقاضای پول را تولید، تورم و نرخ‏های بازدهی ارز و ماشین سواری معرفی کرده‌اند.

فلاحی و نگهداری(1385) با استفاده از روشARDLبهبررسی عوامل مؤثر بر تقاضای پول ایران با متغیرهایGDPبه قیمت ثابت، نرخ تورم، نرخ ارز بازار آزاد و متغیر مجازی انقلاب پرداخته‌اند که نشان می‌دهد اثر متغیرهایGDP و مجازی انقلاب بر تقاضای پول مثبت و اثر نرخ تورم ونرخ ارز منفی می‏باشد.

جعفری صمیمی و دیگران(1385)از روش یوهانسون و جوسیلیوس در مورد تابع تقاضایپول استفاده نموده‏اند که ثبات تقاضای پول هم برای تعریف محدود و هم برای تعریف وسیع آن درایران تأیید شده است ونشان می‌دهد متغیرهای تراز واقعی پول (GDP، نرخ تورم، نرخ ارز و کسری بودجه دولت) با یکدیگر همجمعبسته بوده و رابطه تعادلی بلندمدت ایجاد می‏کنند.ضریبGDP سرانه مثبت و به طور معنی‌داری از یک بزرگ‌تر است. ضریب سایر متغیرها منفی است. نرخ تورم مطابق انتظار دارای علامت منفی است.نرخ ارز بازار سیاه با تقاضای پول رابطه معکوس دارد.ضریب کسری بودجه دولت در تابع تقاضای پول منفی است. همچنین تحلیل پویای کوتاه‌مدت رابطه تعادلی بیانگرسرعت نسبتاً کند تعدیل بوده است.

شیرین بخش (1384) به بررسی ارتباط تقاضای پول با عوامل مؤثر بر آن با استفاده از روش آزمون کرانه‏هاپرداخته است که نشان می‌دهد بین تقاضای پول و عوامل مؤثر بر آن رابطهبلندمدت وجود دارد. نتایجنشان می‌دهد بین متغیرهای تقاضای پول با سه متغیرGDP، شاخص قیمت عمده فروشی و نرخمتوسط بهره سپرده‏ها رابطه بلندمدت برقرار است.عوامل مؤثر بر تقاضای پول در این الگو اثرات متفاوتی بر تقاضای پول دارند به طوری که اثر GDPاز دو متغیر دیگر بیشتر است. اثر نرخ ارز بر تقاضای پول معنی دار نبوده است. اکبرکمیجانیوبوستانی (1383) ازطریقروشهمجمعبستگییوهانسوننشانمی‏دهندکهحجمنقدینگیباGDPونرختورموبازارموازیارز همجمعبسته است. آن‌هااثرجانشینیرادراقتصادکشورتأییدمی‏کنند.

الزامل (2006) تابع تقاضای پول برای کشورهای شورای همکاری خلیج فارس (GCC[xviii]) و برخیکشورهای مسلمان منتخب را مورد بررسی قرار داده است که نشان می‏دهدGDP در کشورهای مسلمان به عنوانمتغیر درآمدی و نشان‎دهنده انگیزه معاملاتی نقشی بسیار فراتر از کشورهای صنعتی شده دارد. همچنین ضریب نرخ سود سرمایه معنی‏دار و با ضریب مثبت برآورد شده است. زمانی که نرخبهره همزمان با نرخ سود مشارکتی وارد الگو می‏شود، معنی‏داری ضریب سود سرمایه افزایش می‏یابد و ضریبنرخ بهره معنی‏داری متناقضی را نشان می‎دهد. اما کشش نرخ بهره کم‌کشش برآورد شده است که بیانگر پایینبودن انگیزه سفته‌بازی در کشورهای مسلمان بوده و حرمت بهره را نشان می‎دهد.

نژاد و عسکری(2006) به بررسی و تعیین نقش نرخ بهره در کشورهای مسلمان و غیر مسلمان در حالتوسعه منتخب با استفاده ازداده‌های تابلویی پرداخته‏اند. بدین منظور کشش نرخ بهره در تابع تقاضای پول و تابع سرمایه‏گذاری در کشورهای مسلمان و با نتایجالگو در کشورهای غیر مسلمان مقایسه شده است. آن‌ها با استفاده از نظریه تقاضای کینز، تقاضای پول را تابعی ازنرخ بهره و درآمد و همچنین تابع سرمایه‎گذاری را نیز تابعی از نرخ بهره و درآمد در نظر گرفته و دو الگوی اقتصادسنجی را مورد آزمون قرار دادند. کشورهای انتخاب شده از 54 کشور مورد بررسی شامل 6 کشور غیر اسلامی و 6 کشور اسلامی است. نتایج تحقیق نشان می‏دهد که کشش نرخ بهره در کشورهای مسلمان در تابع تقاضای پول بی‌کشش و برای کشورهای غیر مسلمان در تابعتقاضای پول و تابع سرمایه‌گذاری کاملاً با کشش است. همچنین هر دو نقش تقاضای معاملاتی و سفته‌بازی پول در کشورهای مسلمان مورد تأیید قرار گرفته است، ولی در کشورهای مسلمان تقاضای معاملاتی نقش مسلط‌تری را در تقاضای پول ایفا می‏کند.

بهمنی اسکویی و چومیس (2002)با اشاره به این مطلب که روشهمجمعبستگی بلندمدت یک روش متداول تخمین تابع تقاضای پول می‏باشد، با استفاده از داده‌های فصلی تقاضای پول (M1 و M2)کشورهای صنعتی را تابعی از درآمد، نرخ بهره و نرخ ارز در نظرگرفته‌اند.

بهمنی اسکویی و وینگ(2002) تابع تقاضای پول بلندمدت هنگ‌کنگ را از روش همجمعبستگی ARDLبررسیکرده‌اند. بر اساس نتایج به دستآمده تقاضای پول (M2) در این کشور با عوامل تعیین‌کننده خود یعنی درآمد، نرخ‏های بهره و نرخارزهمجمعبسته بلندمدت می‏باشد.

هویتگ(2002) به توسعه و تخمین تابع تقاضای پول در چارچوب اقتصاد باز پرداخته است. وی بااستفادهازآمارهای فصلی برای کشور انگلستان به این نتیجه دست یافته که متغیر مصرف خارجی و نرخ ارز اثر معنی‌داری بر تقاضای پول دارند و رابطه تقاضای پول و نرخ ارزمنفی است.

صدیقی(2000) تابع تقاضای پول در کشور بنگلادش را با روشARDLبرآورد کرده است که نشان می‏دهد رابطه بلندمدت باثبات میان متغیرهای سرانه تقاضای نقدینگی (M2)، سرانه درآمد، نرخ بهره و نرخارز وجود دارد.

مایسامی و وی نی (1999) به برآورد تابع تقاضای پول در کشورهای مسلمان ایران، پاکستان و سودان پرداخته‌اند که نشان می‏دهد رابطه بین تقاضای پول و بازدهی انتظاری در هر دو نوع معادله برآوردی برای ایران و سودان مثبت و برای پاکستان منفی است.

آرایزو همکاران(1999) تابع تقاضای پول را تابعی از GDP، نرخ بهره، نرخ تورم و نرخ ارز رسمی و بازار سیاه در نظر می‌گیرند که نشان می‏دهد تقاضایM1 برای سیزده کشور (از بیست و پنج کشور) دارای کشش مثبت ومعنی‌دار نسبت به نرخ ارز بازار سیاه است. فرضیه نرخ ارز رسمی به عنوان یک متغیر تأثیرگذار درتابع تقاضای پول همراه با علامت منفی برای چهارده کشور تأیید می‏گردد. همچنین کشش تقاضای پولM2 نسبت به نرخ ارز بازار سیاه برای بیست و چهار کشور معنی‌دار است، به طوری که برای دوازده کشور منفی و برای بقیه به غیر از مالزی علامت آن مثبت است.

بهمنی اسکویی و همکاران (1998) به شواهدی از وجود رابطه بلندمدت میان تقاضای پول M1وM2 با نرخ بهره کوتاه‌مدت، نرخ ارز مؤثر اسمی و درآمد در کشور اسپانیا دست مییابند.آرایز و شویف (1998) رابطه نرخ ارز بازار سیاه و تقاضای پول را با استفاده از داده‌های سالانه وبه کارگیری روش همجمعبستگی بلندمدت برای شانزده کشور در حال توسعه مورد بررسی قرار دادند. نتایج تخمین، فرضیه نرخ ارز بازار سیاه را به عنوان یکعامل تعیین‌کننده مناسب برای تقاضای پول M1 برای دوازده کشور تأیید می‏کند.

حصان و همکاران (1995) تأثیر نرخ ارز بازار سیاه را بر تقاضای پول نیجریه بررسیکرده‌اند که نتایجنشان می‏دهد درآمد حقیقی و نرخ تورم انتظاری به ترتیب متغیرهای مقیاس و هزینه فرصت مناسبی در تابع تقاضای پول می‏باشند. علاوه بر این کاهش ارزش پول داخلی(افزایش نرخ ارز بازار سیاه) اثرمنفی بر تقاضای پول داخلی دارد.

والش (1995) به بررسی تابع تقاضای پول در کشورهای سوسیالیستی می‌پردازد. او عنوان می‏کند که دراین کشورها دو بازار رسمی با عرضه محدود و بازار سیاه با نرخ‏های بالاتر از نرخ رسمی برای ارزمشاهده می‏گردد و تغییرات نرخ ارز بازار سیاه بر بازدهی پول خارجی نسبت به پول داخلی و ثروتخانواده اثر می‎گذارد.

بهمنی اسکویی و رهی(1994) کشش بلندمدت تقاضای پول کشور کره با استفاده از داده‌های فصلی را بررسی کرده و نشان داده‌اند که میان حجم پول (M1)، درآمد، نرخ بهره و نرخ ارز همجمعبستگی بلندمدت وجود دارد. این در حالی است که اگر تعریف وسیع پول(M2) جایگزین گردد، نتایج مناسبی به همراه نخواهد داشت.

بهمنی اسکویی و مالیکسی(1992)، تأثیر نرخ ارز مؤثر بر تقاضای پول در سیزده کشور در حال توسعه ازجمله ایران را با استفاده از داده‏های فصلی بررسی کرده‌اند که نشان می‏دهد در کوتاه‌مدت اثر نرخ ارز بر تقاضای پول نامشخص است اما دربلندمدت تأثیر آن عموماً منفی است. یعنی با کاهش ارزش پول یا به عبارت دیگر افزایش نرخ ارز،تقاضای پول داخلی در بلندمدت کاهش پیدا می‏کند.

متوالی (1991) به بررسی نقش نرخ بهره در کشورهای معاصر مسلمان پرداخته است. وی با استفاده از نظریهتقاضای کینز، تقاضای پول را تابعی از نرخ بهره و درآمد در نظر گرفته و دو الگوی اقتصادسنجی را موردآزمون قرار داده است. وی کشور مسلمان را کشوری می‌داند که حداقل 31 درصد از مردم آن کشور مسلمان باشند. وی از کشورهایمختلف از جمله ایران در دوره‌های زمانی متفاوت و موجود برای هر کشور استفاده کرده است. نتایجتحقیق نشان می‏دهد که کشش تقاضای پول نسبت به درآمد با کشش است و نقش پر رنگ تقاضای معاملاتی را در تقاضای پول کشورهای مسلمان نشان می‏دهد. همچنین اثرات معنی‌داربرای دوره گذشته نشان از معنی‎داری اثر ثروت در کشورهای مسلمان دارد. همچنین تقریباً نرخ بهره بی‏کشش است و نتیجهاین که انگیزه سفته‎بازی کینز در این کشورها به صورت کامل وجود ندارد.

آرنگو و ندیری(1981) اثر نرخ بهره خارجی و کاهش ارزش پول را در کشورهای در حال توسعهبررسی نموده‏اند و جهت تأثیرگذاری نرخ ارز بر تقاضای پول را نامشخص دانسته‏اند.

بلجر(1978) ادعا می‏کند در کشورهایی که تفاوت میان نرخ‏های ارز رسمی و بازار سیاه وجود دارد،کاهشیا افزایش مورد انتظار نرخ ارز بازار سیاه تعیین‏کننده تقاضا برای ترازهای نقدی در داخلمی‏باشد. این محققان برای اثبات مدعای خود (یعنی اثر انتظارات نرخ ارز بازار سیاه بر تقاضای پولداخلی) با استفاده از آمارهای سالانه سه کشور در حال توسعه برزیل، شیلی و کلمبیا با نرخ ارز رسمی متفاوت با نرخ بازار سیاه نتیجه می‏گیرند که انتظار افزایشنرخ ارز در بازار سیاه(کاهش ارزش پول ملی) به کاهش در تقاضای پول داخلی در اینکشورها منجر گردیده است.

3- روش تحقیق

روش‌های اقتصادسنجی متفاوتی برای بررسی وجود یک رابطه همجمعبستگی بین متغیرها به کار بسته شده است که از مهمترین آن‌ها می‌توان به مطالعات انگل و گرنجر (1987) و یوهانسون (1991، 1995) اشاره کرد. در این مقاله، رویکرد پسران (1999، 2001) استفاده شده است تا با بهره بردن از آزمون کران[xix]، رابطه همجمعبستگی میان متغیرها مشخص گردد. سپس با استفاده از مطالعه شین و دیگران (2013)، بررسی عدم تقارن به الگو اضافه گردیده است که کاربردهای آن در مطالعات بهمنی اسکویی (2015، 2016) قابل مشاهده است.

تابع تقاضای پول ایران به صورت زیر در نظر گرفته می‌شود:

رابطه 1)

در معادله فوق، Mt شاخص حجم نقدینگی حقیقی یا M2، Y تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت به عنوان شاخصی برای درآمد، RC هزینه‌های مذهبی حقیقی خانواده‌های شهری و روستایی، R نرخ بهره حقیقی، EX نرخ حقیقی دلار آمریکا در بازار آزاد و جمله خطا است. این معادله، در صورتی که همجمعبستگی بین متغیرها محرز گردد، به عنوان یک الگوی بلندمدت خطی شناخته می‌شود که ضرایب آن را ضرایب بلندمدت می‌نامیم.

الگوی بلندمدت (1) را می‌توان با توجه به پسران و دیگران (2001) به شکل تصحیح خطا[xx] (EC) در معادله (2) نوشت تا بتوان اثرات کوتاه‌مدت و بلندمدت را به صورت همزمان مشاهده کرد و رویکرد آزمون کران را برای آن به کار بست.

رابطه 2)

ضرایب مربوط به متغیرهای تفاضل مرتبه اول در معادله (2)، ضرایب کوتاه‌مدت هستند. همچنین با نرمال کردن ضرایب متغیرهای باوقفه ( تا ) بر روی ، ضرایب بلندمدت برای معادله (1) به دست می‌آید. برای این که ضرایب بلندمدت به دست آمده معتبر باشد، بایستی همجمعبستگی میان آن‌ها مشخص گردد که می‌توان از آماره F برای رویکرد آزمون کران بهره برد تا فرض آزمون گردد. رد فرض بیانگر وجود رابطه بلندمدت خواهد بود. مقادیر بحرانی آماره چنین آزمونی با مقادیر استاندارد آزمون F تفاوت دارد و لذا مقادیر آن توسط پسران و دیگران (2001) ارائه گردیده است. برای آزمون کران، دو مقدار بحرانی تعیین می‌شود. مقدار بحرانی برای کران بالا با این فرض است که همه متغیرهای الگو I(1) باشند. مقدار بحرانی برای کران پایین نیز بر فرض I(0) بودن متغیرها استوار است. آماره F که برای الگو محاسبه می‌گردد، با مقادی بحرانی کران‌های بالا و پایین سنجیده می‌شود. در صورتی که آماره بالاتر از مقدار کران بالایی باشد نشان‌دهنده وجود رابطه همجمعبستگی است. در صورتی که آماره کمتر از مقدار کران پایین باشد، همجمعبستگی را رد می‌کند. در نهایت اگر آماره F‌ محاسبه شده، بین مقادیر دو کران قرار گیرد، آزمون کران برای آزمودن همجمعبستگی، بدون نتیجه است.

با توجه به شین و دیگران (2013)، جهت بررسی اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تقاضای پول، تحرکات[xxi] متغیر نرخ ارز به دو جزء مثبت و منفی تفکیک می‌شود:

رابطه 3)

که در آن و به ترتیب فرآیند مجموع جزئی از تغییرات مثبت[xxii] و فرآیند مجموع جزئی از تغییرات منفی[xxiii] در متغیر هستند. این دو جزء به صورت زیر تعریف می‌شوند:

رابطه 4)

با استفاده از معادلات (1)، (3) و (4) می‌توان الگوی زیر را استخراج کرد:

رابطه 5)

معادله (5) نشان‌دهنده تابع تقاضای پول ایران در بلندمدت است که به روش خودبازگشتی با وقفه توزیعی غیرخطی (NARDL) با اثرات غیر خطی نرخ ارز تخمین زده می‌شود. این الگو را با توجه به پسران و شین (1997) می‌توان به صورت یک الگوی NARDL در شکل تصحیح خطا (EC) به شکل زیر بازنویسی کرد:

رابطه 6)

معادله فوق یک الگوی خودبازگشتی نامتقارن با وقفه توزیعی است که می‌توان اثرات نامتقارن هزینه‌های مصرفی خانوار بر تقاضای پول را در کوتاه‌مدت و بلندمدت بررسی نمود (بهمنی اسکویی، 2015). همانند الگوی (2)، ضرایب تا نشان‌دهنده ضرایب کوتاه‌مدت است و با استفاده از تا می‌توان ضرایب بلندمدت را محاسبه نمود. در واقع، ابتدا الگوی (6) تخمین زده می‌شود و با نرمال کردن ضرایب برآورد شده، ضرایب معادله بلندمدت (5) به دست می‌آید. برای این کار، ضرایب تا بر تقسیم می‌شوند تا ضریب بلندمدت متناظر با هر یک از متغیرهای مستقل حاصل شود.

پس از برآورد الگو به روش NARDL، آزمون‌های تشخیصی[xxiv] الگو مد نظر قرار می‌گیرد. برای این کار آزمون خودهمبستگی، آزمون ناهمسانی واریانس‌ها، نرمال بودن پسماندها و باثبات بودن الگو انجام می‌گیرد تا کیفیت الگو بررسی شود. سپس از آزمون کران (پسران و دیگران، 2001) جهت بررسی وجود و تأیید رابطه بلندمدت میان متغیر وابسته و متغیرهای توضیحی استفاده می‌شود. برای این کار آماره F محاسبه می‌گردد و با مقادیر بحرانی در سطوح معنی‌داری مختلف مقایسه می‌شود. در صورتی که آزمون‌های تشخیصی نشان‌دهنده مقبولیت الگو باشند و آزمون کران نیز وجود همجمعبستگی را تأیید نماید، آنگاه می‌توان ضرایب الگوی (5) را تفسیر نمود.

بازه زمانی تحقیق از سال 1376 تا 1396 است که با توجه به در دسترس بودن داده‌های هزینه‌های مذهبی خانوارهای شهری و روستایی کشور انتخاب شده است. کلیه داده‌ها فصلی هستند که در صورت نیاز از ماهانه یا سالانه به فصلی تغییر داده شده‌اند. کلیه متغیرها جهت حذف اثرات قیمتی با استفاده از شاخص قیمت مصرف‌کننده[xxv] به حقیقی تبدیل شده‌اند. برای نرخ بهره با توجه به رابطه فیشر از نرخ تورم و نرخ بهره اسمی استفاده شده است تا نرخ بهره حقیقی به دست آید. داده‌های مربوط به نقدینگی، نرخ تورم، نرخ بهره اسمی، نرخ ارز و شاخص قیمت مصرف‌کننده از بانک مرکزی ایران اخذ شده است. همچنین داده‌های تولید ناخالص ملی و هزینه‌های مصرفی خانوار (به تفکیک روستایی و شهری) از مرکز آمار ایران دریافت گردیده است.

4- تحلیل الگو

از مزایای الگوی ARDL، انعطاف‌پذیری آن نسبت به وجود متغیرهای I(0) و I(1)است. از آنجا که متغیرهای اقتصادی معمولاً در سطح و یا تفاضل مرتبه اول، پایا[xxvi] هستند لذا به راحتی می‌توان از این روش اقتصادسنجی استفاده نمود. با این حال جهت اطمینان خاطر از عدم وجود متغیر I(2)، آزمون ADF[xxvii] برای کلیه متغیرهای مورد استفاده در الگو انجام گردید. نتایج آزمون‌های ریشه واحد[xxviii] بر پایا بودن متغیرها در سطح یا تفاضل مرتبه اول صحه می‌گذارند.

با توجه به غیر خطی در نظر گرفتن متغیر نرخ ارز، اجزای مثبت و منفی آن مطابق معادلات (4) محاسبه می‌شود. سپس الگو با در نظر گرفتن M2 (نقدینگی) به عنوان متغیر وابسته و Y (تولید ناخالص داخلی)، R (نرخ بهره حقیقی)، RC (هزینه مذهبی خانوار)، EX_NEG (جزء منفی نرخ ارز) و EX_POS (جزء مثبت نرخ ارز) به عنوان متغیرهای وابسته با روش NARDL تخمین زده می‌شود. لازم به توضیح است که با توجه به الگوی نظری ارائه شده، کلیه متغیرها به جز نرخ بهره به صورت لگاریتمی در الگو لحاظ می‌گردند. همچنین، متغیرهای M2، RC و EX با استفاده از CPI از حالت اسمی به حقیقی درآمده‌اند. به علاوه، متغیر GDP نیز با قیمت ثابت اخذ گردیده است و متغیر نرخ بهره با استفاده از رابطه فیشر حقیقی شده است.

ابتدا معادله (6) به روش OLS تخمین شده زده می‌شود تا طول وقفه‌های بهینه انتخاب گردد. بیشترین طول مجاز وقفه برای متغیرها 6 در نظر گرفته می‌شود و برای انتخاب بهترین الگو از معیار AIC استفاده می‌گردد بدین‌ترتیب وقفه‌های (6،0،3،6،1،0) به عنوان وقفه بهینه انتخاب گردید. ضرایب کوتاه‌مدت برآورد شده از معادله (5) در جدول 1 آورده شده است.

جدول1 نتایج کوتاه مدت

متغیر	وقفه 0	وقفه 1	وقفه 2	وقفه 3	وقفه 4	وقفه 5
D(LNY)	0.153 (4.699)
D(R)	0.001 (0.288)	0.001- (0.39-)	0.003- (1.976-)
D(LNRC)	0.563 (4.979)	0.232- (1.295-)	0.062- (0.342-)	0.301 (1.696)	0.342- (1.852-)	0.383 (2.783)
D(LNEX_NEG)	0.006- (0.060-)
D(LNEX_POS)	0.015 (0.694)

اعداد داخل جدول برابر ضرایب برآورد شده و اعداد داخل پرانتز مقدار آماره t است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

جهت بررسی آزمون‌های تشخیصی الگو و اطمینان از عدم وجود مشکل، معیارهای برازش، آزمون‌های خودهمبستگی، ناهمسانی واریانس، نرمال بودن پسماندها و آزمون‌های ثبات CUSUM و CUSUMSQ مورد بررسی قرار گرفتند. جدول 2 نشان می‌دهد که الگوی برآورد شده طبق ضریب تعیین[xxix] و ضریب تعیین تعدیل‌شده[xxx]، دارای تشریح بالایی است. همچنین مشکلی در خودهمبستگی، ناهمسانی واریانس، تصریح الگو و نرمال بودن پسماندها مشاهده نمی‌شود.

جدول2 آزمون های تشخیصی الگو

R²

Adj. R²

LM[xxxi]

BPG[xxxii]

RESET[xxxiii]

Normality

0.999

0.998

0.830

(0.44)

1.396

(0.16)

0.197

(0.84)

0.094

(0.95)

اعداد جدول بیانگر آماره مربوطه و اعداد داخل پرانتز بیانگر مقدار احتمال هستند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

شکل 1 آزمون‌های CUSUM و CUSUMSQ را نشان می‌دهد که حاکی از ثبات الگو است.

شکل 1 آزمون های ثبات الگو

منبع: یافته‌های پژوهشگر

جهت بررسی معتبر بودن ضرایب بلندمدت از آزمون کران استفاده می‌کنیم که در جدول 3 مقدار آماره F و مقادیر بحرانی آن در سطوح مختلف معنی‌داری آورده شده است. آماره F در سطح معنی‌داری 1%، فرض صفر را مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت رد می‌کند و لذا وجود رابطه همجمعبستگی و معتیر بودن ضرایب بلندمدت را نشان می‌دهد.

جدول3 آزمون کران

آماره F	7.956
سطح معنی‌داری	حد پایین	حد بالا
10%	1.81	2.93
5%	2.14	3.34
1%	2.82	4.21
منبع: یافته‌های پژوهشگر

نتایج برآورد ضرایب بلندمدت الگو به صورت جدول 4 است.

بدین‌ترتیب با توجه به این که همجمعبستگی و در نتیجه وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها تأیید شده است، می‌توان نسبت به تفسیر الگو اقدام نمود. ضریب متغیر تولید ناخالص داخلی مثبت، معنی‌دار و برابر 0.52 برآورد شده است که نشان از شدت بالای اثرگذاری این متغیر بر تقاضای پول است. ضریب نرخ بهره مثبت و معنی‌دار است اما اثرگذاری آن بر تقاضای پول اندک و برابر 0.01 است. ضریب هزینه مذهبی خانوار نیز مثبت، معنی‌دار و برابر 0.29 است. با توجه به درصد بالای مسلمانان و مبنای اقتصاد اسلامی در ایران، اثرگذاری بالای این متغیر بر تقاضای پول قابل توجیه است. با توجه به هدف پژوهش مبنی بر تفکیک اثرات صعودی و نزولی نرخ ارز بر تقاضای پول، الگو نشان‌دهنده نامتقارن بودن اثرات مذکور است. بدین‌ترتیب که تغییرات منفی نرخ ارز دارای اثر معکوس و معنی‌دار با ضریب 0.55- می‌باشد، در حالی که تغییرات مثبت نرخ ارز به لحاظ آماری بی‌معنی است.

جدول4 نتایج بلندمدت

متغیر	ضریب	آماره t	احتمال
LNY	0.521	8.488	0.00
R	0.011	2.930	0.00
LNRC	0.290	3.510	0.01
LNEX_NEG	0.547-	16.542-	0.00
LNEX_POS	0.053	0.670	0.49
منبع: یافته‌های پژوهشگر

مطالعات پیشین در مورد ایران و سایر کشورها نشان‌دهنده اثرات مختلف نرخ ارز بر تقاضای پول است. برای مثال، در مطالعات محمدی و کیانی (1396)، فلاحی و نگهداری (1385)، صمیمی و دیگران (1385)، اثر نرخ ارز منفی اما در مطالعات شهرستانی و شریفی (1388)، اسلاملوئیان و ذاکری (1388)، اثر نرخ ارز مثبت ارزیابی شده است. همچنین شیرین بخش (1384)، نرخ ارز را بی‌معنی دانسته است. نتیجه به دست آمده در این پژوهش می‌تواند این نتایج مختلف را توجیه نماید. در واقع نامتقارن بودن اثر نرخ ارز، نکته‌ای است که در تحقیقات مذکور بررسی نشده است. بنابر نتایج الگو می‌توان نتیجه گرفت که تغییرات منفی نرخ ارز که به مفهوم افزایش ارزش پول داخلی است، موجب افزایش در تقاضای پول می‌گردد. از سوی دیگر، تغییرات مثبت نرخ ارز بر تقاضای پول بی‌اثر است. بدین معنی که افزایش نرخ ارز که به مفهوم کاهش ارزش پول داخلی است، اثری بر تقاضای پول ندارد.

5- نتیجه‌گیری

با توجه به اهمیت پول در اقتصادهای امروزی، اندازه‌گیری حجم پول بسیار با اهمیت است. به همین دلیل توابع تقاضای مختلفی مورد استفاده قرار می‌گیرد که در متغیرهای توضیحی و روش تخمین متفاوت هستند. در این تحقیق بر اساس تابع تقاضای پول کیگان، یک الگو برای تقاضای پول مد نظر قرار گرفت که نقدینگی به عنوان متغیر وابسته و تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت، نرخ بهره حقیقی، هزینه‌های مذهبی خانوار حقیقی و نرخ ارز حقیقی به عنوان متغیرهای مستقل در آن تعریف گردیدند. تمایزات این تحقیق با موارد قبلی را می‌توان در دو نکته خلاصه نمود. اول، در این مطالعه متغیر هزینه مذهبی خانوارهای شهری و روستایی هم بعنوان یکی از متغیرهای مستقل وارد مدل شده اند تا اثر آن بر تقاضای پول در کشور ایران بررسی شود همچنین با استفاده از روش خود بازگشتی با وقفه های توزیعی غیر خطی (NARDL ) اثرات نامتقارن نوسانات نرخ ارز بر تقاضای پول مورد بررسی قرار گرفته است .

نتایج آزمون کران نشان می‌دهد که رابطه بلندمدت میان متغیرهای تحقیق وجود دارد. متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره و هزینه مذهبی خانوار همگی مثبت و معنی‌دار هستند . تغییرات منفی نرخ ارز دارای اثر معکوس و معنی‌دار است. اما تغییرات مثبت نرخ ارز به لحاظ آماری بی‌معنی است. بدین‌ترتیب اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تقاضای پول ایران قابل مشاهده است. شدت بالای اثرگذاری معکوس نرخ ارز در حالت نزولی نشان‌دهنده این است که با کاهش نرخ ارز، تقاضای پول و شبه‌پول افزایش پیدا می‌کند. در سوی دیگر، افزایش نرخ ارز تأثیر معنی‌داری بر تقاضای پول ندارد. سیاست‌گذارانپولیبا توجه به نتایج بدست آمده در این مطالعه می توانند در سیاست گذاری عوامل مؤثر بر تقاضای پول را با توجه به چگونگی اثرگذاری و میزان آن در نظر بگیرند مثلا کاهش نرخ ارز که یکی از مهمترین عوامل ( به صورت نامتقارن ) است را در دستور کار قرار دهند .

[1]- دانشجوی دکتری ، رشته علوم اقتصادی ، گرایش اقتصاد اسلامی ، دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان m_eidy@yahoo.com

[2]- استاد دانشکده اقتصاد ، دانشگاه شهید بهشتی،نویسنده مسئول،kiani kh@yahoo.com

[3]- دانشیار ، دانشکده اقتصاد ، دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان dr.yadollah.rajaei@gmail.com

[4]- استادیار ، دانشکده اقتصاد ، دانشگاه آزاد زنجان ashkan_rahimzadeh@yahoo.com

[i]Asymmetric

[ii]Money Demand

[iii]Household religious costs

[iv] Quantity theory of money

[v]Fisher

[vi]Pigou

[vii]Liquidity preference theory

[viii]Transaction motive

[ix]Precautionary motive

[x]Speculative motive

[xi]Inventory Theory

[xii]Baumol

[xiii]Tobin

[xiv]Model

[xv]Cagan

[xvi] مقاله به این دلیل آورده شده است که از روش مورد استفاده در پژوهش حاضر یعنی روش NARDL استفاده کرده است تا اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تراز تجاری را بررسی نماید.

[xvii]Cointegration

[xviii]Gulf Cooperation Council

[xix]Bound test

[xx]Error correction

[xxi]Movements

[xxii]Partial sum process of positive changes

[xxiii]Partial sum process of negative changes

[xxiv]Diagnostic tests

[xxv]Consumer Price Index

[xxvi]Stationary

[xxvii]Augmented Dickey–Fuller

[xxviii]Unit root test

[xxix]Coefficient of determination

[xxx]Adjusted Coefficient of determination

[xxxi]Breusch-Godfrey terial torrelation LM test

[xxxii]Breusch-Pagan-Godfrey heteroskedasticity test

[xxxiii]Ramsey RESET test

مراجع

فهرست منابع

1) ابراهیمی، مریم. و دیگران. 1396. بررسی اثرات نامتقارن نوسانات نرخ ارز بر تراز تجاری ایران و چین یا رویکرد ARDL خطی. اقتصاد مالی. شماره 44. 21-39.

2) اسلاملوئیان, کریم, ومریمذاکری. 1388. “تأثیرقانونبانکداریبدونربابرتابعتقاضایپولایران.” اقتصاداسلامی 129-160.

3) اسلامی‎بیدگلی, غلامرضا, وسعیدباجلان. 1387 . “آزموننظریهمقداریپولدرایرانوبررسیاثربخشیسیاستتثبیتقیمت‏هابااستفادهازمدل‏هایگارچ.” پژوهشنامهاقتصادی،شماره 29 205-225.

4) اسماعیلی،فاطمه. وسیدکاظمصدرومحمدنوفرستی. 1391. تقاضایپولدریکاقتصادغیرربوی. مجلهتحقیقاتاقتصادی،مقاله 7،دوره 47،شماره 1. 129-151.

5) الزامل،یوسفبنعبدالله.وبوعلامبنجیلالی. 1378. اقتصادکلانبانگرشاسلامی.ترجمهنصراللهخلیلیتیرتاشی. موسسهآموزشیوپژوهشیامامخمینی.

6) بهمنیاسکویی, محسن. 1380. “نرخارزبازارسیاهوتقاضابرایپولدرایران.” پژوهشهاوسیاستهایاقتصادی،شماره 19 3-10.

7) جعفریصمیمی, احمد , زهراعلمی, وعلیصادق‏زاده. 1385. “بررسیثباتتابعتقاضایپولدرایران: کاربردروشجوهانسون-جوسیلیس.” مجلهتحقیقاتاقتصادی،دوره 41،شماره 1 191-225.

8) خلیلیعراقی, منصور, حسینعباسی‏نژاد, ویزدانگودرزیفراهانی. 1392. “برآوردتابعتقاضایپولدرایرانبارویکردمدلهایتصحیحخطاوهم‏جمعی.” پژوهشهایاقتصادپولی،مالی 1-26.

9) شهرستانی، حمید. و حسین شریفی رنانی. 1387. تخمین تابع تقاضای پول و بررسی ثبات آن در ایران. تحقیقات اقتصادی. دوره 43. شماره 2.

10) شیرینبخشماسوله, شمساله. 1384. “بررسیارتباطتقاضایپولباعواملمؤثربرآن: رهیافتآزمونکرانه‏ها.” پژوهشنامهاقتصادی،دوره 5،شماره 1 133-152.

11) فلاحی, محمدعلی, وابراهیمنگهداری. 1384. «بررسیعواملمؤثربرتقاضایپولدراقتصادایرانباتاکیدبرنرخارز (کاربردالگویARDL)».دانشوتوسعه،شماره 17 147-166.

12) فیشر, استنلی،ورودیگردورنبوش. ترجمه: محمدحسینتیزهوشتابان. 1372. اقتصادکلان. تهران: صداوسیمایجمهوریاسلامیایران (سروش).

13) قلمباز, وحید, وعبدالمجیدآهنگری. 1395. “برآوردتابعتقاضایبلندمدتپول (افزایشنرختورمتقاضا،سطحدرآمدونرخبهره) بهروشپانلدیتا.” کنفرانسبینالمللیایدههاینویندرمدیریت،اقتصادوحسابداری.

14) کمیجانی, اکبر, ورضابوستانی. 1383. “ثباتتابعتقاضایپولیدرایران.” تحقیقاتاقتصادی 235-258.

15) کیاءالحسینی, سیدضیاءالدین. 1388. “عواملمؤثربرهزینه‏هایمذهبیدهک‏هایدرآمدیخانوارهایشهریایران.” فصلنامهاقتصاداسلامی،دوره 9،شماره 35، 193-216.

16) مصطفوی, سیدمهدی, وکاظمیاوری. 1386. “تخمینتابعتقاضایپولبااستفادهازسریهایزمانیوهمحجمیدراقتصادایران 1367 - 1383.” دانشوتوسعه،شماره 20.

17) میرمعزی, سیدحسین. 1382. “مفهومکنزازدیدگاهعلماقتصادواندیشمنداناسلامی.” فصلنامهنامهمفید،شماره 35.

18) نجفی، محمدحسن. جواهرالکلامفیشرحشرائعالاسلام.

19) نصراللهی, خدیجه, سعیدصمدی, ومحمدعلینجیبیاشکذری. 1388. “اثرفراریتبازارسهامبرتقاضاوسرعتگردشپولدرایران.” پژوهشهایرشدوتوسعهپایدار (پژوهشهایاقتصادی)،دوره ۹،شماره ۲ 123-144.

20) هژبرکیانی, کامبیز , وپریسامحمدی. 1396. “بررسیاثرهزینه‏هایمذهبیبرتابعتقاضایپولدرایران.” اولینکنفرانسبینالمللیاقتصاد،مدیریت،حسابداری،علومانسانیوبانکداریاسلامی.

21) یوسفکمال, محمد. 1993. فقهالاقتصادالنقدی. دارالهدایه: دارالصابونی.

22) Arango, Sebastian, وIshaq M. Nadiri. 1981. “Demand for Money in Open Economies.” Journal of Monetary Economics 69-83.

23) Arize, Augustine C, John Malindretos, وSteven S Shwiff. 1999. “Structural breaks, cointegration, and speed of adjustment evidence from 12 LDCs money demand.” International Review of Economics & Finance, Volume 8, Issue 4, 399-420.

24) Arize, Augustine C, وSteven SShwiff. 1998. “The appropriate exchange-rate variable in the money demand of 25 countries: an empirical investigation.” The North American Journal of Economics and Finance, Volume 9, Issue 2 169-185.

25) Bahmani-Oskooee, Mohsen, وHyun Jae Rhee. 1994. “Long-run elasticities of the demand for money in Korea: evidence from cointegration analysis.” International Economic Journal, Volume 8, Issue 2, 83-93.

26) Bahmani-Oskooee, Mohsen, وMargaret Malixi. 1992. “More evidence on the J curve from LDCs.” Journal of Policy Modeling, Volume 14, Issue 5 641-653.

27) Bahmani-Oskooee, Mohsen, Miquel-Angel Galindo Martin, وFarhang Niroomand. 1998. “Exchange rate sensitivity of the demand for money in Spain.” Exchange rate sensitivity of the demand for money in Spain, Applied Economics, 30:5 607-612.

28) Bahmani-Oskooee, Mohsen, وRaymond Chi Wing Ng. 2002. “Long-Run Demand for Money in Hong Kong: An Application of the ARDL Model.” International Journal of Business and Economics, Vol. 1, No. 2 147-155.

29) Bahmani-Oskooee, Mohsen, وSouphala Chomsisengphet. 2002. “Stability of M2 money demand function in industrial countries.” Applied Economics, Volume 34, Issue 16 2075-2083.

30) Mohsen Bahmani-Oskooee and Sahar Bahmani, (2015) ''Nonlinear ARDL Approach and the Demand for Money in Iran'', Economics Bulletin, Volume 35, Issue 1, pages 381-391.

31) Bahmani‐Oskooee, M. and Mohammadian, A., 2016. Asymmetry effects of exchange rate changes on domestic production: evidence from nonlinear ARDL approach. Australian Economic Papers, 55(3), pp.181-191.

32) Baumol, William. 1952. “The transactions demand for cash: an inventory theoretic approach.” Journal of Economics 66 56-545.

33) Blejer, M.I., 1978. Black-market exchange-rate expectations and the domestic demand for money: Some empirical results. Journal of Monetary Economics, 4(4), pp.767-773.

34) Fisher, Irving N. 1930. Theory of interest: as determined by impatience to spend income and opportunity to invest it. New York: Augustus M. Kelley.

35) Friedman, Milton. 1966. “The Methodology of Positive Economics.” Essays in Positive Economics 3-16.

36) Hassan, M. Kabir, K. Choudhury, وMohammad Waheeduzzaman. 1995. “On black market exchange rate and demand for money in developing countries: The case of Nigeria.” Atlantic Economic Journal, 23(1) 35-44.

37) Keynes, John Maynard. 1930. A Treatise On Money. United Kingdom.

38) Keynes, John Maynard. 1396. The General Theory of Employment, Interest, and Money. Macmillan.

39) Maysami, R.C. and Low, V., 2010, April. EMPIRICAL, ANALYSIS OF MONEV DEMANI) AND MONETARY POLICY UNDER ISLAMIC BANKIN. In 6th Conference on Pacific Basin Business, Economics, and Finance, Hong Kong (May 28-29 May 1998).

40) Metwally, M.M. 1991. “THE HUMANOMICS OF A MUSLIM CONSUMER.” Humanomics, Vol. 7 Issue: 3 63-72.

41) Nezhad, M.Z. and Askari, H., 2006. Investigating the Determining Role of Interest Rates: Comparing Selected Muslim and Non-Muslim Developing Countries. Review of Islamic Economics, 10(2), p.151.

42) Pesaran MH, Shin Y. 1999. An autoregressive distributed lag modelling approach to cointegration analysis.Chapter 11 in Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium, Strom S (ed.). Cambridge University Press: Cambridge.

43) M. Hashem Pesaran & Yongcheol Shin & Richard J. Smith, 2001. "Bounds testing approaches to the analysis of level relationships," Journal of Applied Econometrics, John Wiley & Sons, Ltd., vol. 16(3), pages 289-326.

44) Pigou, Arthur Cecil. 1917. “The Value of Money.” The Quarterly Journal of Economics, Volume 32, Issue 1 38-65.

45) Shin, Yongcheol and Yu, Byungchul and Greenwood-Nimmo, Matthew, Modelling Asymmetric Cointegration and Dynamic Multipliers in a Nonlinear ARDL Framework (October 21, 2013). Festschrift in Honor of Peter Schmidt, W.C. Horrace and R.C. Sickles, eds., Forthcoming. Available at SSRN: http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1807745

46) Siddiki, J.U., 2000. Demand for money in Bangladesh: a cointegration analysis. Applied Economics, 32(15), pp.1977-1984.

47) Snowdon, Brian, Howard R. Vane. 2005. Modern Macroeconomics: Its Origins, Development and Current State. Northampton, USA: Edward Elgar.

48) Tobin, James. 1958. “Liquidity preference as behavior toward risk.” Review of Economic Studies 25 65-86.

49) Walsh, Lynn. 1995. “What future for Socialism?” Socialism To

یادداشت‌ها

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 798

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 583

سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

بررسی اثرات نامتقارن نرخ ارز بر تابع تقاضای پول ایران با وجود هزینه مذهبی خانوار: رویکرد NARDL