دل و آزمون فرضيههاي تحقيق از داده هاي موجود در مورد اين متغيرها (87-1357) استفاده خواهد شد. ضمنا داده ها به صورت سالانه و از بانک مرکزی ایران جمع آوری گردیده است.
3-2- تابع تجری تقاضای پول
3-2-1- نگاهی به ادبیات سری زمانی
اغلب مطالعات صورت پذیرفته در تقاضای پول، روشی كه پسران و شين (1995) و پسران و ديگران (2001) با عنوان رويكرد وقفه هاي توزيعي خود رگرسيوني (ARDL) معرفي كردهاند، را به عنوان یک ابزار موفق در تشخیص و تخمین تابع تقاضای پول قلمداد میکنند. این چارچوب به طور همزمان رابطه تعادلی بلندمدت پول و متغیرهای مؤثر بر آن و نوسانات کوتاهمدت آنها را مورد بررسی قرار میدهد.
اين رويكرد از محاسن ويژهاي نسبت به روشهاي دیگر برخوردار است، اول اينكه اين رويكرد بين متغيرهاي وابسته و توضيحي تفاوت قائل میشود و مشکل درونزایی را حل میکند. دوم اين كه اجزاء بلندمدت و كوتاهمدت را به طور همزمان تخمين مي زند و مشكلات مربوط به متغيرهاي از قلم افتاده و خود همبستگي را برطرف ميكند. سوم اين كه صرف نظر از درجة همگرايي تخمين زنها، سعي در تشخيص و تخمين مدل دارد و نگراني قبل از تحليل استاندارد همگرايي يكسان دربارة يكسان بودن درجة همگرايي متغيرها را برطرف مي كند و ديگر نيازي به آزمون ريشة واحد نيست.50 در همین راستا تحقیق حاضر با استفاده از روش همگرایی یکسان و تصحیح خطا، تابع تقاضای پول را مورد بررسی قرار میدهد.
با این وجود روشهای نوین اقتصادسنجی ایجاب میکند، پیش از برآورد ضرایب رفتاری الگو با استفاده از آمارهای سری زمانی، ابتدا متغیرها از نظر پایایی مورد آزمون قرار گیرد. لذا، بدین منظور از آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته جهت تعیین مرتبه جمعی هر یک از متغیر های الگو استفاده خواهد شد. این نکته را باید درنظر داشت که اهمیت پایایی و مرتبه جمعی متغیرهای سری زمانی از نظر روش برآورد ضرایب معاملات در آن است که وقتی تمامی متغیرهای مربوط به یک معادلۀ رفتاری دارای ریشه واحد باشد، در صورتی میتوانند از نظر اقتصادی یک رابطه بلندمدت را تشکیل دهد که همجمع باشند.
پس از برآورد ضرایب معادلات به روش ARDL آزمون وجود رابطه همجمعی بلندمدت بین متغیرها (آزمون بنرجی) انجام شده است. با توجه به این که معادلات به روش ARDL برآورد شده، لذا الگو شامل سه دسته معادلات پویای الگو، معادلات تعادلی بلندمدت و الگوی تصحیح خطا (ECM) خواهد بود.
آزمون ثبات تابع تقاضاي پول معمولاً به آزمون سازگاري تقريبي ضرايب رگرسيون در طول زمان مربوط میشود. روشهاي متعددي براي آزمون ثبات ضرايب تخميني تابع تقاضاي پول وجود دارد كه عبارتند از: روش گلدفلد (1973)، آزمون چاو (1960)، آزمون گوپتا (1978)، روش فارلي و هينچ (1970) و آزمونهاي خلاصه انباشتة اجزاء باقيماندة عطفي، CUSUM و خلاصه انباشتة مربع اجزاء باقيماندة عطفي، CUSUMSQ.
در اين تحقيق از آزمون ثبات معرفي شده توسط بروان، دوربين و ايوانز (1975) استفاده ميكنيم، كه مبتني بر اجزاء باقيماندة عطفي است. مزیت این آزمون نسبت به دیگر آزمونهای ثبات، عدم نیاز به تعیین قبلی زمان شکست است. در مدلهاي عطفي همبستگي اجزاء اخلال در يك دورة صفر است و آزمون ثبات، مبتني بر خلاصه انباشتة و خلاصه انباشته مربع اجزاء باقيمانده عطفي، CUSUM، اجزاء باقيماندة عطفي مي باشد. ويژگي مهم اين آزمون اين است كه ميتوان از آن حتي در CUSUMSQ شرايطي كه نسبت به وقوع تغيير ساختاري نااطميناني داريم استفاده كنيم. از سوي ديگر، براي داده هاي سري زماني نيز كاملاً مناسب است. فرضية صفر در اين آزمون، بيان مي كند كه بردار ضرايب در هر دوره يكسان است و فرضية ديگر حالات ديگر را بيان ميكند.
3-2-2- آزمون پایایی و تعیین مرتبه جمعی متغیرها
قبل از بررسی نتایج حاصل از برآورد معادلات الگو، مانا بودن (پایایی) متغیرهای الگو مورد آزمون قرار گرفته است. نتایج این آزمون بر طبق آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته، در جدول (3-1) ارائه شده است. با توجه به کمیت آماره آزمون و مقادیر بحرانی ارائه شده در جدول ملاحظه میشود که متغیرهای الگو تماماً (1)I هستند، به عبارتی همجمع از مرتبه اول میباشند.
جدول 3-1- نتایج آزمون پایایی متغیرها با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته
نام متغیر
آماره آزمون
کمیت بحرانی (5درصد)
تفاضل مرتبه اول
آماره آزمون
کمیت بحرانی
(5درصد)
نتیجه آزمون
LM2
54/1
95/1-
DLM2
92/2-
95/1-
I(1)
LM1
09/2-
95/2-
DLM1
81/3-
95/2-
I(1)
LY
74/1
95/1-
DLY
97/2-
95/1-
I(1)
LR
94/0
95/1-
DLR
07/5-
95/1-
I(1)
LE
2/0-
95/2-
DLE
38/5-
95/2-
I(1)
3-2-3- برآورد الگوهای تقاضای پول
الگو را می‌توان به روش OLS برآورد نمود. اما از آنجائیکه حجم نمونه کوچک است، استفاده از روش OLS به دلیل درنظر نگرفتن واکنش های پویای کوتاهمدت موجود بین متغیرها، برآورد بدون تورشی ارائه نخواهد کرد. الگوی پیشنهادی که میتواند این مشکل را مرتفع سازد، الگوی خود توضیح با وقفه های گسترده ARDL میباشد.
با اتکا به تصریح مدلی که در قبل انجام شد، به برآورد توابع بلندمدت و کوتاهمدت تقاضای پول پرداخته میشود. روابط الگو در این بخش شامل سه معادلۀ الگوی پویاییهای کوتاهمدت، رابطه تعادلی بلندمدت و الگوی تصحیح خطای معادلات (ECM) میباشد. باتوجه به حجم نسبتاً کم نمونه، ضابطه شوارتز بیزین را برای تعیین وقفه بهینه متغیرهای هر مدل ملاک عمل قرار می دهیم.
با برآورد الگوی پویای کوتاهمدت معادلات، فرضیه صفر وجود ریشه واحد و یا عدم همجمعی بین متغیرهای الگو آزمون میشود. کمیت آماره آزمون با مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر مقایسه میگردد.
در نتیجه اثبات وجود رابطه تعادلی بلندمدت، این رابطه برای الگوها برآورد شده و ضرائب آن مورد بررسی قرار گرفته و تفسیر میگردند. پس از آن الگوی تصحیح خطای معادلات (ECM) برآورد گردیده که نوسانات کوتاهمدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت تقاضای پول ارتباط میدهد.
3-2-3-1- برآوردهای مربوط به الگوی تقاضای نقدینگی (M2)
الف) الگوی پویای کوتاهمدت تقاضای نقدینگی با احتساب نرخ ارز موزون
مشاهده گردید، با استفاده از دادههای سالانه و بر اساس معیار شوارتز- بیزین تنها یک وقفه برای حجم نقدینگی و وقفه صفر برای سایر متغیرهای الگوی تقاضای پول ایران انتخاب شده است. حال باید باتوجه به پویاییهای کوتاهمدت همانطورکه در قبل بیان گردید، وجود رابطه بلندمدت مورد آزمون قرار گیرد.
در این آزمون چنانچه مجموع ضرائب متغیرهای با وقفه متغیر وابسته کوچکتر از یک باشد، نتیجه میگردد رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای الگوی تقاضای پول وجود دارد. لذا کوچکتر از یک بودن ضریب با وقفه متغیر وابسته (∑_(i=1)^p▒〖∅_i≤1〗) مورد آزمون قرار می‌گیرد. بنابراین برای آزمون همگرایی لازم است آزمون فرضیههای زیر انجام شود:
H0 : ∑_(i=1)^p▒〖∅_i-1〗≥0
H1 : ∑_(i=1)^p▒〖∅_i-1〗≤0
مقدار آماره مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به صورت زیر محاسبه میگردد:
t=(∑_(i=1)^p▒〖∅_i-1〗)/(∑_(i=1)^p▒〖SE∅〗_i )
SEΦi: انحراف معیار متغیر iام میباشد. بعد از محاسبه کمیت آماره آزمون باید آن را با مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر مقایسه نمود. چنانچه مقدار آماره به دست آمده بزرگتر از مقدار بحرانی باشد فرضیه H0، یعنی عدم وجود همگرایی رد شده و وجود رابطه تعادلی بلندمدت میان متغیرهای الگو تأیید میگردد. نتایج برآورد الگوی کوتاه مدت تقاضای نقدینگی در جدول (3-2) نشان داده شده است.
جدول 3-2- نتایج برآورد الگوی کوتاه مدت ARDL(1,0,0,0) تقاضای نقدینگی با درنظرگرفتن نرخ ارز موزون
نام متغیر
ضریب
انحراف معیار
آماره t
prob
LM2(-1)
55/0
099/0
54/5
00/0
LY
85/0
17/0
88/4
00/0
LR
29/0-
1/0
9/2-
00/0
LE
01/0-
025/0
41/0
68/0
C
44/4-
27/1
48/3-
00/0
Lm2=-4.44+0.55 lm2(-1)+0.85Ly-0.29Lr-0.019LE
تفسیر الگوی کوتاهمدت نقدینگی:
همانطورکه ضرائب الگو نشان میدهند رابطه کوتاهمدت بین تولید ناخالص داخلی و نقدینگی، مستقیم و معنیدار بوده و رابطه کوتاهمدت بین نرخ سود علیالحساب سپرده بانکی و نرخ ارز معکوس میباشد؛ با این تفسیر که نرخ ارز موزون معنیدار نمیباشد که ورود آن را به مدل قابل توجیه نمیتوان دانست. در این ارتباط با نگاهی به روند نرخ ارز موزون مشاهده می گردد این متغیر در طی سالهای مورد بررسی روند افزایشی را به همراه داشته است و هیچگونه شکست ساختاری در آن مشاهده نمیگردد. اما تنها متغیر مجازی که می‌توان به مدل اضافه نمود تا متغیر نرخ ارز معنادار گردد، مجازی جنگ میباشد که ممکن است در کوتاهمدت آن را معنادار کند، اما رابطه بلندمدت به دست نمیدهد. اما بررسی این متغیر در مدل را به این دلیل ادامه میدهیم تا دریابیم اثر این متغیر به عنوان متغیری که ورود آن نقش ذخیره ارزش بودن پول را رنگ میبخشد، چیست و چگونه بر تقاضای نقدینگی اثر میگذارد.
علائم دقیقاً همان علائمی است که بر اساس مطالعات صورت گرفته در این رابطه مطرح شده و انتظار میرود. در مقایسه ضرائب با یکدیگر، تولید ناخالص داخلی بیشترین نقش توضیحدهنده را بر نقدینگی داشته بطوریکه می‌توان اینگونه بیان نمود که به ازای هر یک درصد تغییر در درآمد، 85 درصد نقدینگی تغییر میکند. نقدینگی سال قبل نیز اثرگذاری بالایی را بر نقدینگی جاری داشته؛ به طوریکه هریک درصد آن حدوداً 55 درصد نقدینگی سال جاری را افزایش میدهد. نتیجه آزمون بنرجی عبارتست از:
t=(0.55-1)/0.099=-4.54
آماره t محاسبه شده توسط آزمون بنرجی در مقایسه با کمیت بحرانی ارائه شده توسط بنرجی و دیگران برابر با (3.35-) در سطح اطمینان 95 درصد بزرگتر بوده، لذا فرضیه H0 را نمیتوان پذیرفت و وجود رابطه تعادلی بلندمدت میان متغیرهای الگو تأیید میشود.
ب) رابطه تعادلی بلندمدت تقاضای نقدینگی (M2) با احتساب نرخ ارز موزون
با اطمینان از وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو، نتایج حاصل از برآورد الگوی بلندمدت مرتبط با ARDL(1,0,0,0) برای تقاضای مانده واقعی پول در جدول (3-3) نشان داده شده است.
جدول 3-3- نتایج برآورد ضرائب بلندمدت الگوی تقاضای پول به روش ARDL بر اساس معیار شوارتز بیزین با درنظرگرفتن نرخ ارز موزون
نام متغیر
ضریب
انحراف معیار
آماره t
Prob
LY
89/1
25/0
56/7
00/0
LR
65/0-
17/0
73/3-
00/0
LE
023/0-
057/0
4/0-
686/0
C
89/9-
93/2
37/3-
002/0
Lm2= -9.89+1.89Ly-0.65Lr-0.023Le
تفسیر الگوی بلندمدت:
همانگونه که مشاهده گردید، متغیرهای توضیح دهنده دارای علامت مورد انتظار بوده‌اند و اینگونه می‌توان بیان نمود که کشش تقاضای پول نسبت به نرخ سود علیالحساب بانکی منفی و کشش درآمدی تقاضای پول مثبت میباشد. همچنین نرخ ارز رابطه معکوس با تقاضای پول دارد. علاوه بر آن متغیرهای Ly و Lr در سطح اطمینان 95درصد معنی دار بوده و اما متغیر Le حتی در سطح اطمینان 90 درصد هم معنیدار نمیباشند. همانطورکه در تفسیر رابطه کوتاهمدت قدرت توضیح دهندگی متغیر مقیاس بالاتر بود، در رابطه بلندمدت نیز توضیح دهندگی متغیر لگاریتم تولید ناخالص داخلی بسیار بالا میباشد که به عبارتی کشش تقاضای نقدینگی نسبت به تولید ناخالص داخلی بیش از واحد و برابر 89/1 میباشد. همچنین نتایج بیانگر این مسئله هستند که لگاریتم نرخ سود علیالحساب سپرده بانکی نیز متغیری با توضیح دهندگی نسبتاً بالا میباشد؛ بدین معنا که هر یک درصد تغییر در لگاریتم نرخ سود علیالحساب سپرده بانکی، 65 درصد لگاریتم نقدینگی را متأثر میسازد و به عبارتی دیگر کشش تقاضای نقدینگی نسبت به نرخ سود علیالحساب بانکی برابر 65/0 میباشد.
ج) الگوی پویای کوتاهمدت تقاضای نقدینگی بدون احتساب نرخ ارز
با استفاده از دادههای سالانه و بر اساس معیار شوارتز- بیزین تنها یک وقفه برای حجم نقدینگی و وقفه صفر برای سایر متغیرهای الگوی تقاضای پول ایران انتخاب
