تاثیر نرخ ارز بر تولید با استفاده از رهیافت همجمعی داده‌های تلفیقی: مطالعه موردی کشورهای منتخب رقیب ایران در سند چشم انداز

نوع مقاله: پژوهش کاربردی

نویسنده

استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد تنکابن

چکیده

(صحت مطالب مقاله بر عهده نویسنده است و بیانگر دیدگاه مجمع تشخیص مصلحت نظام نیست) 
چکیده: هدف اصلی از این مقاله بررسی اثر تغییرات نرخ ارز حقیقی بر تولید ناخالص داخلی حقیقی در کشورهای منتخب است. به این منظور مدل ادواردز (1986) برای بررسی این اثر در نظر گرفته شده است. بررسی با استفاده از اطلاعات بانک جهانی(WDI)، داده های تلفیقی دوره ی 1993-2010 انجام شده است. با توجه به نتایج آزمون ایستایی ایم، پسران و شین و عدم ایستایی متغیرها در سطح و برای بررسی وجود یا عدم وجود ارتباط بلندمدت بین متغیرها، آزمون هم‌انباشتگی پدرونی و کاوُ به کار گرفته شده است. نتایج این آزمون‌ها وجود ارتباط بلندمدت بین متغیرها در این کشورها را تأیید کردند. بر اساس نتایج آزمون هاسمن، روش اثرات ثابت برای داده‌های تلفیقی در برآورد مدل استفاده شد. برآورد مدل، اثر مثبت کاهش ارزش پول بر تولید را در کشورهای منتخب تأیید کرد. اما برای اقتصاد ایران این رابطه معنی‌دار نبوده است. نتایج تحقیق نشان داد که اثر سیاست‌های مالی و پولی بر تولید مثبت ارزیابی شده است.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Effect of Exchange Rate on Output, Using Panel Co-integration approach: Case study of Selected competing Countries with Iran in 2020 Vision

نویسنده [English]

  • seyed fakhreddin fakhrehosseini
چکیده [English]

A Survey of the Effect of Exchange Rate on Output to used from Panel Co integration approach: Case study of Selected Countries (Iran, Armenia, Kazakhstan, Turkey and Azerbaijan) Seyed Fakhrodin Fakhrhosseini Abstract: The main aim of this is to survey the effect of real exchange rate changed on real gross domestic product in selected countries. Edwards (1986) model have been considered for this survey. Panel data is used for the period 1993-2010. Im Pesaran, Shin stationary, and Pedroni and Kao co ntigration tests are used to verify the existence of long run relationship among variables. Based on Hausman test, fixed effect model for Panel data is used. The estimated coefficient is statistically significant positive for the effect of devaluation on output. The results show the effect of monetary and fiscal policies on output is positive. JEL Classificatio: C13, C01, F41, F31 Keywords: Real exchange rate, panel data, pedroni co integration test

کلیدواژه‌ها [English]

  • Real exchange rate
  • panel data
  • pedroni cointegration test

 

1-      مقدمه

افزایشسطحتولیدملیازجملهاهدافمهمکشورهایمختلفوبهویژه کشورهایدرحالتوسعهاست.افزایشتولیدزمینه­سازدستیابیبهاهدافتوسعه وشکوفاییاقتصادیدرهرکشوراست. بنابراین،مشخصکردنعواملمؤثربر تغییراتتولیدناخالصداخلیوارتباطآنبادیگرمتغیرهایاقتصادیلازماست.

نرخارز، یکمتغیرکلیدیومهماقتصادیدرسیاستگزاری­هاقلمدادمی­شود،تاجاییکهگروهیاز کارشناسانبخصوصدرکشورهایدرحالتوسعه،ازاینمتغیربهعنوانلنگراسمییادمی­کنند.از سویدیگر،تولیدناخالصداخلینیزیکیازمهم­ترینشاخص­هاییاستکهقدرتاقتصادیکشورها رانمایانمی­سازد.اینمسئلهبرایاقتصاددانانکشورهایدرحالتوسعهنیزدارایاهمیتویژه­ای بودهاست،زیرابرایجبرانعقبافتادگیدراینکشورهاتوجهخاصیبهرشدتولیدداخلیآنها می­شودوازاینجهتشناساییمتغیرهاییکهبیشترین تأثیرگذاریرادررشدتولیدداشتهباشد،مهم است

شناساییروابطمیانایندومتغیرمهماقتصادیوعواملمؤثربرآنازموضوعاتیاستکه هموارهتوجهاقتصاددانانرابهخودجلبکردهونظریه­هایمختلفوگاهیمتناقصنیزارائهشده است.اینتحقیقبهدنبالبررسیاثرات تغییراتنرخارز واقعی رویسطحتولیددراقتصادکشورهای منتخب(ایران، ارمنستان، ترکیه، آذربایجان وقزاقستان)وهمچنینارائهراهکارهاییجهترویاروییباایناثرات دردورهزمانی 1993-2010 از  اطلاعات بانک جهانی(WDIمی­باشد.ساختارپژوهشبهاینصورتاستکهدربخشدومبهارائهمبانینظری،دربخشسومبهارائهمطالعاتانجامگرفتهداخلی وخارجی تقسیم شده است.دربخشچهارمبهارائهروشتحقیقومدلمورداستفادهپرداختهشده است.بخشپنجمبهبرآوردمدلودرنهایت،بخشششمبهارائهنتایجوپیشنهاد­ها می­پردازد.

 

2-    مبانینظری

درچارچوبنظریهکلاسیکی،تغییراتنرخارزوسایرمتغیرهایقیمتیبرتولیدحقیقیتأثیربلندمدت ندارند و رشدوتغییراتتولیدتنهابهتغییرمتغیرهایحقیقیمبناییمثلسرمایهحقیقی،رشدنیرویکار وپیشرفتفنیبستگیدارد.متغیرهایقیمتیصرفاًدرکوتاه­مدتمی­توانندبعضیازمتغیرهایحقیقیرا ازمقادیرتعادلیبلندمدتتغییردهندولیمتغیرهایحقیقیدربلندمدتدرسطحتعادلیبلندمدتخودقرار می­گیرند.

نظریهپولیوندرموردتأثیرنرخارزبرتولیدناخالصملی[دربلندمدت]شبیهنظریهکلاسیکیاست. طبقفرضیهنرخطبیعیبیکاریهرتغییریدرمتغیرهایقیمتیواسمیدربلندمدتبرتولیدحقیقی تأثیرینداردوتولیدمتناظربانرخطبیعیبیکاری(کههماناشتغالکاملاست)تعیینمی­شود. کلاسیک­هایجدیدهماعتقاد دارند کهمتغیرهایقیمتیحتیدرکوتاهمدتهمتولیدراتحتتأثیرقرار نمی­دهندزیراطبقنظریهانتظاراتعقلاییجزسیاست­هایپیشبینینشدهوغافلگیرکنندهمتغیرهای اسمیتأثیریبرتولیدناخالصملیندارند.(شاکری،1381، ص91)

درچارچوباقتصادکینزیاگرکاهشارزشپولداخلیبتواندخالصصادراتوترازپرداخت­هارابهبودبخشد،متناسب باضریبفزایندهمخارج،درآمدملیراتحتتأثیرقرارمی­دهد.ایندرصورتیقابلتحققاستکهرشد تولیدناخالصملیبهگسترشتقاضاوابستهباشدودرطرفعرضهمانعومشکلیوجودنداشتهباشد.(درنبوش،1981،ص4)

بهعبارتدیگر،چنانچهافزایشدرتقاضایکلبیشازکاهش عرضهکلباشد،باعثاثرانبساطیبرتولیدمی­شود.امااگرمیزانکاهشعرضهکلبرافزایش تقاضایکلپیشیبگیرد،اثرانقباضیبرتولیدخواهدداشت.خنثیبودناثرتغییرنرخارزبرتولید، زمانیبهوجودمی­آیدکهتغییراتتقاضایکل - عرضهکلبرابرشدهواثریکدیگررابرتولیدخنثی نمایند. (بهمنی اسکویی،1998، ص2) تفاوت­هاوتمایزهایمربوطبهتعییناثرنرخارزبرتولیداز طریقرویکردهای کشش،جذبوپولیبیانمی­شود.فروضاساسیاینمدلها انعطاف­پذیربودن قیمت،درجهاستفادهازظرفیتوتأکیدبرطرفتقاضایاقتصاداست. برابررویکردکششیدرمدلکینزی­هافرضمی­شودکهطرفتقاضا،محصولراتعیینمی­کندوبرطبقآناثرکاهشاسمیارزشپولبرمحصولواشتغالمثبتخواهدبود.(خیابانی، 1384،ص47)

رویکرد برداشتجذبیبیان می­ند که ارتباط بین میزانجذبوتولیدناخالصداخلی، تغییر تراز تجاری را تعیین میکند. به عبارت دیگر درحالتعدم اشتغالکاملمنابع،چنانچهمردم مخارجشانازکالاهایخارجیبه سمت کالاهایداخلیتغییرکند، و همچنینکاهشهزینه­ها با توجه به سطحدرآمدکاهشیابدکاهشارزشپول سببافزایشتولیدمی­گردد.(ختایی، غربالی،1383،ص20)

رویکرددیگر پولیاست.دراین رویکرد،کاهشارزشپولهیچاثریبرتولیدواشتغالچهدرکوتاه­ مدتوچهدر بلندمدتنخواهدداشت. زیرابراساسنظریه برابریقدرتخرید،کاهشارزشاسمیپولاثریکبهیکبر رویقیمت­هایداخلیخواهدداشت. دیدگاه­هاینظریدیگری،اثرمثبت و منفیکاهشارزشپولبرتولیدراتوضیحمی­دهد، که به اختصار بیان می­شود: کاهشارزشپول موجب افزایشقیمت و عواملتولیدمانندمواداولیه،سرمایهونیروی­کار می­گردد. به همین ترتیب، هزینه­هایتولیدافزایش وعرضه­یکلکاهش می­یابد. همچنینکاهشارزشپول، موجبافزایشتقاضایپولودرنتیجهافزایشنرخبهره می­شود که این امر،هزینه­یاستفادهازسرمایه راافزایشمی­دهد.در چنینشرایطی،انگیزه­یتولیدکنندگانبرایتولیدوعرضه­یکلکاهش می­یابد.(بهمنی اسکویی و میتزا، 2006، ص5)

با فرض ثباتحجمواردات، کاهشارزشپول موجب افزایشارزشواردات خواهد شد. درآمددولت نیز بواسطه این افزایش، با وضعمالیاتبرارزشکالاها افزایش پیدا خواهد کرد. اگر دولت تمایل زیادی به مصرفدرآمدهایمالیاتیناشیازکاهشارزشپول داشته باشد اقتصادتأثیرزیادیرادر نتیجهافزایشمالیاتتجربهخواهدنمود.(کروگمن و تیلور،1978 ، ص4) در کوتاه­مدتودرشرایطثباتعرضه­یپول، سیاستکاهشارزشپول موجبافزایشسطحقیمتها شده و چنانچهافرادجامعهتمایلبهثابتنگهداشتنمیزاننگهداریپولبه طورواقعیباشند،میزانپس­اندازخودراافزایشمیدهندودرنتیجهتقاضایکل کاهشمی­یابد.( سودرستن و رید،1994، ص6)

چون مواد اولیه و کالاهای واسطه­ی و سرمایه­ی مورد نیاز صنعت در کشورهایدرحالتوسعه، عمدتاوارداتیهستندکاهشارزشپولداخلی هزینه تولید را بالا می­برد. همچنین،کاهشارزشپول،نیازبنگاههابهسرمایهدرگردش­شانرا،که وابستهبهبانک­ها وسهمیه­بندیاعتباراتآنهاست،افزایشخواهدداد.اینامرنرخ­هایبهرهوتقاضایوجوهراافزایش می­دهدکهممکناستمنجربهکاهشتولیدبنگاه­هاشود.ازاینرو،اثرمثبتتولیدافزایشیافتهبه وسیلهقیمت­هاینسبیبالاترخنثیمی­شود.اگرقیمت­هاینسبیباتأخیرعملکنند،درکوتاهمدت، امکاناثرمنفیبرعرضهکلهست.(خیابانی،1384،ص49) کاهشارزشپولدرکشورهایدرحالتوسعه که دارایبدهیهایخارجیگستردهبه دلیلدریافتوام­هایخارجیهستند منجر بهافزایش بدهیآنهابرحسبپولداخلی خواهد شد.گسترشفشاراینبدهی­ها ازبینرفتنمنابعلازمدرتولیدوکاهشتولیدناخالصداخلیرادرپیخواهد داشت.( بهمنی اسکویی و میتزا، 2006  ، ص 5)

 

3-    مروریبرمطالعاتتجربی

درزمینهبررسیتأثیر نرخ ارز بر تولید مطالعاتی زیادیصورتگرفتهاست.لذابطور خلاصه مروریبرمطالعاتتجربیتحقیقخواهیم داشت.

دورنبوشواسمیت[1](1982و1981) در تحقیقی خود درموردکشورهایصنعتیواردکنندهنفت نشان داده­اندکهبهعلتپایینبودنکششدرقیمتوارداتوصادراتدراین کشورها،کاهشارزشپولملیاحتمالاًآثارحقیقیمنفیبرتولیدداشتهباشد. کروگمنوتیلور[2](1978) بااستفادهازچارچوبارائهشدهکینز،ونیزمطالبطرفدارانمکتب پولیومفروضاتمربوطبهآن،نشاندادندکهکاهشارزشپولداخلیاثرانقباضیبرتولیدو اشتغالدارد.بهاعتقادآنانتماماینشرایطدرهمهکشورهابخصوصکشورهایکمترتوسعهیافته صدقمی­کندودراینکشورهارکودناشیازکاهشارزشپولداخلیبیشترازاحتمالرونقآن است.راجرزوونگ[3](1995) درموردمکزیکنشاندادندکهبینسالهای1977-1990 تکانه­هاینرخارزحقیقیمنجربهکاهشدرتولیدشدهاست.کمینوراجرز[4](2000) نیزدرموردمکزیکنشاندادندکه حدود20درصدتغییراتتولیدناخالصداخلیتوسطتغییرنرخارزتعیینمی­شودوکاهشنرخارز حقیقیمنجربهکاهشتولیددرمیان­مدتوبلندمدتمی­شود.

 بهمنیاسکوئی(1372)اینمقالهمبتنی برتجزیهوتحلیل­هایهمبستگیمتقابلوتنظیممدلتصحیحاشتباه[5]می­باشد.وی نتیجه­گیریمی­کندکهتقلیلارزشپولبهدلیلافزایشهزینه داده­هایوارداتیتولید،عرضهکلراتقلیلمی­دهد.درعینحالاینکاهش،بیشتراز افزایشتقاضایکلیاستکهازترقیصادراتوتنزلوارداتحاصلمی­شود.بههرحالاین تحولاتدرمجموع،تولیدکلرابویژهدرکشورهایکمترتوسعهیافته،محدودمی­کند.

تقویوسعیدی(1379)نتایجروشیوهانس- یوسیلیوسحاکیازآناستکهرابطه­ایمستقیموبلندمدتبیننرخارزبازارآزادوتولید ناخالصملیوجوددارد. همچنیناگروارداتراتابعیصعودیازدرآمدفرضکنیمباافزایشتولید،درآمدواردات افزایشیافتهومنجربهکاهشخالصصادراتمیشودکهاینامرباافزایشتقاضابرایارز، نرخارزراافزایشمی­دهد.ازطرفی،باتوجهبهمحدودیتوارداتدراقتصادایران،افزایش سرمایه­گذاری،تولیدکالاهایجایگزینوارداترابیشترازوارداتکالاهایسرمایه­ای، واسطه­ایومواداولیهافزایشمی­دهد.بنابراینافزایشسرمایه­گذاریمنجربهافزایشخالص صادراتشدهوباکاهشتقاضابرایارزقیمتآنراپایینمی­آورد.

ختاییوغربالیمقدم(1383)ازروش ARDL برایبررسیاثر تغییراتنرخارزبرتولیداستفادهکرده­اند.بررسیمطالعاتانجامشده­یاین محققاننشاندهنده­ میاننرخارزحقیقیوتولیداتکشوررابطهمنفیولیضعیفیبرقراراست؛بهطوریکه باکاهشارزشخارجیپولملی(افزایشنرخارزحقیقی)تولیداتکشورافزایشنشان نمی­دهد.بههمینترتیب،افزایشنرخارزاسمینیزتأثیرچندانیدرافزایشتولیدات ندارد.توابععکسالعملآنیوتجزیهواریانسنیزبرایبررسیچگونگیتغییراتتولید ناخالصداخلیکشورموردتوجهقرارگرفتکهنتیجه­گیریقبلیراتأییدنمود.

جلاییوحری(1385) رفتارنرخارزواقعیایرانرادرسال­هایا 1338 تا 1383موردبررسیقراردادند.آنهادریافتندکهدرآمدهاینفتیبهدلیلویژگیخاصیکهدر اقتصادایراندارنددرکوتاهمدتکاهشنرخارزواقعیرابهدنبالخواهدداشتولیدربلندمدتبهواسطهتاثیریکهبرتقاضایجامعهدارند،موجبافزایشنرخارزواقعیخواهندشد.

 فولادی(1391) به بررسىاثرتغییراتنرخارزبرسطحقیمت­ها، تولید،صادراتووارداتبخش­هاىمختلف اقتصادىبااستفادهازیکمدلتعادلعمومى پرداخته است. وی نتیجه می­گیردمیزانتولیدبخشساختمان،بیشازسایربخش­هاتحتتأثیرتغییراتنرخارزاست،زیراافزایشقیمتدراینبخش،بهشدتبرمیزانتقاضاودرنتیجه،میزانتولیدتأثیر مى­گذارد. درسایربخش­ها،تغییراتتولیدهمجهتباتغییرقیمتاست،یعنىجنبهعرضهاقتصادبه تغییرقیمت­هاواکنشنشانمى­دهد. نتایج این تحقیقبیانگرهمجهتبودنتغییراتتولیدناخالصداخلىباتغییراتنرخارزاست.تغییراتاجزاى تشکیل­دهندهتولیدناخالصداخلىنیزباتغییراتنرخارزهمجهتاست،یگانهاستثناىموجوددر سرمایه­گذارىبخشخصوصىاست.باتوجهبهاینکهنتایجبهدستآمده،مقادیراسمىمتغیرهاى مذکوررانشانمى­دهد،مى­توانگفتکهافزایشنرخارزباافزایشسطحقیمت­ها،موجبافزایش ارزشاسمىاجزاءتولیدناخالصداخلىمىشود.علاوهبراین،افزایشمخارجدولتومخارجمصرفى، باتوجهبهافزایشنرخارزنشانمىدهدکهمخارجمصرفىاقتصاد،چندانبهمیزانوارداتوابسته نیستودرجهجایگزینىوارداتباتولیداتساختداخلبالااست.اماتغییراتمعکوسسرمایه­گذارى مى­تواندوابستگىهرچهبیشتراینبخشرابهکالاهاىواسطه­اىوارداتىنشاندهد.بهعبارتدیگر، باافزایشنرخارز،قیمتنهاده­هاىتولیدافزایشودرنتیجه،سرمایه­گذارىکاهشمى­یابد.

 

4-       معرفی الگوها

الگویپیشنهادیدراینمقالهبرگرفتهازمدلادواردز(1986)است.ویمدلتولیدناخالصداخلی را بهسیاستمالی(G)، سیاستپولی(M)، رابطهمبادله(TOT) ونرخارزاسمی(E) مرتبطساختهاست. درالگویپیشنهادی،هزینه­های نهائی مصرفی دولتدرموردسیاستمالیمورد توجهقرارگرفتهاست.حجمنقدینگیبهعنوانشاخصسیاستپولیدرالگومنظورشدهاست.از آنجاییکهآماروارقامسالانهمربوطبهقیمتصادراتووارداتاز سال1358تا1369دردستنبود، بناچارمی­بایسترابطهمبادلهحذفمی­شد؛ولیباجایگزینینرخارزحقیقیبهجاینرخارزاسمی، کهنوعیرابطهمبادلهرانیزشاملمی­شودوبهتعبیردورنبوش(1986)رابطهمبادلهونرخارزحقیقی مفهومواحدیرامی­رسانند،اینمشکلتاحدودزیادیحلمی­شود.

اماازآنجاکهکشورهایدرحالتوسعهعموماًباتعددنرخارزبهاشکالگوناگونرسمیو غیررسمیمواجههستند،بنابراین،انتخابنرخارزبهکارگرفتهشدهازجملهمسائل مهم در تحقیقات بحساب می­آید. لذا دلائل اینکه از نرخ ارز واقعی استفاده شده است، آورده می­شود:

اولاً، نرخارزاسمیدرمعاملاتخارجینمی­تواندبرایواردکنندگانوصادرکنندگانشاخص مناسبیجهتمحاسبهمقدارپرداختی­هاودریافتی­هابهشمارآید.همچنیندرشرایطتورمینیز نمی­تواندبیانگرقدرترقابتخارجیباشد. ثانیاَ،نرخارزمؤثرنیزصرفاًقیمتارزیرا،کهصادرکنندگان،یاواردکنندگان،باآندرگیرهستند، نشانمی­دهد.ازاینلحاظ،برایتحلیلترازپرداخت­هاوترازتجاری،اندازه­گیریهزینهتولیدکالاها وتشخیصتوانرقابتیکشوروروندواقعینرخارزتعادلیوتعیینقدرتآننمی­تواندسودمندباشد. ازاینرو،نرخارزحقیقیتاحدزیادیمواردفوقراپوششمی­دهد.

از آنجایکه پولرایجایالاتمتحده(دلار)سهمغالبیرادربازارارز کشورهای انتخاب شده  دارا بوده،لذابهکارگیریقیمتدلارایالات متحدهدربازارارزبهصورتنرخارزحقیقیازپشتوانهمحکمیبرخوردارباشد. برایمحاسبهنرخارزحقیقی،ازنرخارزاسمیاستفادهشد.بدینترتیببراساستعریفنرخارزحقیقی،نرخارزاسمیرانسبتبهشاخصقیمتهایداخلیوخارجیتعدیلنمودیمکهازفرمولزیرتبعیتمی­­کند

 

در رابطه فوق RERنرخ ارز حقیقی، NER نرخ ارز اسمی، P شاخص بهایکالاهاوخدمات مصرفی کشورهای منتخب و  شاخصبهایکالاهاوخدماتمصرفیکشورایالاتمتحدهو  معرفدلاراست. پس،مدلنهایی بهکارگرفتهشدهدراینمقالهبهصورتزیراست:

 

درمطالعاتقبلیصورتگرفتهدرزمینهموضوعموردبررسیدراینمطالعه،از متغیرهایمختلفیجهتبرآوردالگواستفادهشدهاست.دراینتحقیقباتوجهبه مبانی نظری، مطالعات تجربی و محدودیت‌های آمار و اطلاعاتی در موردمتغیرها،متغیرهای ذکر شده مورد استفاده قرار گرفته است.

در الگویزیر،اندیس، i نشانگرکشورهایمختلف (i=1,2,…,5)است.اندیس t مشخصکننده­یزمانبرایهرمتغیر (t =1993, 1982, ..., 2010) است.ازفرملگاریتمیمتغیرهابرایبرآوردالگواستفادهشدهاست.

برایبررسیارتباطبیننرخارزوتولیدناخالصداخلیدراینتحقیقاز تلفیقروشجذبوروشپولیاستفادهشدهاست.اینروشبابهره­گیریازمدل ادواردز(1986) و لگاریتم­گیری از رابطه­ی(1) برایبررسیتجربیتأثیر تغییراتنرخارزبرتولیداستفادهشدهاست.

 

دراینتحقیقازسهمتغیرتولیدناخالصداخلی،مخارجدولتیوحجم گسترده­یپول(نقدینگی حقیقی)استفادهشدهاست.برایناساس،دراینتحقیق:

LGDP :لگاریتم طبیعیشاخصتولیدناخالصداخلی بهقیمت ثابتسال2000

 LGOVEXP  : لگاریتمطبیعیشاخص هزینه­های مصرفی نهائی دولت بهقیمت ثابتسال2000

 LM2 : لگاریتمطبیعیشاخصحجمگسترده­یپول(نقدینگی)

 LRER  : لگاریتمطبیعینرخارزحقیقیاست.

ضریب  بهعنوانمهمترینمتغیرتخمینزدهشدهدراینالگونشانگرضریبکششتولیدناخالصداخلیواقعینسبتبهنرخارزحقیقیاست. ضریب   نشاندهنده­یمیزانتأثیرسیاستهایمالیبرتولیدناخالصداخلیبا پیشبینیعلامتمثبتاست.ضریب  بهعنوانضریبشاخصسیاستپولیباپیش­بینیعلامتمثبتبرای آن،کششتولیدناخالصداخلیواقعینسبتبهحجمنقدینگیاست. ضریب   نشاندهنده­یمیزانتأثیرسیاستهایمالیبرتولیدناخالصداخلیبا پیشبینیعلامتمثبتاست.

5-   برآورد الگو و نتایج آزمونها

باتوجهبهوجودداده­هایسریزمانیبهعنوانبخشیازداده­هایتلفیقیدر اینتحقیق،ابتداوجودیاعدموجودرابطه­یبلندمدتبینمتغیرهایموجوددر الگوآزمونشدهاست.بهاینمنظور،آزمونهایایستاییوهم­انباشتگیاستفادهشده است.همچنین،باتوجهبهوجودروشهایمختلفبرآوردداده­هایتلفیقی،برایبه دستآوردنشیوه­ایمناسببرآورد،آزمون­های F ،LM وهاسمنبهکارگرفتهشدهاست.در ادامه،اینآزمون­هاوروشهابررسیشدهاست.

5-1-  آزمونایستایی

آزمون­هایایستاییازجملهمهمترینآزمون­هابرایبرآوردیکرگرسیونبا ضرایبقابلاعتماداست.برایجلوگیریازبرآوردرگرسیونساختگی،از آزمونهایایستاییاستفادهمی­شود.درتعیینایستاییداده­هایتلفیقی، آزمونهایمتفاوتیوجوددارد. جهتبررسیایستایی،چهارنوعآزمونریشهواحدانجامگرفتهاستکهعبارتنداز:آزمونلوینو همکاران[6]، آزمونبریتانگ[7]، آزمون ایم،پسران و همکاران[8](2003) آزمون­هایدیکیفولرتعمیم یافته(نوعفیشر)وفیلیپسو پرون (نوعفیشر). دراینتحقیق  معیار تصمیم­گیری آزمون ایم،پسران و همکاران(IPS) می­باشد.

نتایجاینآزمونکهدرجدول(1)ارائهشده­اند، شاملعرضازمبداوروندمی­باشند.فرضیه صفر در این آزمونهامبینوجودریشهواحداست.نتایجنشانمی­دهندکهسری­هایتلفیقی(نرخ ارز واقعی،تولید ناخالص داخلی و هزینه­های مصرفی نهائی دولت)رویسطحمانا نبوده اما متغیر نقدینگی(M2)بروی سطح مانا می­باشد،بنابراین سایر متغیرها با یکبار تفاضل­گیریازنوع I(0) شده­اند.

 

 

              جدول(1). نتایجآزمونریشهواحد تلفیقی

ناممتغیر

LERE

LM2

LGDP

LGOVEXP

سطح

یک[9]

سطح

سطح

یک

سطح

یک

Levin et.al

82/16

5/28-

82/14-

39/0

73/1-

29/1-

46/1-

P-value

0/1

0/0

0/0

6/0

04/0

09/0

07/0

Breitung

42/2

89/21-

22/0-

84/0

95/1

16/2

47/3-

P-value

9/0

02/0

4/0

8/0

9/0

9/0

0/0

Pesaran et.al

4/0-

74/20-

45/11-

67/0-

64/1-

83/0-

37/2-

P-value

3/0

0/0

0/0

2/0

02/0

2/0

0/0

ADF

05/11

16/53

06/64

3/10

7/13

69/11

99/20

P-value

35/0

0/0

0/0

4/0

1/0

3/0

02/0

PP

62/39

2/53

49/69

9/20

8/17

81/6

8/27

P-value

0/0

0/0

0/0

20/0

05/0

7/0

0/0

               ماخذ:یافته­های تحقیق

 

5-2- آزمون هم­انباشتگی تلفیقی دیتا

درصورتناایستاییمتغیرهایمدل،احتمالایجادرگرسیونساختگی وجوددارد.برایاجتنابازوضعیت­هایرگرسیونساختگی،آزمونهم­انباشتگیبه عنوانیکپیشآزمونقابلاستفادهاست(گرنجر[10]،1986،ص226).بهاین ترتیب،تنهادرشرایط هم­انباشتگیمتغیرهامیتوانبهنتایجاعتمادکرد. در این تحقیق برای بررسی آزمون هم­انباشتگی میان متغیرها از آزمون هم­انباشتگی پدرونی و کاوُ استفاده شده است، که بترتیب توضیح داده می­شود.

الف) آزمون هم­انباشتگی تلفیقی دیتا ابتدا توسط پدرونی[11] در سال 1995 به کار برده شد. در این آزمون، فرضیه صفر( ) دلالت برعدم وجود هم­انباشتگی میان متغیرهای موجود در مدل دارد. این روش، رگرسیون هم­انباشتگی جداگانه­ای برای هر کشور تخمین می­زند و بعد از آن برای آزمون ایستایی جملات اخلال از هفت آماره استفاده می­کند. چهار مورد از این آزمون­ها، ضرایب اتورگرسیو را در بین مقاطع مختلف در طول آزمون ریشه واحد، ترکیب می­کنند یعنی ضرایب اتورگرسیو برای همه مقاطع یکی خواهد بود . بنابراین، پارامترهای اتورگرسیو مرتبه اول را محدود می­کنند تا برای همه مقاطع یکسان باشد. پدرونی آماره­هایحاصلازروش درون گروهی را، به عنوان آماره­های هم­انباشتگی تلفیقی[12] معرفی می­کند. سه آماره دیگر براساس میانگین ضرایب اتورگرسیو می­باشند که برای هر کشور بطور جداگانه تخمین زده می­شود. بنابراین، این آماره­ها به ضرایب اتورگرسیو اجازه می­دهد که از کشوری به کشور دیگر تغییر کند که آماره­هایحاصلازروش بین­گروهی به عنوان آماره­های هم­انباشتگی گروهی- میانگین تلفیقی[13]  شناخته می­شوند.

اولین آماره هم­انباشتگی تلفیقی(آماره- Vتلفیقی) یک آزمون نسبت واریانس غیرپارامتریک[14] است. دومین و سومین نوع آماره­ها تلفیقی نیز به ترتیب آماره­های rho وtتلفیقی شبیه آماره فیلیپس پرون[15](PP) می­باشند. چهارمین آمارهADF تلفیقی[16] است که مشابه آزمون ریشه واحد تلفیقی لوین و همکاران[17] می­باشد. به طریق مشابه، دو مورد اول از آماره­های هم­انباشتگی گروهی-میانگین تلفیقی به ترتیب آماره­های  rho وt تلفیقی، شبیه آماره فیلیپس پرون می­باشد. سومین آماره نیز آزمونADFگروهی- میانگین است که مشابه با آزمون ریشه واحد تلفیقی ایم و همکاران[18] می­باشد. بهدلیلمناسببودن آماره-ADF تلفیقی نتایج هم­انباشتگی پدرونی در جدول(2) آمده است. نتایج حاصل از این آزمون نشان می­دهد که بر طبق آماره-ADF تلفیقی هم برای هم­انباشتگی تلفیقی و هم برای هم­انباشتگی تلفیقیگروهی زمانی که فقط فرض عرض از مبدا را بپذیریم، هم­انباشتگی بین متغیرهای الگو وجود دارد. مطابقبانتایجبدستآمدهدرجدول(2) فرض صفر مبنی بر عدم وجود رابطه هم­انباشتگی میان متغیر قابلرداست.برایناساس،میانمتغیرهاارتباطبلندمدتوجوددارد.لازمبهذکراستکهآزمون هم­انباشتگی تنهاوجودیاعدموجودرابطهبلندمدترابیانمیکندومیزانارتباطوچگونگیعلامتآن باانجاماینآزمونقابلتعییننیست. بهاینترتیب،برایبررسیمیزانوچگونگیاینارتباطبایداز روش­هایبرآوردروابطاستفادهشود.

 

       جدول(2). نتایج آزمون هم­انباشتگی پدرونی

نوع آماره

هم­انباشتگی تلفیقی

هم­انباشتگی تلفیقیگروهی

عرض از مبدا

عرض از مبدا و روند

عرض از مبدا

عرض از مبدا و روند

آماره- Vتلفیقی

44/1

4/3

-

-

مقدار احتمال

07/0

00/0

-

-

آماره- rhoتلفیقی

16/0

7/1

98/0

3/2

مقدار احتمال

5/0

95/0

83/0

9/0

آماره- PPتلفیقی

32/2-

49/0

18/4-

5/1-

مقدار احتمال

00/0

69/0

00/0

06/0

آماره-ADF تلفیقی

32/2-

02/0

18/3-

49/0-

مقدار احتمال

00/0

51/0

00/0

3/0

             ماخذ:یافته­های تحقیق 

 

ب) همچنین می­توان برایانجامآزمونهم­انباشتگی تلفیقی از روش پیشنهادی کاوُ[19] استفاده نمود. روشپیشنهادیویبراساسپسماندهایحاصلاز مدلحداقلمربعاتبامتغیرموهومی[20] می­باشد. نتایجاینآزمون،فقطبا عرضازمبدا،درجدول(3)ارائهشدهاست. همانطور که از جدول مشاهده می­شود رابطه هم­انباشتگی بین متغیرهای الگو برقرار است. براساسآماره ADF تلفیقی(36/7-)درسطح5درصدمعنادارند،بنابراینفرضیهصفرآزمونمبنیبرعدمهم­نباشتگیمتغیرهاردشده ومتغیرهادربلندمدتهم­انباشتگیبودهورابطهبلندمدتبینآنهاوجوددارد.

           جدول(3). نتایج آزمون هم­انباشتگی کاو

 

عرض از مبدا

وقفه

آماره-ADF تلفیقی

t-Statistic

prob

1

36/7-

000/0

             ماخذ:یافته­های تحقیق

 

5-3- مدل اثرات ثابت([21]FEM) یا مدلاثراتتصادفی(REM[22])

برایبرآوردمدل معرفی شدهازروشداده­هایتلفیقیاستفاده می­شود.استفادهازروشداده­هایتلفیقینسبتبهروشهای مقطعیوسری­زمانیدومزیتعمدهدارد:اولاینکهبه محققاینامکانرامی­دهدتاارتباطمیانمتغیرهاوحتی واحدها(کشورها)رادرطولزماندرنظربگیردوبهبررسی آنهابپردازد.ومزیتدومنیز،درتواناییاینروشدرکنترل اثراتانفرادیمربوطبهکشورها(بهعنوانواحدهایمقطعی) استکهقابلمشاهدهواندازه­گیرینیستند.درمدل عرضازمبداء معرفیشده، ازسهقسمت( )تشکیلشدهاست که: 1)  برای  همهسالهاوهمه کشورهامشترکاست، 2)  کهبرای سالt بودهوبرایهمهکشورهابهعنوانواحدهایانفرادی مشترکاست.هرگاهاینجزءواردمدلشود،آنرامدل داده­هایتلفیقیدوطرفهمیگویندوهرگاهواردمدلنشود، آنرامدلداده­­های تلفیقییکطرفه می­نامند. 3)  که برایهریکازکشورهامنحصربهفردبوده،ولیبرایهمه سالهامشترکاست.اینجزءرادراصطلاحاثراتانفرادی مربوطبههریکازکشورهامینامندکهازطریقبرآوردمدل بهروشداده­هایتلفیقیبهدستمی­آید.

ازآنجاکهدرروشمرسومحداقلمربعاتمعمولی(OLS) یعنیوقتیکهداده­هامقطعی،سری­زمانییا ترکیبشده درنظرگرفتهمی­شوند،محدودیت  ظاهرمیشودوبهعبارتیاثراتانفرادیکشورها یکسان فرضشدهونتایجدچاراریبناهمگنیناشیازیکسانبودن ایناثراتمیگردند.بهاینترتیببرایرفعاین مشکلدرروشداده­هایتلفیقیمحدودیتیکسانبودناثرات انفرادیحذفمی­شود( ).

زمانیکه  بامتغیرهایتوضیحیارتباط نداشتهباشد،مدلاثراتتصادفی(RE)راخواهیمداشتوزمانیکه  بامتغیرهایتوضیحیارتباطداشتهباشد،مدلمورد نظرمدلاثراتثابت(FE)خواهدبود.مدلاثراتتصادفی(RE)تنهازمانیکاربردداردکهداده­هایتلفیقیشاملN فردمی­باشدکهبهصورتتصادفیازیکجامعهبزرگ انتخابشدهباشد،بهطوریکه هابهطورتصادفی مابینواحدهاتوزیعمی­شود.مدلاثراتثابتزمانیمناسبتر خواهدبودکهمابهیکمجموعهخاصیاز N واحدتمرکز نماییمکهازیکجامعهبزرگبهصورتتصادفیانتخاب نمی­شوند.

برایانتخاببین مدلی که بیان می­کند عرضازمبداوشیببرایتمامکشورهاثابتبودهوجملهخطادرطولزمانوبرای کشورهایمختلفمتفاوتباشد(مدلمقید)،و مدلی که شیبثابتبودهولیعرضازمبدابرایکشورهامتفاوتباشد(مدلاثراتثابت)،ازآزمونF  استفادهمی­شود.اینآمارهمبتنیبرصحتهمگنی بینکلی کشورهااستواراست.ازاینروردفرضیه  مبیناستفادهازمدل اثرات ثابت وعدمردفرضیه بیانگر استفادهازروشحداقلمربعاتمعمولیتجمیعشدهمی­باشد.اینآمارهبا توجه به گرین[23](2003) بهصورتزیرمحاسبهمیگردد:

 

و یا مانند والدریج[24](2001)

 

که در آن :  اثراتثابتیادرونگروهی، :  کل یا ترکیبی(pool) ، Nتعداد مقاطع، T طول دوره نظر و تعداد پارامترها می­باشد.

مقدارF حاصلشدهازآزمون(81/26) از  بحرانی(68/2)بیشترمی­باشد. درنتیجهفرضیه ردمی­شودوازبیندوروشحداقلمربعاتمعمولیتجمیعشده وروشاثرات ثابت،روشاثرات ثابت پذیرفتهمی­شود. بنابراینمی­تواننتیجهگرفتکههرکشوردارایعرضازمبداخاص خودمی­باشدودرنظرگرفتنفقطیکعرضازمبدابرایتمامکشورهایموردمطالعهمناسب نیست.

برای مقایسه بین مدل مدلمقید، و مدلی که بیان می­کند شیبثابتوعرضازمبدابرایکشورهامتفاوتبودهوعرضازمبداهرکشوردارایتوزیع تصادفیباشد(مدلاثراتتصادفی) می­توان از آزمون LM که براساس پسماندهای حاصل از مدل مقید یا ترکیبی قرار دارد بهره گرفت(گرین،2003). آزمون به صورت زیر می­باشد:

 

آمارة آزمون به صورت زیر تعریف می‌شود:

 

تحت فرضیة صفر، LM دارای توزیع  با یک درجة آزادی است. در رابطة فوق e بردار پسماند حداقل مربعات معمولی است. در صورتی که آمارة LM محاسبه شده بیشتر از مقدار بحرانی (84/3) باشد آنگاه فرضیه صفر رد می‌گردد و این بدان مفهوم است که جزء تصادفی ( ) در مدل قابل توجیه است و مدل اثرات تصادفی مدل برتر می‌باشد( گرین ، 2000، 3-572). این آماره برابر41956.4 می­باشد که از کمیت بحرانی بیشتر می­باشد لذا نتایج آزمون که با آماره χ2 مقایسه شده است، قویاً فرض صفر را رد نموده و نشان می دهند که مدل اثرات تصادفی به مدل مقید ارجحیت دارد.

دیدیم که دو مدل اثرات تصادفی و ثابت هر دو بهتر از مدل مقید هستند و این بدان معناست که در هر صورت، در نظرگرفتن عرض از مبدا خاص برای هر کشور بهتر از در نظر گرفتن یک عرض از مبدا مشترک برای همه آنها می باشد. این امر می­تواند به دلیل تفاوت­های احتمالی در محیط تجاری، ساختارهای سیاسی و فرآیندهای تصمیم­گیری­های کلان اقتصادی در هر کشور باشد.

حال باید دید از بین این دو مدل کدام یک گزینه بهتری است. برای انجام این گزینش، از آزمون هاسمن[25] استفاده می­­کنیم. آزمون هاسمن به صورت زیر تنظیم می­شود.

H0: بین اثرات تصادفی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود ندارد

H0: بین اثرات تصادفی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود دارد

آماره آزمون نیز به صورت زیر ارائه شده است:

 

که  ضریب مدل اثرات ثابت،  ضریب مدل اثرات تصادفی و  علامت واریانس است (والدریج، 2001).

حال اگرآمارۀ  محاسبه شده بزرگتر از آماره جدول باشد فرضیه H0 رد می شود یعنی اینکه بین جزء اخلال مربوط به عرض از مبداها و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود دارد.

           جدول(4). نتایج آزمون هاسمن

آزمونهاسمن

مقدار

آماره H

77/68

کمیت  

3

prob

00/0

             ماخذ::یافته­های تحقیق

همانطوریکه ملاحظه می­شود مقدار آماره محاسبه شده بطور معنی­داری از مقدار آماره جدول بزرگتر است. پس فرضیه H0 رد می­شود. بنابراین بین اثرات تصادفی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود دارد و این به معنی مناسب بودن مدل اثرات ثابت است.

همانطور که براساس جدول(5) مشاهده شد ضرایب برآوردی رابطه مثبت و منفی بین متغیر توضیحی مدل بر متغیر وابسته که تولید ناخالص کشورها می­باشد، را نشان می­دهد. ضریب برآوردی نرخ ارز حقیقی دارای علامت منفی، معادل 13/0- است و از نظر آماری نیز به علت بالا بودن آماره t  با احتمال بیش از 99 درصد معنی­دار است.

                جدول(5).  اثر هر یک از عوامل بر تولید ناخالص داخلی کشورهای منتخب

متغیروابسته : لگاریتم تولید ناخالص داخلی LGDP

  متغیرهای مستقل

 

Prob

آماره t

ضریب

00/0

48/12

94/3

عرض از مبدا

00/0

08/6-

13/0-

لگاریتم نرخ ارز حقیقیLRER

00/0

13/9

16/0

لگاریتم نقدینگیLM2

00/0

26/11

50/0

لگاریتم هزینه­های نهائی دولتLGOV 

ضریب تعیین 99/0

آماره F 4/3173

آماره دوربین واتسون    61/0

       

IRAN—C

06/0

ARMA—C

33/0-

KAZ—C

02/0-

AZAR—C

07/0-

TURK—C   

36/0

 

 

                  ماخذ :یافته­های تحقیق

نتایجبهدستآمدهدرارتباط بااینضریبنشاندهنده­یاثرمثبتکاهشارزشپولبرتولیدناخالصداخلی است.امامیزاناینضریبنشانمیدهدکهباکاهش(افزایش)یکدرصد در نرخ ارز حقیقی(تقویت پول ملی)،تولیدناخالصداخلیبهمیزانسیزدهصدمدرصدافزایش(کاهش)می­یابد. این نکته قابل ذکر است که برای اقتصاد ایران رابطه بین نرخ ارز حقیقی و تولید ناخالص داخلی معنی­دار نبوده است.

ضریب برآوردی تاثیر هزینه­های نهائی دولت روی تولید ناخالص داخلی کشورها رابطه مثبت(50/0) دارد. از نظر آماری این ضریب به علت بالا بودن آماره t با احتمال بیش از 99 درصد معنی­دار است. یعنیتغییریکدرصدیهزینه­های مصرفی نهائی دولت تغییر 5/0 درصدیتولید ناخالص داخلیرادرپیدارد. ضریبحجمنقدینگینیزدارایعلامتمثبت 16/0است، یعنیتغییریکدرصدیحجمنقدینگیتغییر 16/0 درصدی درتولیدصورت می­گیرد.

6-      نتیجه گیری و پیشنهادات

دراینمقالهاثرتغییراتنرخارز حقیقیبرتولید ناخالصداخلیدرکشورهایمنتخببررسیشدهاست.بهاینمنظور،ازروشداده­هایتلفیقیبرایپنجکشور استفادهشده است.باتوجهبهبرآوردهایبهدستآمده برای پارامترهای­،رابطه­یبلندمدتبین متغیرهایمستقل(شامل نرخ ارز حقیقی، حجم نقدینگی و مخارج دولت)وتولیدناخالصداخلیدرکشورهایمنتخببهاثبات رسید.ارتباطبیندومتغیرتولیدناخالصداخلیونرخارزحقیقیدرکشورهای منتخبنشاندادکهباکاهشارزشپول ملی،میزانتولید ناخالصداخلیافزایشوباافزایشارزشپول ملیکاهشمی­یابد،اگرچهایناثرگذاری ازشدتبالاییبرخوردارنیست اما این اثر منفی وجود دارد.اثرسیاستهایمالیبر تولیدناخالصداخلیدرکشورهایمنتخب، مثبت ارزیابی شده است.درمورد اثرگذاریسیاستهایپولیبرتولیدنیز یک رابطه مثبتحاکماست.

  • گرچهمیاننرخارزوتولیدناخالصداخلی اقتصاد ایرانرابطهمثبتبرقراراست، اما اولاً این مقدار معنی­دار نبوده و ثانیاًپایینبودناین ضریبنمی­تواند توجیهکنندهدفاعازارزشگذاریبالایپولخارجیدرحمایتازتولیداتکشورباشد،همچنینتمرکز وحساسیتبالابرتغییراتنرخارزبهمنظورافزایشتولیدتوجیهپذیرنیست
  • پرهیزازیکسونگری(تنهاتوجهبهافزایشنرخارز)وبخشی­نگری(توجهبهبخش ارزیاقتصاد)دراعمالسیاست­هایارزیوبهکارگیریروشسیستمی،وبررسیآثارهمهجانبه تغییراتنرخارزموردتأکیدقرارمی­گیرد.
  • باتوجهبهاینکهتأثیرسیاست مالیبرتولیدناخالصداخلینسبت بهنرخارز حقیقیونقدینگیبیشتراست،بهنظرمی­رسددرطرفتقاضابهکارگیریسیاست­هایمالیبه جایسیاست­هایپولیوارزیبرایافزایشتولیدنتایجبهتریراارائهخواهدشد.


[1] Dornbush & Schmid

[2] Krugman. P & L. Taylor

[3] Rogers. J.H. Wange. P. (1995).

[4] Kamin. S.B. Rogers. J.H. (2000).

[5] Error-Correction Modeling

[6] Levin, Lin & Chu(2000)

[7] Breitung(2000)

[8] Im, Pesaran and Shin (IPS)(2003)

[9] تفاضل مرتبه اول

[10] Granger

[11] Pedroni

[12] Panel cointegration statistc

[13] group-mean panel cointegration statistics

[14]  non-parametric variance ratio test

[15] Philips and peron (PP)

[16] panel ADF statistic

[17] Levin et al

[18] Im et al

[19]  Kao,1999

[20] Least-Squares Dummy Variable (LSDV)

[21] Fixed Effect Model

[22]Random Effect Model

[23] Green(2003)

[24] Wooldridge(2001)

[25] Hausman Test

  1. ادواردز، سباستین.(1373). مشکل تنظیم نرخ ارز در کشورهای در حال توسعه، ترجمه اسداله  فرزین وش، تهران: مؤسسه تحقیقات پولی و بانکی.
  2. ختایی، محمود و غربالی مقدم، یونس(1383).بررسی رابطه پویا میان نرخ ارز و تولید ناخالص داخلی در اقتصاد ایران، مجله برنامه و بودجه، سال نهم، شماره1.
  3. شهشهانی، احمد. (1357). الگوی اقتصاد سنجی ایران و کاربردهای آن، تهران، موسسه توسعه و تحقیقات اقتصادی دانشگاه تهران.
  4. طاهری فرد، احسان. (1381). مبانی نظری اندازه گیری نرخ داخلی واقعی ارز به روش مستقیم: کاربرد در ایران (1377-1350)، مجله برنامه و بودجه . سال ششم ، شماره 71 و 72.
  5. عبدا... میلانی، مهنوش، همکاران. (1375). بررسی رابطه نرخ ارز با برخی متغیرهای کلان اقتصادی در ایران. مجله برنامه و بودجه، سال اول ، شماره 10.
  6. فتحی ، یحیی. (1377). بررسی کشش پذیری صادرات غیر نفتی نسبت به تغییرات نرخ ارز، پژوهشنامه بازرگانی، شماره 8.
  7. فرهندی، علی (1368). ارزیابی سیاست ارزی در ایران، تهران، دانشگاه تهران.
  8. هادیان، ابراهیم و احسان طاهری فرد. (1378). بررسی تاثیر تغییرات درآمد حاصل از صدور نفت بر نرخ واقعی ارز، مجله برنامه و بودجه، سال چهارم ، شماره 9.
  9. ولد خانی، عباس (1376). عوامل تعیین کننده صادرات غیر نفتی در ایران با استفاده از روش های همگرایی انگل- گرنجر و یوهانسن (1374-1338)، مجله برنامه و بودجه ، سال دوم ، شماره 22 و 23.
    1. Bahmani-Oskooee, M. and Miteza, I., “Are Devaluations Contractionary? Evidence from Panel Cointegration,” Economic Issues, Vol. 10, Part 1, 2006, pp. 49-64.
    2. Bahmani-Oskooee, M. and Miteza, I., “Are Devaluations Expansionary or Contractionary? A Survey Article,” Economic Issues, Vol. 8, Part 8, 2003, pp. 1-28.
    3. Bahmani-Oskooee, M. and Rhee, H-J., “Response of Domestic Production to Depreciation in Korea: An Application of Johansen’s Cointegration Methodology,” International Economic Journal, Vol. 11, No. 4, 1997, pp. 103-112.
    4. Baltagi, B. H., Econometric Analysis of Panel Data, 3rd ed. England: John Wiley and Sons, Ltd, 2005.
    5. Chou, W. L. and Chao, C.C., “Are Currency Devaluations Effective? A Panel unit Root Test,” Economics Letters, Vol. 72, 2001, pp. 19-25.
    6. Diaz-Alejandro, C.F., Exchange Rate Fevaluation in a Semi- Industrialized Country: The Experience of Argentina 1955- 1961. United States of America: The M.I.T. Press, 1965.
    7. Donovan, D. J., “Real Responses Associated with Exchange Rate Action in Selected Upper Credit Tranche Stabilization Programs,” IMF Staff Papers, Vol. 28, No. 4, 1981, pp. 698-727.
    8. Edwards, S., “Are Devaluations Contractionary?” The Review of Economics and Statistics, Vol. LXVIII, No. 3, 1986, pp. 501-508.
    9. Edwards, S., “Exchange Controls, Devaluations, and Real Exchange Rates: The Latin American experience,” Economic Development and Cultural Change, Vol. 37, 1989, pp. 457-494.
    10. Harris, R.D.F. and Tzavalis, E., “Inference for Unit Roost in Dynamic Panels where the Time Dimension is Fixed,” Journal of Economics, Vol. 91, 1999, pp. 201-226.
    11. Im, K.S, Pesaran, M. H. and Shin, Y., “Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels,” Journal of Econometrics, Vol. 115, No. 1, 2003, pp. 53-74.
    12. Kamin, S.B, and Klau, M., “Some Multi-country Evidence on the Effects of Real Exchange Rates on Output,” International Finance Discussion Papers, No. 611, 1998.
    13. Krugman, P., and Taylor, L., “Contractionary Effect of Devaluation,” Journal of International Economics, Vol. 8, 1978, pp. 445-456.
    14.  Morley, S., “On the Effects of Devaluation During Stabilization Programs in LDCs,” Review of Economics and Statistics, Vol. LXXIV, No. 1, 1992, pp. 21-27.
    15. Pedroni, P., “Panel Cointegration: Asymptotic and Finite Sample Properties of Pooled Time Series Tests with an Application to the PPP Hypothesis,” Econometric Theory, Vol. 20, 2004, pp. 597-625.
    16. Pedroni, P., “Panel Cointegration: Asymptotic and Finite Sample Properties of Pooled Time Series Tests with an Application to the PPP Hypothesis,” Econometric Theory, Vol. 20, 2004, pp. 597-625.
    17. Van Wijnbergen, S.V., “Exchange Rate Management and Stabilization Policies in Developing Countries,” Journal of Development Economics, Vol. 23, No. 2, 1986, pp. 227-247.