رابطه بین تکانه‌های تجاری و پس‌انداز خصوصی در ایران

نوع مقاله: پژوهش کاربردی

نویسنده

دکتری اقتصاد مالی، گروه علوم اقتصادی، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه سیستان و بلوچستان، زاهدان، ایران.

چکیده

بررسی عوامل اثرگذار بر پس‌انداز از موضوعاتی است که همواره در مطالعات اخیر برای کشورهای توسعه‌یافته و در حال توسعه به آن توجه شده است. هدف اصلی این مقاله بررسی رابطه بین شوک‌های تجاری و پس‌انداز خصوصی سرانه در کشور ایران در فاصله سال‌های 1341 تا 1393 است. بدین منظور با استفاده از دو روش ﮔﺸﺘﺎورﻫﺎی ﺗﻌﻤﯿﻢﯾﺎﻓﺘﻪ و حداقل مربعات معمولی مدل‌های مربوطه برآورد شده است. به منظور وارد‌کردن شوک‌های تجاری در مدل، از فیلتر هودریک پرسکات استفاده شده است. با استفاده از این فیلتر شوک‌های تجاری (رابطه مبادله) به شوک‌های دائمی و زودگذر تفکیک شده و اثرات آن‌ها بر پس‌انداز سرانه بخش خصوصی تحلیل شده است. نتایج حاصل از تخمین مدل‌ها نشان می‌دهد پس‌انداز دوره قبل و شوک‌های تجاری بر پس‌انداز اثر معناداری دارند؛ به طوری که 78 درصد تغییرات پس‌انداز با این متغیرها قابل توضیح است. نتایج تخمین حاکی از این است که شوک‌های تجاری اثر مثبت و نوسانات شرایط مبادله اثر منفی بر پس‌انداز دارند؛ به طوری که جزء زودگذر شرایط مبادله اثر بیشتری بر پس‌انداز دارد تا جزء دائمی.
طبقه‌بندی : D10, E01, E20

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Investigating the Relationship Between Terms of Trade Shocks and Private Savings in Iran

نویسنده [English]

  • Azam Mohammadzadeh
PhD. in Financial Economics, Department of Economics, Faculty of Management and Economics, University of Sistan and Baluchestan, Zahedan, Iran.
چکیده [English]

Investigation of factors affecting the savings is one of the important issues in developed and the developing countries in recent studies. The main purpose of this paper is to examine the relationship between trade shocks and private savings per capita in Iran between 1963 and 2015. In this regard, the models were estimated using the GMM and OLS methods. In order to enter trade shocks in the model, standard Hodrick-Prescott (HP) filter was used. This filter separates trade shocks (in terms of permanent and temporary shocks) and analyze their effects on per capita private savings. The results of the model estimation show that savings in previous period and trade shocks had a significant effect on savings so that they explained 78% of variance in savings. The estimation results suggest that the trade shocks have positive effect on savings, but trade fluctuations has a negative effect on savings. Temporary shocks have a greater effect on the savings compared to permanent shocks.
JEL Classification: D10, E01, E20

کلیدواژه‌ها [English]

  • private savings per capita
  • trade shocks
  • terms of trade
  • GMM Method

مقدمه
هر کشوری برای رسیدن به رشد و توسعه اقتصادی نیازمند سرمایه‌گذاری بوده و پس‌انداز شرط لازم برای سرمایه‌گذاری است. درواقع، فرض بر این است که لازمه رشد اقتصادی پس‌انداز است که باید به سرمایه‌گذاری تبدیل شود و افزایش سطح تولید و رشد اقتصادی را به دنبال داشته باشد. اهمیت تجهیز منابع پس‌انداز در اقتصاد به منظور سرمایه‌گذاری در فرایند توسعه، نکته‌ای است که تمامی اقتصاددانان بر آن اتفاق نظر دارند؛ بنابراین، پی‌بردن به نیروهای محرکه پس‌انداز می‌تواند راهگشای سیاست‌گذاران برای تجهیز هرچه بیشتر این عامل مهم اقتصادی به شمار آید.


1- ادبیات موضوع
در ادبیات نظری پس‌انداز، به طور معمول دو دسته از عوامل وجود دارند که بر توانایی و انگیزه پس‌انداز تأثیر می‌گذارند. متغیرهایی نظیر درآمد سرانه، توزیع درآمد، خصوصیات و ویژگی‌های جمعیتی و مالیات‌ها بر توانایی افراد برای پس‌انداز تأثیر می‌گذارند و متغیرهایی مانند نرخ بهره حقیقی، نرخ تورم و فساد اداری بر انگیزه پس‌انداز مؤثرند. در این میان مطالعات نظری دلالت بر این دارند که فساد اداری می‌تواند بر توانایی و انگیزه پس‌انداز تأثیر گذارد. با مروری بر مطالعات تجربی در زمینه پس‌انداز می‌توان چنین استدلال کرد که مطالعات متعددی درباره اثرات متغیرهای اقتصادی، از جمله تولید ناخالص داخلی، تورم و نرخ بهره بر پس‌انداز انجام گرفته است؛ اما آنچه در این بین اهمیت دارد و کمتر بررسی شده است‌، ارتباط بین پس‌انداز با متغیرهای مهمی همچون شوک‌های تجاری است که موضوع این مقاله است.
موضوع مطالعات تجربی عوامل اثرگذار بر پس‌انداز از موضوعاتی است که همواره در مطالعات اخیر برای کشورهای توسعه‌یافته و در حال توسعه به آن توجه شده است، اما تاکنون در ایران مطالعه تجربی درباره بررسی ارتباط بین شوک‌های تجاری و نرخ پس‌انداز نشده است؛ بنابراین، به منظور پر‌کردن خلأ مطالعاتی در این زمینه، این پژوهش بر آن است تا رابطه بین پس‌انداز و شوک‌های تجاری را بررسی کند.
ادبیات گسترده‌ای درباره شوک‌های تجاری و توضیح آن در عملکرد اقتصادی کلان وجود دارد. سؤال مهم این مطالعات این است: عوامل اقتصادی به نوسانات قیمت کالاهای قابل مبادله و در‌نتیجه نوسان در تراز حساب جاری و درآمد واقعی چگونه پاسخ می‌دهند؟ به عبارت دیگر، اثر شرایط خارجی تجارت، بر پس‌انداز خصوصی به چه صورت است؟ تئوری پس‌اندازهای احتیاطی در پاسخ به این سؤال این است که در پاسخ به افزایش در نوسان درآمد به‌وجود‌آمده عوامل اقتصادی به منظور پوشش شوک‌های درآمدی منفی در آینده، پس‌انداز خود را افزایش می‌دهند.
شرایط تجارت یا همان رابطه مبادله یکی از معیارهای ارزیابی میزان بهره‌مندی کشورها از منافع تجاری به شمار می‌رود؛ از این رو جایگاه ویژه‌ای در اقتصاد بین الملل دارد. شوک‌های ناشی از این تغییر می‌توانند متغیرهای کلان اقتصادی همچون تراز تجاری و تولید را متأثر کنند. تأثیر شوک‌های رابطه مبادله بر تولید و تراز تجاری در قالب فرضیه‌ای موسوم به اثر هاربرگر لارسن متزلر بررسی می‌شود (هاربرگر، 1950؛ لارسن و متزلر، 1950).
وجود ارتباط مثبت میان شوک‌های رابطه مبادله و تراز تجاری مؤید اثر هاربرگر لارسن متزلر است. این فرضیه برای نخستین بار در سال 1950 با فرض وجود کالاهای همگن و تجاری میان کشورها بررسی شد. به استناد این رابطه، شوک منفی رابطه مبادله با کاهش درآمد واقعی و پس‌انداز اثری منفی بر حساب جاری کشورها خواهد داشت که خود تأییدِ نظریه مصرف کینز است. به طور دقیق‌تر، در این نظریه مصرف، با توجه به آنکه میل نهایی به مصرف در کوتاه‌مدت کوچک‌تر از یک است، وقوع شوک منفی رابطه مبادله، کاهش درآمدهای واقعی و درنهایت کاهش پس‌انداز را به همراه خواهد داشت. طبق این اثر، افزایش برون‌زای موقت رابطه مبادله در اقتصادهای کوچک باز، موجب بهبود موقتی تراز تجاری این کشورها می‌شود، اما با گذشت زمان این ارتباط از بین می‌رود و میرا می‌شود.
با توجه به مطالب مطرح‌شده درباره اهمیت موضوع بررسی رابطه بین پس‌انداز و شرایط مبادله، در این مقاله سعی شده است با تفکیک اثرات جزئی و دائمی شرایط مبادله با استفاده از فیلتر هودریک پرسکات، اثرات شرایط مبادله بر پس‌انداز خصوصی سرانه بررسی شود. برای تخمین مدل پژوهش جاری از روش ﮔﺸﺘﺎورﻫﺎی ﺗﻌﻤﯿﻢﯾﺎﻓﺘﻪ استفاده شده است.


2- روش‌شناسی پژوهش
در این بخش ابتدا مطالعات داخلی و خارجی انجام‌شده در زمینه عوامل مؤثر بر پس‌انداز، بررسی شده است. سپس روش پژوهش ذکر می‌شود.


2-1- مطالعات داخلی
سبحانی و برخوردار (2011) با استفاده از داده‌های دوره 1386-1353 و با روش حداقل مربعات معمولی به بررسی عوامل اثرگذار بر پس‌انداز پرداختند. متغیرهای در‌نظر‌گرفته‌شده در این مقاله درآمدهای نفتی، نرخ سود واقعی سپرده‌های بلندمدت بانکی، ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص ملی، نسبت جمعیت شاغل به کل جمعیت، نرخ تورم و ضریب جینی هستند. نتایج حاصل از این پژوهش نشان می‌دهد رشد درآمدهای نفتی و جمعیت شاغل به کل جمعیت، اثر مثبت بر پس‌انداز و افزایش رشد سود واقعی سپرده‌های بلندمدت بانکی بر پس‌انداز بخش خصوصی، اثر منفی دارد.
پیرایی و کشاورزی (2013) با استفاده از روش هم‌جمعی یوهانسون یوسیلیوس و الگوی تصحیح خطا به بررسی عوامل اثرگذار بر پس‌انداز پرداختند. دوره بررسی‌شده، 1389-1338 بوده است. نویسندگان در این پژوهش از متغیرهای نرخ واقعی ارز، محدودیت قرض، بار تکفل، تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره، نرخ تورم، تحولات ناشی از جنگ و درآمدهای نفتی استفاده کرده‌اند.
نتایج تخمین مدل‌ها نشان می‌دهد که اثر تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره و شوک‌های حاصل از درآمدهای نفتی در سال 53 بر پس‌انداز خصوصی مثبت و اثر نرخ واقعی ارز، نرخ تورم، بار تکفل و تحولات ناشی از جنگ تحمیلی بر پس‌انداز خصوصی منفی است. اثر محدودیت قرض بر پس‌انداز مبهم است. ضریب تصحیح خطای برداری عدد 9/0- است و نشان می‌دهد اگر یک شوک پس‌انداز، بخش خصوصی را تحت تأثیر قرار دهد و از تعادل دور کند در هر دوره کوتاه‌مدت 90 درصد از این انحراف تصحیح و دوباره به تعادل برمی‌گردد.
احسانی و خلیلی اصل (2017) با روش حداقل مربعات معمولی به بررسی اثر ریسک درآمد بر پس‌انداز پرداخته‌اند. دوره زمانی، 1359 تا 1389 در نظر گرفته شده است. نتایج تحقیق دلالت بر تأثیر مثبت و معنی‌دار ریسک درآمد بر نرخ پس‌انداز داشته است. همچنین نرخ رشد اقتصادی، نرخ بهره اسمی بر سپرد‌ه‌های بانکی اثر مثبت دارد.

علاوه بر موارد پیش‌گفته، جدول شماره 1 نیز خلاصه‌ای از مطالعات داخلی درباره عوامل اثرگذار بر پس‌انداز را نشان می‌دهد.

 

 

 

 

 

 

 


2-2- مطالعات خارجی
بولییر و سویستون (2006) رفتار پس‌انداز را در اقتصاد مکزیک با تکنیک حداقل مربعات معمولی و الگوی تصحیح خطا و با استفاده از داده‌های 2002-1980 بررسی کرده‌اند. متغیرهای در‌نظر‌گرفته‌شده در این پژوهش شامل پس‌انداز دولت، پس‌انداز خارجی، نسبت وابستگی سنی، رشد تولید ناخالص داخلی، اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی، درآمد، هزینه‌های اجتماعی، تورم و نرخ بهره هستند. بررسی نویسندگان نشان می‌دهد با وجود پایداری در اقتصاد مکزیک و اصلاح‌شدن بخش عمومی این کشور پس‌انداز خصوصی آن در سال‌های اخیر نتوانسته است افزایش پیدا کند.
نتایج حاصل از این بررسی نشان می‌دهد رابطه پس‌انداز خصوصی با پس‌انداز دولت و پس‌انداز خارجی منفی است. رشد تولید ناخالص داخلی و اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی، رابطه مثبت و معنی‌داری با پس‌انداز خصوصی دارد. در عین حال که درباره متغیرهای نرخ بهره، نرخ تورم و هزینه‌های اجتماعی رابطه معنی‌داری در این تحقیق پیدا نشده است.
آدلر و مگود (2013) در مقاله‌ای به بررسی رفتار پس‌انداز و شوک‌های تجاری کشورهای آمریکای لاتین در دوره 2012-1970 با روش حداقل مربعات معمولی پرداخته‌اند. بررسی نویسندگان نشان می‌دهد شوک‌های تجاری دهه گذشته از نظر اندازه تفاوتی با شوک‌های دهه 1970 ندارند، اما سودهای بادآورده همراه آن‌ها بیشتر بوده است. پس‌انداز کل نسبت به دهه‌های قبل افزایش بیشتری نشان می‌دهد، ولی نرخ نهایی پس‌انداز کمتر است.
چادهوری (2015) با مطالعه 45 کشور در حال توسعه به بررسی عوامل مؤثر بر پس‌انداز در این کشورها پرداخته است. نویسنده در این پژوهش از داده‌های دوره 2008-1998 و روش گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده کرده است. متغیرهای توضیحی مدل این پژوهش شامل، نرخ پس‌انداز سرانه، درآمد سرانه واقعی، رشد تولید ناخالص داخلی سرانه، سطح پولی‌شدن M2 (حجم پول) بر GDP (تولید ناخالص داخلی)، نرخ تورم، نسبت پس‌انداز به درآمد ملی قابل‌تصرف، نسبت وابستگی سنی و متغیرهای شوک‌های تجاری است. نتایج تخمین مدل حاکی از این است که اثرات متغیرهای توضیحی بر پس‌انداز بعد از چند دوره آشکار می‌شود. عکس‌العمل‌ها در بلندمدت دو برابر اثرات کوتاه‌مدت است. اثرات درآمد سرانه و تورم بر پس‌انداز، مثبت است. اصلاح مالی، اثر عکس بر پس‌انداز این کشورها دارد. این اثر در کشورهای آفریقایی بیشتر از کشورهای آسیایی است. اثر شوک‌های تجاری بر پس‌انداز مثبت است. شوک‌های موقت اثر بیشتری دارند.
علاوه بر موارد پبش‌گفته، جدول شماره 2 نیز خلاصه‌ای از مطالعات خارجی درباره عوامل اثرگذار بر پس‌انداز را نشان می‌دهد.

 

 

 

 

 

 

2-3- روش پژوهش
برای برآورد مدل تحقیق جاری از داده‌های سالانه دوره 1393-1341 استفاده شده است. آمار متغیرهای استفاده‌شده در مدل، از بانک اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی استخراج شده است. متغیرهای مورد‌استفاده در مدل به شرح زیر هستند:
متغیر (PS) پس‌انداز بخش خصوصی: از آنجا که آمار مربوط به پس‌انداز بخش خصوصی در آمارهای رسمی ایران منتشر نمی‌شود؛ بنابراین، محاسبه آن باید به روش‌های دیگری انجام شود. در این پژوهش محاسبه پس‌انداز بخش خصوصی مبتنی بر روشی است که دایال گولاتی و تیمان (2006) در پژوهش‌های خود از آن استفاده کرده‌اند. این روش بر پایه آمارهای حساب‌های ملی قرار دارد و در آن پس‌انداز بخش خصوصی، بر اساس اطلاعات حساب‌های ملی و با استفاده از اتحاد درآمد ملی به شکل زیر محاسبه می‌شود:

 

 

در رابطه فوق، GFI و PFI به ترتیب سرمایه‌گذاری دولتی و خصوصی، GCON و PCON به ترتیب هزینه‌های مصرفی بخش دولتی و خصوصی، Xno و M ارزش صادرات غیرنفتی و ارزش واردات، Yno تقاضای کل برای تولید غیرنفتی و T خالص مالیات‌هاست. پس از ساده‌سازی رابطه (1)، خواهیم داشت:

 

 

که در آن، I=(GFI+PFI) کل سرمایه‌گذاری دولتی و خصوصی، (T-GCON) کسری بودجه دولت به استثنای مخارج سرمایه‌گذاری دولت، (Xno-M) خالص صادرات غیرنفتی و PS پس‌انداز بخش خصوصی است. بدین ترتیب، پس‌انداز بخش خصوصی به قیمت‌های جاری به دست می‌آید.
tt: نسبت ارزش صادرات (به قیمت‌های ثابت سال 1383) به تولید ناخالص داخلی (به قیمت‌های ثابت سال 1383) است که به عنوان متغیری برای رابطه مبادله در نظر گرفته شده است. روند تغییرات رابطه مبادله ایران در دوره مد‌نظر در تصویر شماره 1 نشان داده شده است.
متغیر VT که نشان‌دهنده نرخ رشد شرایط مبادله است و به صورت زیر قابل‌محاسبه است (چادهوری، 1993)

 

 

 

 

 

 

در این رابطه Q نسبت صادرات به تولید ناخالص داخلی است که نشان‌دهنده نوسانات این متغیر است. اثر رابطه مبادله بر پس‌انداز با تفکیک اثرات دائمی و موقت نشان داده شده است. برای نشان‌دادن اجزای دائمی و موقت شرایط مبادله، تغییر روند در رابطه مبادله با استفاده از فیلتر هودریک پرسکات به دست آمده است؛ به طوری که متغیر TOTT نشان‌دهنده اجزای موقت در تغییر روند شرایط مبادله و PTOT، اجزای دائمی در تغییر روند شرایط مبادله است. متغیرهای ابزاری این پژوهش شامل متغیرهای زیر است:
RPCY: هر‌چند اثر درآمد بر پس‌انداز در مدل‌های تئوریکی قاطع نیست، اما این متغیر در فرضیه درآمد دائمی و چرخه زندگی یکی از تعیین کننده‌های مهم پس‌انداز است. در فرضیه درآمد دائمی، رشد اقتصادی بالاتر به معنی کاهش پس‌اندازهای خصوصی است، در حالی که مدل‌های بهینه‌یابی بین‌دوره‌ای همانند مدل چرخه زندگی، یک رابطه مثبت بین درآمد ملی و پس‌انداز خصوصی را پیشنهاد می‌دهند. بیشتر مطالعات بین‌کشوری نشان می‌دهند افزایش دائمی در درآمد، اثر مثبتی بر نرخ پس‌انداز خصوصی دارد.
:M2GDP(-1) سطح پولی‌شدن با نسبت حجم پول به تولید ناخالص اندازه‌گیری شده است. این متغیر به عنوان نماینده‌ای برای توسعه مالی و بهبود مالی در اقتصادهای در حال توسعه شناخته می‌شود، چراکه کشورهای با پیشرفت زیاد و بهبودهای قابل‌قبول در سیستم‌های مالی‌شان بالاترین نسبت‌های پولی را داشته‌اند. چگونگی اثرگذاری این متغیر بر پس‌انداز مبهم است، ولی اگر این متغیر باعث توسعه سیستم مالی کشور شود، باعث افزایش پس‌انداز نیز خواهد شد. زلدز بر این باور است که این متغیر بر پس‌انداز اثر منفی دارد، چرا‌که این متغیر نشان‌دهنده محدودیت استقراض مصرف‌کننده است و توانایی مصرف‌کننده را برای هموارسازی مصرف در فرایند وا‌م‌گیری کاهش می‌دهد.
GRPCY: رشد تولید ناخالص داخلی حقیقی سرانه که اثرات چرخه تجاری را در نظر می‌گیرد و باید اثر مثبتی بر پس‌انداز داشته باشد.
DEP: نسبت وابستگی اثر چرخه زندگی را نشان میدهد. پس‌انداز بخش خصوصی شامل پس‌انداز مثبت شاغلین و پس‌انداز منفی افرادی است که بازنشسته شدهاند. نسبت وابستگی حاصل تقسیم تفاوت بین کل جمعیت و نیروی کار به کل جمعیت است.
INF: تورم ناشی از وضعیتی است که در اقتصاد سطح عمومی قیمت‌ها به طور بی‌رویه یا بی‌تناسب و مداوم و غالباً به صورت ‌بازگشت‌ناپذیر افزایش می‌یابد. اثر تورم بر پس‌انداز قابل‌بحث است. تورم باعث کاهش دارایی‌های ثابت مانند اوراق قرضه می‌شود و از این دیدگاه با کاهش ثروت واقعی، گویا پس‌انداز افزایش می‌یابد. ضمناً در محیط تحدید‌شده مالی که در کشورمان پابرجاست، با افزایش تورم، نرخ بهره منفی می‌شود و تمایل به مصرف افزایش و میل به پس‌انداز کاهش می‌یابد.
در دوران تورم، هنگامی که درآمدهای اسمی هماهنگ با افزایش قیمت‌ها افزایش نیابد یکی از اثرات تورم، کاهش قدرت خرید مصرف‌کنندگان است؛ بنابراین آنان مجبورند از خرید بعضی از کالاها و خدمات چشم‌پوشی کنند که این چشم‌پوشی اجباری از مصرف، پس‌انداز اجباری خوانده می‌شود. فیشر بر این باور است که تورم (درصد تغییرات سالانه در شاخص قیمت مصرف‌کننده) اثر منفی بر پس‌انداز دارد، چراکه منعکس‌کننده اثر پس‌اندازهای احتیاطی است که از بی‌ثباتی اقتصاد کلان و تغییرات درآمدی منتج شده است؛ بنابراین، بررسی تورم بیشتر موضوعی تجربی است.


2-3-1- روش فیلتر هودریک پرسکات
منطق استفاده از فیلتر هودریک پرسکات آن است که این روش می‌تواند به تفکیک یک شوک مشاهده‌شده به اجزای دائمی (عرضه) و موقتی ( تقاضا) کمک کند. مقادیر روند فیلتر هودریک پرسکات مقادیری هستند که رابطه زیر را حداقل کند.

 

 

در حالی که T تعداد مشاهدات و پارامتر λ عامل موزون است که میزان هموار‌بودن روند را تعیین می‌کند. 1600=λ برای آمار فصلی و 100=λ برای آمار سالانه استفاده می‌شود. این پارامتر از آمار تولید، دوره‌های با فرکانس کمتر از 8 سال را حذف می‌کند. اگر فرض شود ساختار اقتصاد به اندازه کافی باثبات بوده است و رشد محصول بالقوه نسبتاً یکنواخت باشد، آن‌گاه فیلتر هودریک پرسکات برآورد قابل‌قبولی از محصول بالقوه ارائه می‌کند.


3- یافته‌های پژوهش
برای تعیین رابطه بین پس‌انداز و شوک‌های تجاری از رابطه زیر کمک گرفته شده است:

 

 

در رابطه فوق نرخ پس‌انداز خصوصی سرانه، ، نرخ پس‌انداز خصوصی سرانه دوره قبل است. متغیر دامی مربوط به ابتدای انقلاب تا پایان جنگ است؛ به طوری که در فاصله سال‌های 1357 تا 1367 عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر را به خود اختصاص می‌دهد. برای تحلیل اثر شرایط تجاری (رابطه مبادله)، 3 متغیر (PTOT, TTOT, VT) در رابطه (5) در نظر گرفته شده است. PTOT و TTOT اجزای دائمی و موقتی رابطه مبادله هستند، در حالی که VT نوسانات را اندازه می‌گیرد که در بخش قبل معرفی شد. برای تخمین رابطه فوق از دو روش حداقل مربعات معمولی و گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده شده است.
روش گشتاورهای تعمیم‌یافته را اولین بار هانسن و سینگلتون (1982) ارائه کرد که در آن می‌توان پارامترهای مدل را بدون هرگونه فرضی درباره توزیع متغیرها برآورد کرد. علاوه بر این،استفاده از متغیرهای ابزاری در روش مذکور، باعث می‌شود از ایجاد همبستگی بین متغیرها و جزء اخلال مدل جلوگیری شود. درنهایت اینکه این روش اجازه می‌دهد خودهمبستگی سریالی در اجزای اخلال وجود داشته باشد. این موضوع برای این پژوهش بسیار حائز اهمیت است؛ چراکه اغلب سری‌های زمانی، از جمله پس‌انداز خودهمبستگی قوی دارند. روش گشتاورهای تعمیم‌یافته، علاوه بر مزیت‌هایی فوق، محدودیت‌هایی نیز دارد، زیرا لازمه کاربرد این روش، تعیین متغیر ابزاری مناسب، برای حل مشکل درون‌زا‌بودن بین متغیرهای توضیحی و پس‌انداز است.
برای انتخاب متغیرهای ابزاری باید به دو نکته مهم توجه کرد: 1. متغیرهای ابزاری بیشتر، به معنی مطلوب‌تر‌بودن تخمین نیست، 2. متغیرهای ابزاری باید طبق توانایی‌شان در تخمین و تشخیص شرایط انتخاب شوند. بهترین روش برای انتخاب متغیرهای ابزاری، ابتدا نظریه‌های اقتصادی و بعد از آن شروع با تعداد ابزارهای کم و سپس افزودن متغیرهای جدید به بردار ابزارهاست. در گزینه‌های بعدی، متغیرهای دیگری به عنوان ابزار اضافه می‌شود. اگر اضافه‌کردن متغیر ابزاری جدید اثر مثبتی بر کیفیت تخمین داشته باشد، این متغیر به عنوان متغیر ابزاری استفاده خواهد شد، ولی اگر اضافه‌کردن متغیر ابزاری باعث هم‌خطی بین متغیرهای ابزاری، خطای مدل، بدترکردن شرایط تخمین مدل یا تخمین نتایج گوشه‌ای برای پارامترها شود، متغیر ابزاری استفاده نخواهد شد. در این پژوهش پس از بررسی های لازم، در‌نهایت لیست متغیرهای ابزاری فوق به عنوان متغیرهای ابزاری مسئله معرفی شد.
هر چند روش گشتاورهای تعمیم‌یلفته نیاز به فروض زیادی درباره داده‌های تحقیق ندارد، اما بررسی مانایی متغیرها اهمیت خاصی دارد؛ بنابراین، قبل از تخمین مدل نیاز به بررسی ساکن‌پذیری داده‌ها داریم. در این قسمت، آزمون ریشه واحد بر متغیرهای مورد‌نیاز مسئله انجام گرفته است. همان‌طور که جدول شماره 3 نشان می‌دهد، با توجه به آزمون دیکی فولر و فیلیپس پرون، فرضیه H0، یعنی وجود ریشه واحد رد می‌شود و می‌توان نتیجه‌گیری کرد که تمامی متغیرها مانا یا ساکن هستند.
به منظور بررسی دقیق‌تر و شناسایی شکست ساختاری، روند متغیرهای پس‌انداز بخش خصوصی و شرایط تجاری از روش زیوت و اندریوز (1992) استفاده شده است. در این روش، اگر متغیر دچار شکست ساختاری شده باشد، به صورت درون‌زا لحاظ خواهد شد. بر اساس روش زیوت اندریوز زمان شکست ساختاری احتمالی در سری زمانی، از قبل معلوم نیست و باید به صورت درون‌زا تعیین شود. نویسندگان اعتقاد دارند روش پرون (1989) که بر اساس آن، زمان شکست ساختاری به صورت برون‌زا و از‌قبل‌تعیین‌شده فرض می‌شود، در زمینه پذیرش یا رد فرضیه ریشه واحد، گاهی به نتیجه‌گیری غلط منجر می‌شود.

 

 

 

 تفاوت آزمون زیوت اندریوز با آزمون‌های ریشه واحد معمولی در فرض مقابل است. در این روش زمان شکست (TB) با حداقل‌کردن آماره t یک‌طرفه با α=1 انتخاب می‌شود. الگوی زیوت اندریوز با یک شکست ساختاری درون‌زا در سری‌ها به این صورت است:

 

 

همان‌طور که روابط مذکور نشان می‌دهد، الگوی A تغییر زمانی را در عرض از مبدأ نشان می‌دهد و الگوی B برای بررسی مانایی در شکستگی در روند به کار می‌رود و در‌نهایت الگوی C امکان تغییر هم‌زمان در عرض از مبدأ و روند را مهیا می‌کند. در روابط فوق، متغیر مجازی پایدار است که تغییر در عرض از مبدأ را دربر دارد و متغیر مجازی انتقال در روند، در زمان شکست ساختاری TB است. فرض مقابل این است که سری y با دربر داشتن یک شکست ساختاری (0)I یا ماناست. همچنین متغیرهای مجازی به صورت زیر تعریف شده‌اند:

 

 

در این آزمون اگر آماره α معنادار باشد، فرض صفر رد خواهد شد. همان‌طور که اشاره شد در این آزمون زمان شکست (TB) به صورت درون‌زا برآورد می‌شود. طول وقفه بهینه بر اساس معیارهای اطلاعاتی آکایئک شوارز بیزین و یا آزمون t (t-test) که روش عام به خاص نامیده می‌شود تعیین می‌شود. نتایج تجربی آزمون زیوت اندریوز به صورت نمودار در تصویر شماره 2 گزارش شده است.
تصویر شماره 2 نشان می‌دهد متغیر پس‌انداز خصوصی در سال 1353، متغیر شوک زودگذر تجارت در سال 1359 و نوسانات رابطه تجاری در سال 1356 و شوک‌های دائمی در شرایط تجاری در سال 1361 دچار شکست شده است. به منظور مقایسه نتایج، ابتدا مدل با روش حداقل مربعات معمولی تخمین زده و نتیجه در جدول شماره 4 گزارش شده است. نتایج تخمین مدل با روش حداقل مربعات معمولی نشان از معناداری ضرایب متغیرهای PS(-1)، VTOT و PTOT دارد. به عبارت دیگر متغیرهای پس‌انداز دوره قبل، نوسانات شرایط تجارت (رابطه مبادله) و جزء دائمی رابطه مبادله بر پس‌انداز اثر معناداری دارند. نتایج تخمین مدل با روش گشتاورهای تعمیم‌یافته در جدول شماره 5 نشان داده شده است.
همان‌طور که نتایج جدول شماره 5 نشان می‌دهد، پس‌انداز دوره گذشته نقش بسیار مهمی در پس‌انداز دوره کنونی دارد و پیش‌بینی‌کننده مهم این متغیر است. مقدار ضریب تخمین‌زده‌شده برای این متغیر 585/0 است که نشان‌دهنده این است که یک واحد افزایش پس‌انداز دوره قبل باعث افزایش 585/0 واحد پس‌انداز این دوره خواهد شد. جزء زودگذر شرایط مبادله، اثر بیشتری بر پس‌انداز دارد تا جزء دائمی. این مطلب را می‌توان بدین صورت تفسیر کرد که در 2 دهه گذشته بیشتر کشورهای در حال توسعه، خصوصاً ایران با محدودیت استقراض خارجی مواجه بوده‌اند، به همین دلیل جزء زودگذر شرایط مبادله اثر بیشتری بر پس‌انداز خواهد داشت.
نوسان در شرایط مبادله اثر منفی معنادار بر پس‌انداز دارد. این اثر بر خلاف مطالعه اگنر و ازمن (2004) است.

 

 

 

 

 

 

 

 

در جدول شماره 5 علاوه بر مقادیر عددی برآورد‌شده برای پارامترها، در دو ستون آخر جدول، مقدار آماره J و احتمال آن آورده شده است. در مورد این دو ستون می‌توان بیان کرد که سازگاری تخمین‌زننده روش گشتاورهای تعمیم‌یافته به معتبر‌بودن فرض عدم همبستگی سریالی جملات خطا و ابزارها بستگی دارد که می‌‌تواند با آزمون J که هانسن (1982) ارائه داده است، انجام شود. تست J هانسن (1982) برای محدودیت‌های بیش از حد معین، ارائه شده است تا چگونگی نزدیک به صفر‌بودن شروط گشتاوری نمونه‌ای را اندازه‌گیری کند. این تست به صورت زیر قابل‌بیان است:

 

 

در رابطه فوق، مقداری است که تابع زیان را حداقل می‌کند. تحت فرضیه صفر E[h(xt;ΘGMM,Zt)]=0 آماره آزمون توزیع مجانبی کی‌دو با (r-l) درجه آزادی دارد. متعاقباً هانسن و جاناتان (1991) بیان کردند اگر تعداد مشاهدات کم باشد، این آزمون مدل‌های درست را به تناوب رد می‌کند. آن‌ها پیشنهاد دادند معیار بر اساس r درجه آزادی باشد. در اینجا n تعداد مشاهدات، J و آماره J، از خروجی نسخه 8 نرم‌افزار اقتصادسنجی Eviews، r تعداد متغیرهای ابزاری همراه با مقدار ثابت (محدودیت‌های تعامدی یا شروط گشتاوری) و l نیز تعداد پارامترهای مدل است. علاوه بر این، احتمال آماره J نشان‌دهنده مناسب‌بودن ابزارهای این پژوهش است.


4- بحث و نتیجه‌گیری
در این مقاله، به منظور بررسی عوامل اثرگذار بر پس‌انداز خصوصی سرانه در فاصله سال‌های 1341 تا 1393 از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی بهره گرفته شد. در این تحقیق نرخ پس‌انداز خصوصی سرانه به عنوان متغیر وابسته و متغیرهای نرخ پس‌انداز خصوصی سرانه دوره قبل، اجزای دائمی و موقتی رابطه مبادله و نوسانات نسبت صادرات به تولید ناخالص داخلی و متغیر دامی (برای دوره شروع انقلاب اسلامی تا پایان جنگ تحمیلی 1357 تا 1367) به عنوان متغیرهای توضیحی در مدل وارد و بررسی شده‌اند.
نتایج تخمین مدل با هر دو روش نشان از معناداری متغیرهای توضیحی دارد؛ به طوری که می‌توان نتیجه گرفت، شرایط تجاری و نرخ پس‌انداز دوره قبل از پس‌انداز این دوره، اثر معناداری دارند. علاوه بر این، متغیر دامی لحاظ‌شده در مدل که برای نشان‌دادن اثرات نامتقارن شرایط تجاری است نیز معنادار است. به طوری که می‌توان نتیجه گرفت کاهش یا افزایش روند رابطه مبادله اثرات نامتقارنی بر پس‌انداز خصوصی سرانه دارد. پس‌انداز دوره گذشته نقش بسیار مهمی در پس‌انداز دوره کنونی دارد و پیش‌بینی کننده مهم این متغیر است.
جزء زودگذر شرایط مبادله اثر بیشتری بر پس‌انداز دارد تا جزء دائمی. این مطلب را می‌توان بدین صورت تفسیر کرد که در 2 دهه گذشته بیشتر کشورهای در حال توسعه با محدودیت استقراض خارجی مواجه بوده‌اند، به‌ همین دلیل جزء زودگذر شرایط مبادله، اثر بیشتری بر پس‌انداز خواهد داشت. علاوه بر این، نوسان در شرایط مبادله اثر منفی معنادار بر پس‌انداز دارد.
با توجه به یافته‌های این پژوهش مبنی بر اثرگذاری شرایط مبادله بر پس‌انداز، پیشنهاد می‌شود به منظور تقویت پس‌انداز و تحریک سرمایه‌گذاری و تسریع رشد کشور، سیاست‌‍‌های تشویقی بخش صادرات در اولویت برنامه‌ریزی‌های اقتصادی قرار گیرند تا از این طریق، رونق شرایط تجاری باعث افزایش پس‌انداز شود. علاوه بر این بی‌ثباتی در قوانین و مقررات مربوط به شرایط تجاری که باعث نوسانات این متغیر می‌شود، اثرات معکوسی بر پس‌انداز خواهد داشت. به مین دلیل توجه ویژه به ثبات در این بخش خصوصاً سیاست‌گذاری‌های دولتی بیش از پیش احساس می‌شود.


ملاحظات اخلاقی
حامی مالی
این مقاله حامی مالی ندارد.


تعارض منافع
بنا به اظهار نویسندگان، در این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.

 

 

 

References

  1. Abbasi, A., Mohammadi, T., & Darvishmanesh, A. (2012). [Investigating the impact of uncertainty of oil revenues on the private sector savings of OPEC member states during 1990-1990 (Persian)]. Financial Economics Journal, 6(19), 59-88.
  2. Abrishami, H., & Namvar, M. (2004). [The determinants of private savings with emphasis on the performance of financial markets in Iran (Persian)]. Journal of Economic Research, 39(73), 1-35.
  3. Adler, G., & Magud, M. N. E. (2013). Four decades of terms of trade booms: Saving-investment patterns and a new metric of income windfall. Washington: International Monetary Fund. [DOI:10.5089/9781484356241.001]
  4. Agenor P. R., & Aizenman, J. (2004). Savings and the terms of trade under borrowing constraints. Journal of International Economics, 63(2004), 321-40. [DOI:10.3386/w7743]
  5. Athukorala, P. C., & Sen, K. (2004). The determinants of private saving in India. World Development, 32(3), 491-503. [DOI:10.1016/j.worlddev.2003.07.008]
  6. Bahrami, J., & Aslani, P. (2005). [Determinants of private sector’s saving in Iran (Persian)]. Economic Research, 7(23), 119-45.
  7. Bulir, A., & Swiston, A. (2006). What explains private draving in Mexico? Washington: International Monetary Fund. 
  8. Chowdhury, A. (2015), Terms of trade shocks and private savings in the developing, Countries. Journal of Comparative Economics, 43(4), 1122-34. [DOI:10.1016/j.jce.2015.02.006]
  9. Chowdhury, A. (1993). Does exchange rate volatility depress trade flows? Evidence from error-correction models. The Review of Economics and Statistics, 75(4), 700-6. [DOI: 10.2307/2110025]
  10. Dayal-Gulati, A., & Thimann, Ch. (2006). Saving in Southeast Asia and Latin America compared: searching for policy lessons. Washington: International Monetary Fund.
  11. Ehsani M. A., & Khalili Asl, M. (2017). [The effect of income risk on gross domestic saving rate: A case study of Iran (Persian)]. Journal of Economic Policy, 8(16), 1-19.
  12. Hansen, L. P., & Jagannathan, R. (1991). Restrictions on inter temporal marginal rates of substitution implied by asset returns. Journal of Political Economy, 99, 225-262.
  13. Hansen, L. P., & Singleton K. J. (1982). Generalized instrumental variables estimation of nonlinear rational expectations models. Econometrica, 50(5), 1269-86. [DOI:10.2307/1911873]
  14. Harberger, A. (1950). Currency depreciation, income and the balance of trade. Journal of Political Economy, 58(1), 47-60. [DOI:10.1086/256897]
  15. Hooshmandi, H. (2009). [A research on factors, affecting national savings in Iran (Persian)]. Quarterly Journal of Economical Modeling, 2(6), 177-204.
  16. Kwack, S. Y., & Lee, Y. S. (2005). What determines saving rates in Korea? The role of demography. Journal of Asian Economics, 16(5), 861-873. [DOI:10.1016/j.asieco.2005.08.014]
  17. Lahiri, A. K. (1989). Dynamics of Asian savings: The role of growth and age structure. Staff Papers, 36(1), 228-61.
  18. Laursen, S., & Metzler, L. A. (1950). Flexible exchange rates and the theory of employment. The Review of Economics and Statistics, 32(4), 281-99. [DOI:10.2307/1925577]
  19. Loayza, N., Schmidt Hebbel, K., & Servén, L. (2000). Saving in developing countries: An overview. The World Bank Economic Review, 14(3), 393-414. [PMID] 
  20. Mojtahed, A., & Karami, A. (2003). [Evaluation of variables affecting the national saving behavior in Iran’s economy (Persian)]. Iranian Journal of Trade Studies, 27(3), 1-28.
  21. Narayan, P. K., & Siyabi, S. A. L. (2005). An empirical investigation of the determinants of Oman’s national savings. Economics Bulletin, 3(51), 1-7.
  22. Paul, R. J. (2004). A time‐series approach to the determination of savings rates. International Economic Journal, 18(2), 147-59. [DOI:10.1080/1016873042000228303]
  23. Perron, P. (1989). The great crash, the oil price shock and the unit root hypothesis. Econometrica 57(6), 1361-401. [DOI:10.2307/1913712]
  24. Piraee, Kh., & Keshavarzi M. (2013). [Determinants of private saving in Iran with emphasis on real exchange rate and borrowing constraints (Persian)]. The Macro and Strategic Policies, 1(1), 63-92.
  25. Sobhani, H., & Barkhordari, M. R. (2011). [Review over effective factors on saving in private sector iran’s oil economy (Persian)]. Journal of Economic Research, 46(1), 23-44. 
  26. Zivot, E., & Andrews, D. W. K. (1992). Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis. Journal of Business & Economic Statistics, 10(3), 251-70. [DOI:10.2307/1391541]

 

 

Abbasi, A., Mohammadi, T., & Darvishmanesh, A. (2012). [Investigating the impact of uncertainty of oil revenues on the private sector savings of OPEC member states during 1990-1990 (Persian)]. Financial Economics Journal, 6(19), 59-88.
Abrishami, H., & Namvar, M. (2004). [The determinants of private savings with emphasis on the performance of financial markets in Iran (Persian)]. Journal of Economic Research, 39(73), 1-35.
Adler, G., & Magud, M. N. E. (2013). Four decades of terms of trade booms: Saving-investment patterns and a new metric of income windfall. Washington: International Monetary Fund. [DOI:10.5089/9781484356241.001]
Agenor P. R., & Aizenman, J. (2004). Savings and the terms of trade under borrowing constraints. Journal of International Economics, 63(2004), 321-40. [DOI:10.3386/w7743]
Athukorala, P. C., & Sen, K. (2004). The determinants of private saving in India. World Development, 32(3), 491-503. [DOI:10.1016/j.worlddev.2003.07.008]
Bahrami, J., & Aslani, P. (2005). [Determinants of private sector’s saving in Iran (Persian)]. Economic Research, 7(23), 119-45.
Bulir, A., & Swiston, A. (2006). What explains private draving in Mexico? Washington: International Monetary Fund. 
Chowdhury, A. (2015), Terms of trade shocks and private savings in the developing, Countries. Journal of Comparative Economics, 43(4), 1122-34. [DOI:10.1016/j.jce.2015.02.006]
Chowdhury, A. (1993). Does exchange rate volatility depress trade flows? Evidence from error-correction models. The Review of Economics and Statistics, 75(4), 700-6. [DOI: 10.2307/2110025]
Dayal-Gulati, A., & Thimann, Ch. (2006). Saving in Southeast Asia and Latin America compared: searching for policy lessons. Washington: International Monetary Fund.
Ehsani M. A., & Khalili Asl, M. (2017). [The effect of income risk on gross domestic saving rate: A case study of Iran (Persian)]. Journal of Economic Policy, 8(16), 1-19.
Hansen, L. P., & Jagannathan, R. (1991). Restrictions on inter temporal marginal rates of substitution implied by asset returns. Journal of Political Economy, 99, 225-262.
Hansen, L. P., & Singleton K. J. (1982). Generalized instrumental variables estimation of nonlinear rational expectations models. Econometrica, 50(5), 1269-86. [DOI:10.2307/1911873]
Harberger, A. (1950). Currency depreciation, income and the balance of trade. Journal of Political Economy, 58(1), 47-60. [DOI:10.1086/256897]
Hooshmandi, H. (2009). [A research on factors, affecting national savings in Iran (Persian)]. Quarterly Journal of Economical Modeling, 2(6), 177-204.
Kwack, S. Y., & Lee, Y. S. (2005). What determines saving rates in Korea? The role of demography. Journal of Asian Economics, 16(5), 861-873. [DOI:10.1016/j.asieco.2005.08.014]
Lahiri, A. K. (1989). Dynamics of Asian savings: The role of growth and age structure. Staff Papers, 36(1), 228-61.
Laursen, S., & Metzler, L. A. (1950). Flexible exchange rates and the theory of employment. The Review of Economics and Statistics, 32(4), 281-99. [DOI:10.2307/1925577]
Loayza, N., Schmidt Hebbel, K., & Servén, L. (2000). Saving in developing countries: An overview. The World Bank Economic Review, 14(3), 393-414. [PMID] 
Mojtahed, A., & Karami, A. (2003). [Evaluation of variables affecting the national saving behavior in Iran’s economy (Persian)]. Iranian Journal of Trade Studies, 27(3), 1-28.
Narayan, P. K., & Siyabi, S. A. L. (2005). An empirical investigation of the determinants of Oman’s national savings. Economics Bulletin, 3(51), 1-7.
Paul, R. J. (2004). A time‐series approach to the determination of savings rates. International Economic Journal, 18(2), 147-59. [DOI:10.1080/1016873042000228303]
Perron, P. (1989). The great crash, the oil price shock and the unit root hypothesis. Econometrica 57(6), 1361-401. [DOI:10.2307/1913712]
Piraee, Kh., & Keshavarzi M. (2013). [Determinants of private saving in Iran with emphasis on real exchange rate and borrowing constraints (Persian)]. The Macro and Strategic Policies, 1(1), 63-92.
Sobhani, H., & Barkhordari, M. R. (2011). [Review over effective factors on saving in private sector iran’s oil economy (Persian)]. Journal of Economic Research, 46(1), 23-44. 
Zivot, E., & Andrews, D. W. K. (1992). Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis. Journal of Business & Economic Statistics, 10(3), 251-70. [DOI:10.2307/1391541]