جهانی شدن اقتصاد و تأثیر آن بر تورم در کشورهای در حال توسعه آسیایی

نوع مقاله: بنیادی یا نظری

نویسنده

دانشجوی دکتری علوم اقتصادی دانشگاه یزد، یزد، ایران

چکیده

با فراگیر شدن پدیده جهانی شدن در ابعاد مختلف به ویژه در بعد اقتصادی، اقتصاددانان به بررسی آثار آن بر جنبه های مختلف اقتصادی پرداخته اند. همچنین طبق آمار و اطلاعات در دسترس نشان دهنده‌ی این است که طی چند دهه اخیر تورم جهانی کاهش یافته است و این در حالی است که ادغام کشورها در اقتصاد جهانی روندی فزاینده داشته است. بنابراین از آنجایی که تورم و راه‌های مقابله با آن یکی از مشکلات اقتصادی در بسیاری از کشورها به ویژه کشورهای در حال توسعه می باشد، مقاله ی حاضر اثر جهانی شدن اقتصاد بر تورم را در 22 کشور در حال توسعه آسیایی و در دوره زمانی 2014- 1994 مورد مطالعه قرار می دهد تا اثرات مثبت و احیاناً منفی این پدیده بر تورم مشخص گردد. با استفاده از بعد اقتصادی شاخص KOF به عنوان متغیر جانشین برای جهانی شدن اقتصادی و استفاده از روش اثرات تصادفی برای برآورد، نتایج نشان دهنده وجود رابطه ی معکوس و معنی‌دار بین جهانی شدن اقتصاد و تورم در کشورهای مورد بررسی می باشد. به طور دقیق‌تر یک واحد افزایش در درجه‌ی جهانی‌ شدن اقتصاد، تورم را به میزان 39/0 واحد کاهش می‌دهد بنابراین با توجه به نتایج تحقیق حاضر به نظر می‌رسد تلاش کشورها در جهت پیوستن به موج جهانی شدن اقتصاد و کاهش موانع و محدودیت‌های تجاری می‌تواند در کاهش نرخ تورم مؤثر باشد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Economic globalization and Its Effect on Inflation in Asian Developing Countries

نویسنده [English]

  • Elahe Mahmoodi
Ph.D Candidate in Economics, Yazd University, Yazd, Iran
چکیده [English]

In today’s world countries cannot isolate themselves from the world economy. The benefits of outward-looking policies which help in taking advantage of international trade and capital flows are obvious and there is evidently a move away from the typical closed economy structure in most of economies. Therefore, in recent years many researchers focused on the effects of globalization on different economic aspects, including its effect on inflation. Inflation is one of the serious problems in many countries, particularly in developing countries because it has obvious costs to an economic and social system. A high rate of inflation reduces the purchasing power and increases uncertainty in the economy and may adversely effect on the economic growth. So in this Study we attempt to examine the effect of economic globalization on inflation for a panel of 22 Asian developing countries. By using annual data from 1994 to 2014 and economic dimension of KOF index of globalization, the results show inverse and significant relationship between economic globalization and inflation.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Economic Globalization
  • Inflation
  • KOF Index
  • panel data

مقدمه
در سال‌های اخیر به آثار جهانی‌شدن در جنبه‌های مختلف اقتصاد توجه زیادی شده است. در منابع مختلف تعاریف متفاوتی برای جهانی‌شدن اقتصاد ذکر شده است که در جامع‌ترین تعریف، جهانی‌شدن اقتصاد را می‌توان فرایندی در نظر گرفت که در آن مرزهای اقتصادی میان کشورها هر روز کم‌رنگ می‌شود و تحرک روز‌افزون منابع، تکنولوژی، کالا و خدمات، سرمایه و حتی نیروی انسانی در ماورای مرزها سهل‌تر صورت می‌گیرد.
از جمله آثار جهانی‌شدن بر اقتصاد کشورها تأثیر آن بر تورم است. تورم یکی از مشکلات جدی در اقتصاد بسیاری از کشورها و به‌ویژه کشورهای در حال توسعه به شمار می‌رود و از سوی دیگر روند جهانی‌شدن و ادغام رو به افزایش اقتصادهای ملی در اقتصاد جهانی که دولت‌ها را تشویق به کاهش موانع و آزادسازی تجاری می‌کند مبین ضرورت شناخت اثر جهانی‌شدن اقتصاد بر تورم است. نرخ تورم در کشورهای صنعتی از دهه 1990 به بعد نسبت به دهه 70 و اوایل دهه 80 میلادی کاهش درخور توجهی داشته است؛ به طوری‌که نرخ تورم در بیشتر سال‌های دهه 90 در حدود 2 تا 3 درصد در نوسان، اما متوسط آن در اوایل دهه 80 حدود 9 درصد بوده است. این تحول به کشورهای پیشرفته محدود نشده است و کشورهای در حال توسعه هم (هرچند با چند سال تأخیر) این تحول را تجربه کرده‌اند. برای تبیین این واقعیت‌ها تحلیل‌گران دلایل مختلفی ارائه کرده‌اند که یکی از مهم‌ترین آن‌ها اثرپذیری تورم کشورها از فرایند جهانی‌شدن است. بنابراین در این مطالعه سعی شده است تأثیر جهانی‌شدن اقتصاد بر تورم در کشورهای در حال توسعه که تورم بیشتری نسبت به کشورهای صنعتی و پیشرفته دارند، مطالعه شود. همچنین از آنجایی که کشورهای در حال توسعه آسیایی از لحاظ جغرافیایی و ویژگی‌های ساختاری شباهت بیشتری با اقتصاد ایران دارند، از اطلاعات این کشورها بهره گرفته شده است.
کشور ایران از جمله کشورهایی است که همواره نرخ تورم زیادی را تجربه کرده است؛ به طوری که متوسط نرخ تورم از سال 1990 به بعد تقریباً 19 درصد بوده است، درنتیجه مقابله با تورم همواره از چالش‌های اساسی برای سیاست‌گذاران و اقتصاددانان به حساب می‌آید. بنابراین به نظر می‌رسد آگاهی و آشنایی سیاست‌گذاران کشور با پیامدهای مثبت (و احتمالاً منفی) پدیده جهانی‌شدن، آن‌ها را در گرفتن تصمیمات مناسب برای بهره‌گیری از منافع جهانی‌شدن و جلوگیری از ناهنجاری‌ها و مشکلات ناشی از تورم یاری می‌رساند، اما به‌رغم اهمیت این موضوع، کمتر مطالعه‌ای آن را بررسی کرده است. از این رو در این مطالعه سعی شده است تا در منتخبی از کشورهای در حال توسعه اثر جهانی‌شدن اقتصاد بر تورم و این موضوع که آیا افزایش درجه جهانی‌شدن باعث کاهش تورم می‌شود یا خیر بررسی شود.
1- ادبیات موضوع
1-1- جهانی‌شدن اقتصاد
امروزه در بحث از جهانی‌شدن، به‌ویژه بُعد اقتصادی آن مصادیقی خاص برداشت می‌شود. به طور مشخص، آغاز فرایندی که امروزه از آن به عنوان جهانی‌شدن اقتصاد یاد می‌کنیم به اواخر قرن نوزده میلادی، یعنی حدود سال 1870 بازمی‌گردد.
صندوق بین‌المللی پول جهانی‌شدن را رشد وابستگی متقابل اقتصادی کشورها در سراسر جهان از طریق افزایش حجم و تنوع مبادلات کالا و خدمات و جریان سرمایه در ماورای مرزها و همچنین از طریق پخش گسترده‌تر و وسیع‌تر تکنولوژی تعریف می‌کند.
سیموز تعریف جامع‌تری از جهانی‌شدن را با ویژگی‌های مختلف از قبیل کمرنگ‌شدن اهمیت مرزهای ملی برای جداسازی بازارها، تخصصی‌شدن تولید فرامرزی و شکل‌گیری شبکه‌های تولیدی چند‌ملیتی، تشکیل قدرت‌های چند‌پایه تکنولوژیک و همکاری بیشتر بنگاه‌های بین‌المللی، گسترش شبکه‌های اطلاعاتی و همبستگی بالاتر در مراکز مالی دنیا ارائه داده است. فرانکل این پدیده را به صورت افزایش ادغام بین‌المللی بازارهای ملی شامل بازار کالا، خدمات، سرمایه و نیروی‌کار معرفی می‌کند (سلمان‌پور، تقی سلطانی و شافعی، 2002).
با تعاریفی که از جهانی‌شدن اقتصاد بیان شد به عنوان یک تعریف جامع، جهانی‌شدن اقتصاد را می‌توان فرایند ادغام اقتصادهای ملی در یک اقتصاد فراگیر جهانی در نظر گرفت که در آن عوامل تولید شامل نیروی کار و سرمایه، تکنولوژی و اطلاعات آزادانه از مرزهای جغرافیایی عبور می‌کند و محصولات تولیدی (اعم از کالاها و خدمات) نیز آزادانه به بازارهای کشورهای مختلف وارد می‌شود. از مشخصه‌های اصلی این فرایند اتکای بیشتر به نظام بازار، خصوصی‌سازی و آزاد‌سازی در ابعاد مختلف آن اعم از آزادسازی تجاری، بازارهای مالی و سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی است (ناجی میدانی، 1382).
1-2- شاخص جهانی‌شدن اقتصاد
در این مقاله برای بررسی اثر جهانی‌شدن اقتصاد بر تورم از این شاخص استفاده می‌شود؛ زیرا شاخص مؤسسه فریزر هر 5 سال منتشر می‌شود و شاخص بنیاد هریتیج نیز بازه زمانی بررسی‌شده در این مطالعه را پوشش نمی‌دهد. بنابراین شاخص جهانی شدن اقتصادی مناسب‌تر به نظر می‌رسد.
این شاخص را که در سال 2002 مؤسسه سوئیسی KOF‌ (مؤسسه تحقیقات سیکل‌های تجاری) ارائه داد، سه بُعد جهانی‌شدن اقتصادی، اجتماعی و سیاسی دارد که به ترتیب هریک 8، 12 و 3 شاخص فرعی دارند.به این ترتیب شاخص KOF، 23 زیر‌شاخص فرعی با وزن‌های متفاوت دارد و بُعد اقتصادی، اجتماعی و سیاسی جهانی‌شدن هریک تقریباً به ترتیب وزنی معادل 36، 38 و 26 درصد در شاخص جهانی‌شدنKOF دارند که جزئیات بُعد اقتصادی این شاخص به شرح زیر است:
الف) جریانات حقیقی: درصد تجارت از تولید ناخالص داخلی، 21 درصد؛ درصد سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی از تولید ناخالص داخلی، 28 درصد؛ سرمایه‌گذاری پرتفوی (اوراق بهادار)، 24 درصد و درصد پرداخت‌های درآمدی به کشورخارجی از تولید ناخالص داخلی، 27 درصد.
ب) محدودیت‌ها: موانع پنهان واردات، 24 درصد؛ نرخ متوسط تعرفه، 27 درصد؛ مالیات تجارت بین‌المللی، 26 درصد و محدودیت‌های حساب سرمایه، 23 درصد.
این شاخص جهانی‌شدن، برای سال‌های 1970 به بعد و برای اکثر کشورها محاسبه و ارائه شده است و ضمن جامع‌بودن می‌تواند بازه زمانی گسترده‌ای را پوشش دهد.
1-3- پیشینه پژوهش
بادینگر (2009) طی بررسی رابطه جهانی‌شدن و تورم، همچنین جهانی‌شدن و جانشینی تولید‌تورم با داده‌های مقطعی 91 کشور در بازه زمانی 2004-1985، از دو شاخص باز‌بودن‌ تجاری و باز‌بودن مالی برای اندازه‌گیری میزان جهانی‌شدن استفاده کرده است. او برای سنجش بازبودن تجاری از شاخص نسبت تجارت به تولید و برای سنجش بازبودن مالی از شاخص نسبت مجموع دارایی‌های خارجی و بدهی‌ها به تولید ناخالص داخلی بهره و نتیجه گرفته است هرچه باز‌بودن تجاری و مالی بیشتر باشد، متوسط نرخ تورم کمتر و جانشینی تولید‌تورم بیشتر خواهد بود. کوریهارا (2013) این موضوع را بررسی کرد که آیا باز‌بودن تجاری با تورم کمتر در ارتباط است یا خیر؟ او برای پاسخ به این پرسش از داده‌های پانل برای کشورهای آسیایی و کشورهای سازمان همکاری و توسعه اقتصادی بهره گرفت. نتایج نشان‌دهنده این بود که ارتباط معکوس بین بازبودن تجاری و تورم در کشورهای آسیایی قوی‌تر است. ییهیس (2013) بازبودن تجاری و تورم را در کشورهای آفریقایی مطالعه کرد و نتیجه گرفت ارتباط مشهودی بین این دو متغیر برقرار نیست. قوش (2014) اثر بازبودن تجاری و رژیم ارزی را بر تورم در 137 کشور طی دوره1999-2012 بررسی کرد. نتایج این مطالعه نشان داد بازبودن بیشتر تجاری و مالی و رژیم ثابت نرخ ارز باعث تورم کمتر می‌شود؛ مخصوصاً در کشورهای با درجه بازبودن تجاری و مالی کم و تورم بالاتر.
بیانچی و سیولی (2015) در بررسی ارتباط بین جهانی‌شدن و تورم با رهیافت TV-VAR در 50 کشور شامل کشورهای سازمان همکاری و توسعه اقتصادی، اقتصادهای مهم آسیایی و بعضی از کشورهای نوظهور بررسی کرده‌اند. دوره زمانی این مطالعه 2006-1971 و داده‌ها به صورت فصلی هستند. نتایج این مطالعه نشان داد نوسانات اقتصادی جهانی روی پویایی‌های تورم داخلی تأثیرگذار است و این نتیجه برای تمام کشورها و در طول دوره زمانی مطالعه‌شده صادق است. همچنین به‌رغم اهمیت جهانی‌شدن، اثر آن روی تورم روند زمانی روشنی را نشان نمی‌دهد و درنهایت آن‌ها نتیجه گرفتند بُعد سری زمانی اثر جهانی‌شدن را به‌روشنی تبیین نمی‌کند، اما با اضافه‌کردن بُعد مقطعی به تحلیل، نتایج نشان‌دهنده ارتباط مثبت بین بازبودن تجاری و اثر فضای جهانی بر تورم است.
ژانگ و همکاران (2015) ارتباط بین جهانی‌شدن و تورم در کشور چین را با استفاده از داده‌های فصلی 2012-1995بررسی کردند. با استفاده از مدل پویای چندمتغیره، نتایج نشان داد عواملی مانند شکاف تولید جهانی، تأثیر معناداری بر تورم در چین دارد. لین، می، وانگ، و یو (۲۰۱۷) فرضیه رومر (۱۹۹۳) را مبنی بر ارتباط منفی بین بازبودن تجاری و تورم برای کشورهای آفریقایی و با تکنیک متغیر ابزاری آزمودند و نتیجه گرفتند با افزایش درجه بازبودن تجاری، تورم در این کشورها کاهش می‌یابد.
بودلر و ملک (2017) در مطالعه خود توضیح می‌دهند بازبودن تجاری می‌تواند بر نوسانات تورم تأثیرگذار باشد، اما نوع این تأثیر مبهم است. آن‌ها با استفاده از مدل پانل پویا در 96 کشور و برای بازه زمانی 2000-1961 نشان دادند کاهش در نوسانات تورم در سال‌های اخیر در بسیاری از کشورها، به دلیل افزایش بازبودن تجاری و گسترش فرایند جهانی‌شدن اقتصاد است و این تأثیر در کشورهای در حال توسعه و نوظهور شدیدتر است.
طیب‌نیا و زندیه (2009) در مطالعه اثرات فرایند جهانی‌شدن بر تورم در ایران نتیجه گرفتند هرچه اقتصاد ایران بازتر باشد اثرپذیری تورم از ادوار تجاری داخلی کمتر می‌شود و درواقع نوسانات تورم کاهش می‌یابد. سلمان‌پور و همکاران (2009) در بررسی پیامد جهانی‌شدن بر تورم داخلی در ایران بر اساس تجزیه واریانس داده‌ها نتیجه گرفتند سهم عمده‌ای از تورم داخلی در کوتاه‌مدت و بلند‌مدت ناشی از تورم وارداتی است و افزایش درجه بازبودن اقتصاد در ایران موجب تأثیر‌پذیری بیشتر اقتصاد ملی از عوامل خارجی می‌شود و با توجه به وجود تورم جهانی تورم را افزایش می‌دهد. جعفری صمیمی و شادابی (2009) در بررسی اثر آزادسازی اقتصادی بر تورم در کشورهای منطقه خاورمیانه و شمال آفریقا در دوره زمانی 2006-1996 به روش داده‌های تلفیقی نتیجه گرفتند آزادسازی اقتصادی تأثیر قابل توجهی بر تورم در منطقه مدنظر نداشته است.
1-4- مبانی نظری
اثرگذاری فرایند جهانی‌شدن اقتصاد بر تورم موضوع تقریباً جدیدی است و در مطالعات مختلف برای آن دلایل متفاوتی ذکر شده که در ادامه به طورخلاصه به آن‌ها اشاره می‌شود.
مشهورترین تحلیل در این چارچوب، تحلیل راگاف است. راگاف بیان می‌کند جهانی‌شدن، مقررات‌زدایی و کاهش نقش دولت در اقتصاد با آثار متقابل و تقویت‌کننده بر هم، باعث افزایش شدید رقابت می‌شود و شبه‌رانت‌های بنگاه‌ها و اتحادیه‌های انحصارگر را کاهش می‌دهد. در کشورهای در حال توسعه بازشدن مرزهای ملی به روی تجارت خارجی، رانت‌های شرکت‌های انحصاری داخلی را که عموماً از مخالفان جدی آزادسازی تجاری هستند، کاهش می‌دهد و کاهش قدرت قیمت‌گذاری انحصاری این شرکت‌ها در پی افزایش رقابت، قیمت‌های نسبی کالاهای انحصاری را کاهش خواهد داد. در این حالت مقامات پولی می‌توانند با تنظیم سیاست‌های پولی کشور، این کاهش در قیمت‌های نسبی را به سطح عمومی قیمت‌ها منتقل کنند. (رگاف، 2003).
جهانی‌شدن علاوه بر اثر غیرمستقیم خود که باعث کاهش قدرت انحصاری شرکت‌های داخلی می‌شود، به طور مستقیم نیز می‌تواند باعث کاهش قیمت‌های نسبی شود. راگاف در تحلیل این اثر معتقد است افزایش تجارت با اقتصادهای نوظهور می‌تواند با کاهش قیمت کالاهای واسطه‌ای، قیمت تمام‌شده کالاها را کاهش دهد، زیرا بسیاری از کالاهای تجاری، کالاهای واسطه‌ای در تولیدِ دیگر کالاها به شمار می‌روند.
طبق تئوری‌های جدید رشد بازبودن یک کشور برای تجارت جهانی باعث بهبود تکنولوژی و موجب می‌شود تا اقتصادهای باز با سرعت بیشتری نسبت به اقتصادهای بسته رشد کنند. بنابراین گفته می‌شود بازبودن از طریق تأثیری که روی تولید دارد، می‌تواند بر تورم اثرگذار باشد. این تأثیر می‌تواند از طریق چهار مکانیسم عمل کند: افزایش کارایی که به احتمال زیاد از طریق تغییر در ترکیب نهاده‌هایی که در داخل کشور یا به صورت بین‌المللی تولید می‌شوند، موجب کاهش هزینه ها می‌شود؛ تخصیص بهتر منابع؛ افزایش بهره‌برداری از ظرفیت‌ها و افزایش در سرمایه‌گذاری خارجی که موجب تحریک رشد تولید و کاهش قیمت‌ها می‌شود (آشرا، 2002).
رومر نیز در مقاله خود با عنوان »بازبودن ]اقتصاد[ و تورم» ضمن ارائه یک الگوی اقتصاد کلان باز با فرض رقابت ناقص و انعطاف‌ناپذیری قیمت‌ها، در تشریح نحوه اثر‌گذاری باز‌بودن اقتصاد بر تورم داخلی یک کشور معتقد است منافع حاصل از یک انبساط پولی غیرمنتظره در اقتصادهای باز کمتر است. بنابراین انگیزه مقامات پولی برای ایجاد تورم در اقتصادهای بازتر کمتر خواهد بود. او همچنین معتقد است اثر افزایش در رشد نقدینگی روی نرخ ارز حقیقی مستقل از درجه باز بودن است، اما چون هزینه رفاهی ناشی از کاهش نرخ ارز حقیقی ـ در اثر سیاست پولی انبساطی ـ با افزایش درجه بازبودن افزایش می‌یابد، باز هم موجب بازدارندگی برای اعمال سیاست‌های پولی انبساطی در اقتصادهای بازتر می‌شود (رومر، 1993).
رومر (1993) در تبیین رابطه جهانی‌شدن اقتصاد و تورم، یک کشور را در نظر می‌گیرد که افراد آن کالاهای مختلفی را مصرف می‌کنند و a درصد از این کالاها وارداتی است. (پس a درجه بازبودن را نشان می‌دهد) او در ابتدا رابطه شماره ۱، را مدنظر قرار می‌دهد:


در این رابطه : x نرخ تورم (تغییرات لگاریتم شاخص قیمت مصرف‌کننده) را نشان می‌دهد؛ a درجه بازبودن و جهانی‌شدن است؛ e تغییرات لگاریتم نرخ ارز را نشان می‌دهد؛ *p تغییرات لگاریتم شاخص قیمت کالاهای خارجی بر حسب واحد پول خارجی است و p تغییرات لگاریتم شاخص قیمت کالاهای تولید داخل بر حسب واحد پول داخلی را مشخص می‌کند؛ علامت ستاره (*) نیز نشان‌دهنده متغیر خارجی است. با فرض اینکه مطلوبیت فردی حاصل از مصرف، به صورت ترکیب CES از مصرف کالاهای مختلف باشد و α نشان‌دهنده معکوس کشش جانشینی بین دو کالا و کوچک‌تر از یک باشد، از آنجایی که کالاهای تولید داخل جانشین ناقص برای کالاهای تولید خارج هستند، افزایش در تولید داخلی موجب کاهش قیمت نسبی کالاهای تولید داخل می‌شود:


در رابطه شماره ۲، y تغییرات لگاریتم تولید داخلی و *y تغییرات لگاریتم تولید خارجی است. فرض کنید در کوتاه‌مدت f درصد از قیمت‌های داخلی انعطاف‌پذیر هستند و 1-f درصد باقی‌مانده غیرقابل انعطاف هستند. آن‌گاه (رابطه شماره ۳):


به طوری که و به ترتیب، نرخ تورم قیمت‌های انعطاف‌پذیر و قیمت‌های چسبنده در کوتاه‌مدت هستند.
فرض کنید که قیمت‌های انعطاف‌پذیر بر اساس رابطه شماره ۴ تعیین می‌شوند:


باید توجه داشت بر خلاف حروف کوچک که بیانگر تغییرات لگاریتم متغیر است، حروف بزرگ نشان‌دهنده سطح لگاریتم متغیر مدنظر است. φ میزان حساسیت قیمت‌های منعطف نسبت به تولید را اندازه می‌گیرد؛ برای مثال در یک حالت ساده که نیروی کار تنها عامل تولید و بازار نیروی کار، رقابتی باشد، دستمزدها انعطاف‌پذیر باشد و بازدهی ثابت وجود داشته باشد، φ به طور ساده معکوس کشش عرضه نیروی کار خواهد بود. از آنجایی که قیمت‌های اولیه در مقادیر تعادلی‌شان هستند، رابطه شماره 4 را می‌توان برای تغییرات لگاریتم متغیرها نیز به صورت زیر (رابطه شماره ۵) در نظر گرفت:


درنهایت، تقاضای پول به شکل زیر (رابطه شماره ۶) است:


طوری که m تغییرات لگاریتم موجودی پول است. رابطه 6 می‌تواند از محدودیت نقدی پیش رو یا از فرض وارد‌شدن پول در تابع مطلوبیت ایجاد شده باشد؛ به طور جایگزین می‌توان آن را به طور ساده به عنوان یک راه میانبر برای مدل‌سازی تقاضای کل در نظر گرفت. رومر معادلاتی مشابه معادلات قبل را برای کل دنیا که فرضاً شامل یک کشور است، در نظر می‌گیرد که در این روابط شماره ۱۰-۷ علامت ستاره * نشان‌دهنده متغیر خارجی است.

 


اگر همه قیمت‌ها کاملاً منعطف باشند (1=f‌‌)، تعادل در p‌=‌m و p*=m* ،y=y*=0 ،e=m-m* برقرار خواهد بود. به دلیل رقابت ناقص، سطح تعادلی تولید کمتر از سطح بهینه از لحاظ اجتماعی است. با فرض اینکه هر کالایی را یک بنگاه جداگانه تولید کند، آن‌گاه نسبت قیمت به هزینه نهایی هر بنگاه خواهد بود. بنابراین، در تعادل قیمت‌های انعطاف‌پذیر، تأثیر نهایی افزایش y روی رفاه (با این فرض که نرخ ارز حقیقی ثابت نگه داشته شود) برابر α است. به علاوه، از آنجایی که تغییر در نرخ ارز حقیقی نمایانگر تغییر در قیمت‌های واقعی کالاهای خارجی است، تغییر نرخ ارز حقیقی روی رفاه اثرگذار است. از آنجا که سطح تعادلی تولید، یکه (واحد) است و چون درصد کالاهای خریداری‌شده از خارج معادل a است، تأثیر نهایی ایجاد‌شده در رفاه، در اثر افزایش e‌+‌p*‌-‌p (با ثابت‌بودن y) برابر‌–‌a خواهد بود.
روابط 10-6 برای بررسی اثر افزایش عرضه پول m با قیمت‌های از پیش تعیین‌شده p̄ و *p̄ به کار برده می‌شود. تأثیر انبساط پولی و افزایش نقدینگی روی تولید، تورم داخلی، تورم شاخص قیمت مصرف‌کننده و نرخ ارز حقیقی را می‌توان به صورت زیر نوشت:

 

از آنجایی که ∆ به درجه جهانی‌شدن (a) وابسته نیست، از معادلات مذکور می‌توان نتیجه گرفت در یک اقتصاد بازتر، اثر انبساط پولی و افزایش نقدینگی روی تولید کمتر و روی تورم داخلی و تورم شاخص قیمت مصرف‌کننده بیشتر است (رابطه شماره ۱۵). بنابراین، جانشینی تولید‌تورم (که با یا اندازه‌گیری می‌شود) درکشورهایی که اقتصاد بازتری دارند جذابیت کمتری برای سیاست‌گذاران دارد. در مقابل، اثر افزایش رشد نقدینگی روی نرخ ارز حقیقی مستقل از درجه باز‌بودن است. اما به دلیل اینکه هزینه رفاهی ناشی از یک کاهش و تنزل مشخص در نرخ ارز حقیقی، در اقتصادهای باز بیشتر است، تنزل نرخ ارز حقیقی در اقتصادهای بازتر مانع بزرگ‌تری برای سیاست‌های پولی انبساطی خواهد بود.
برای تکمیل مدل باید مشخص کنیم که p̄ ،p* ،m و *m چگونه تعیین می‌شوند. فرض کنید بنگاه‌هایی که قیمت را قبل از مشخص‌شدن m تعیین کرده‌اند، تابع هدفی دارند، مشابه بنگاه‌هایی که قیمت‌های تحقق‌یافته را تعیین می‌کنند. بنابراین، همانند رابطه‌های 4 و 9 می‌توان نوشت:

 


طوری که E بیانگر انتظارات است، مشروط بر اطلاعات در دسترس و زمانی که قیمت‌ها تنظیم شده است. از روابط شماره 3-1، 10، 16 و 17 می‌توان روابط شماره ۱۸ و ۱۹ را نتیجه گرفت.

 


برای رسیدن به تعادل به دو شرط نیاز است. اول اینکه انتظارات عقلایی باشند. از آنجایی که در مدل نااطمینانی وجود ندارد، با توجه به روابط شماره 18 و 19 می‌توان این شرط را به‌سادگی به صورت p̄‌=m و *‌p̄*=m نوشت. بنابراین، در تعادل، تولید برابر سطح قیمت انعطاف‌پذیرش است. شرط دوم برای تعادل این است که مقامات پولی با توجه به اینکه p̄ و *p̄ معلوم باشند، رشد نقدینگی را به صورت بهینه انتخاب کنند. برای این منظور لازم است که:

روابط شماره 18 و 20 نشان می‌دهند رابطه 20 در تعادل باید در نقطه‌ای مثل p̄‌=m نگه داشته شود و درنتیجه y‌=‌0 است که این همانند تعادل قیمت‌های انعطاف‌پذیر است. به عبارت دیگر، تورم انتظاری، باید به گونه‌ای تنظیم و تعدیل شود که مقامات پولی تورم مازادی را ایجاد نکنند. به طور مشابه، شرط نرخ تعادلی رشد نقدینگی در خارج به صورت رابطه شماره ۲۱ خواهد بود:

 


با جایگزین‌کردن روابط شماره 11، 13 و 14 در رابطه 20 به پیش‌بینی اصلی مدل می‌رسیم، مبنی بر اینکه افزایش درجه بازبودن و جهانی‌شدن باعث کاهش تورم تعادلی خواهد شد. بر حسب a کاهنده است و برحسب a فزاینده است. بنابراین سمت چپ رابطه شماره 3 و 4 ،20 بر حسب a کاهشی است. علاوه بر این، بر حسب a افزایشی است. به دلیل اینکه (x)ć و c̋(x) مثبت هستند [(c)x) هزینه تورم فرض می‌شود]، با افزایش a برای برقرار‌ماندن برابری، x باید کاهش یابد.
2- روش‌شناسی پژوهش
همان‌طور که اشاره شد اندازه دولت از عوامل افزایش‌دهنده شبه‌رانت‌های بنگاه‌ها و اتحادیه‌های انحصارگر است و بنابراین موجب افزایش تورم می‌شود (رگاف، 2003). همچنین مطالعه رمزی (1927) و فلپس (1973) نیز نشان می‌دهد چون حق‌الضرب یک منبع درآمدی برای دولت‌هاست، مقدار نهایی ازدست‌رفته تورم باید با مقدار نهایی ازدست‌رفته مالیات‌های دیگر برابر باشد، اما زمانی که دولت نیاز دارد که درآمد خود را افزایش دهد، احتمالاً مقدار نهایی از‌دست‌رفته مالیات‌های دیگر، از مقدار نهایی ازدست‌رفته تورم بیشتر است. با فرض صعودی‌بودن بخش وابسته به حق‌الضرب منحنی لافر، دولت‌های بزرگ‌تر باید نرخ تورم بیشتری داشته باشند (صادقی، 1389).
بر اساس مطالعات آلسینا و تابلینی (1987) و بارو و گوردون (1983) تورم نشانه ناتوانی دولت در تأمین تعهدات مالی‌اش است و درواقع دولت‌ها از تورم ناگهانی و پیش‌بینی‌نشده به واسطه افزایش موقت تولید و کاهش ارزش واقعی بدهی‌های دولت سود می‌برند. بر اساس نظریه بارو و گوردون (1983) نرخ تورم انتخاب‌شده چنین دولت‌هایی تابع صعودی از تعهدات مالی است و سود حاصل از تورم ناگهانی نیز صعودی است.
اما در بین مطالعات تجربی نتایج متفاوت است. برخی مطالعات تجربی از جمله مطالعه بکر و مولیگان (2003) رابطه مثبت بین اندازه دولت و تورم را نتیجه گرفته‌اند و برخی مانند صادقی (1389) رابطه منفی بین اندازه دولت و تورم را نتیجه گرفته‌اند. همچنین طبق نظریه مقداری پول، رشد نقدینگی از عوامل بسیار مهم در ایجاد تورم است که درواقع باعث فزونی‌گرفتن تقاضای کل از عرضه کل و ایجاد تورم فشار تقاضا می‌شود. اقتصاددانان معتقد به این نظریه، یگانه عامل ایجادکننده تورم را تغییر حجم پول عنوان می‌کنند.
یکی دیگر از علل ایجاد تورم، تورم ساختاری است که به دلیل وضعیت مربوط به ساختار اقتصادی، سیاسی، حکومتی، فرهنگی و غیره بروز می‌کند. این نوع تورم یک توضیح ساده فشار تقاضا یا فشار هزینه ندارد، بلکه عوامل گوناگون و پیچیده‌ای در ایجاد و تداوم آن نقش دارد. این تورم عمدتاً خاص کشورهای توسعه‌نیافته و در حال توسعه است. (رحمانی، 2002). بنابراین به تبعیت از جعفری صمیمی ( 2009) وقفه تورم به عنوان پراکسی تورم ساختاری در مدل شماره ۲۲ استفاده شده است.


که در رابطه فوق اندیس i نشان‌دهنده کشورهاست و نمونه بررسی‌شده مشتمل بر 22 کشور در حال توسعه آسیایی است. اندیس t نشان‌دهنده زمان در دوره زمانی 2014-1994 است، IN متغیر وابسته و نشان‌دهنده تورم است که با شاخص قیمت مصرف‌کننده اندازه‌گیری می‌شود. متغیرهای مستقل عبارت‌اند از:
EG‌، شاخص جهانی‌شدن اقتصاد است و در این تحقیق با بُعد اقتصادی شاخص جهانی‌شدن KOF یا Economic Globalization سنجیده شده است. GP سرانه تولید ناخالص داخلی، GS نسبت مصرف بخش عمومی به GDP ، MG رشد نقدینگی (با تعریف پول به صورت مجموع پول و شبه‌پول یا M2)، IN(-1) نیز وقفه تورم است .
آمار شاخص جهانی‌شدن اقتصاد از سایت مؤسسه KOF و داده‌های دیگر متغیرهای بررسی‌شده در این مقاله از بانک جهانی و بخش آمار سازمان ملل استخراج شده‌اند . کشورهای مطالعه‌شده به دلیل محدودیت در داده‌ها، به 22 کشور در حال توسعه آسیایی محدود شده است. این کشورها عبارت‌اند از: آذربایجان، ارمنستان، اردن، اندونزی، ایران، بحرین، بنگلادش، پاپوآ نو، پاکستان، تایلند، ترکیه، گرجستان، چین، سوریه، فیلیپین، قزاقستان، کویت، مالزی، نپال، هندوستان و ویتنام.
داده‌ها و اطلاعات استفاده‌شده در تحقیق حاضر به صورت داده‌های پانل است که از منابع آماری مختلف (بانک جهانی و بانک اطلاعات سازمان ملل) استخراج شده است. در ادوار گذشته تنها از داده‌ها و تکنیک‌های سری زمانی برای تجزیه و تحلیل‌های اقتصادی استفاده می‌شد، اما اخیراً به دلیل مشکلات و ضعف‌هایی که روش‌های سری زمانی دارد و در مقابل نقاط قوت داده‌‌های پانل، از جمله ویژگی‌هایی که بالتاجی در کتاب تحلیل اقتصاد‌سنجی داده‌های پانل، به آن‌ها اشاره کرده است، محققان به استفاده از داده‌های پانل توجه بیشتری کرده‌اند. در این روش ابتدا برای تعیین مانایی و یا نامانایی داده‌ها آزمون ریشه واحد پانل استفاده می‌شود. آزمون‌های مختلفی برای بررسی مانایی در داده‌های پانل معرفی شده است، از جمله آزمون هاریس و تزاولایس (1999)، آزمون بریتونگ (2000) آزمون لوین، لین و چو (2002)، آزمون ایم، پسران و شین (2003) و آزمون‌های دیگر که فرضیه صفر این آزمون‌ها، به جز آزمون هدری (2000)، مبتنی بر وجود ریشه واحد پانل است.
بعد از آن آزمون F لیمر برای انتخاب بین داده‌های پولینگ یا پانل انجام می‌شود. در صورت استفاده از داده‌های پولینگ از روش OLS معمولی برای برآورد استفاده خواهد شد. اما اگر نتایج مبنتی بر استفاده از داده‌های پانل باشند، باید با روش اثرات ثابت یا تصادفی مدل را برآورد کرد.
3- یافته‌های پژوهش
همان‌طور که قبلاً گفته شد دوره زمانی مطالعه‌شده 1994-2014 است و برای جمع‌آوری آمار و اطلاعات از مراجع مختلفی مانند بانک جهانی و بخش آمار سازمان ملل استفاده شده است. در این تحقیق از نسخه 6 نرم‌افزار Eviews‌ برای انجام آزمون‌ها و برآورد مدل استفاده شده است.


3-1- آزمون ریشه واحد
نتایج حاصل از پنج آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو، ایم، پسران و شین، بریتونگ و فیشر در جدول شماره 1 نشان داده شده است. در تمام این آزمون‌ها، فرضیه صفر مبتنی بر وجود ریشه واحد پانل است. همان‌طور که در جدول شماره 1 مشاهده می‌شود همه متغیرها حداقل بر اساس چهار مورد از آزمون‌های ریشه واحد در سطح مانا هستند، اما متغیر تولید ناخالص داخلی سرانه با یک بار تفاضل‌گیری مانا شده است.
3-2- آزمون F لیمر
برای انتخاب بین استفاده از داده‌های پانل و داده‌های پولینگ از آزمون F لیمر استفاده می‌شود. فرضیه صفر این آزمون مبتنی بر یکسان‌بودن متغیر عرض از مبدأ برای تمام مقاطع (استفاده از داده‌های پولینگ) و فرضیه مقابل، مبنی بر متفاوت‌بودن متغیر عرض از مبدأ در بین مقاطع (استفاده از داده‌های پانل) است. نتایج این آزمون در جدول شماره 2 مشاهده می‌شود. بر اساس نتیجه این آزمون، فرضیه صفر مبنی بر استفاده از داده‌های پولینگ رد می‌شود. بنابراین مدل به صورت پانل تخمین زده خواهد شد.
3-3- آزمون هاسمن و برآورد مدل
برای انتخاب بین مدل با اثرات ثابت یا مدل با اثرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. با توجه به نتایج جدول شماره 3 فرضیه صفر این آزمون مبنی بر استفاده از روش اثرات تصادفی را نمی‌توان رد کرد. بنابراین، مدل با استفاده از روش اثرات تصادفی تخمین زده خواهد شد.
مطابق نتایج حاصل از برآورد مدل که در جدول شماره 4 مشاهده می‌شود، ضرایب از نظر علامت با تئوری‌ها سازگار است. همچنین سطح معنی‌داری برای تمام متغیرها 95 درصد است. ضریب متغیر جهانی‌شدن اقتصاد مطابق انتظار منفی و معنی‌دار است؛ به طور دقیق‌تر یک واحد افزایش در درجه جهانی‌شدن اقتصاد، تورم را به میزان 39/0 واحد کاهش می‌دهد. همچنین با یک واحد افزایش در تولید ناخالص داخلی سرانه، تورم به میزان 003/0 واحد کاهش خواهد یافت. همین‌طور یک واحد افزایش در نسبت مصرف بخش عمومی به تولید ناخالص داخلی و رشد نقدینگی، به ترتیب 7/1 و 34/1 واحد تورم را افزایش خواهد داد و درنهایت با یک واحد افزایش در تورم دوره قبل، تورم جاری به میزان 05/0 واحد افزایش می‌یابد.
4- بحث و نتیجه‌گیری
یکی از تحولات اقتصادی دهه‌های اخیر، درهم‌آمیزی و ادغام فزاینده اقتصادهای ملی در اقتصاد جهانی است. این روند فزاینده جهانی‌شدن، دولت‌ها را تشویق به کاهش موانع تجاری می‌کند، اما باید دید پیوستن به موج جهانی‌شدن اقتصادی تأثیری مثبت بر تورم دارد و آن را کاهش می‌دهد یا اینکه باعت افزایش آن می‌شود.

 


در این تحقیق رابطه بین جهانی‌شدن اقتصاد و تورم با استفاده از داده‌های تابلویی در 22 کشور در حال توسعه آسیایی و طی دوره 2014-1994 بررسی شده است تا پیامدهای مثبت یا منفی این پدیده در رابطه با تورم مشخص شود. برای متغیر جهانی‌شدن اقتصاد، شاخص‌های مختلفی ارائه شده است که هریک به صورت اجمالی توضیح داده شد و درنهایت شاخص جهانی‌شدن اقتصاد مؤسسه KOF به دلیل جامع‌بودن و دردسترس‌بودن داده‌های آن برای بازه زمانی و کشورهای مطالعه‌شده در این تحقیق به عنوان متغیر جانشین برای جهانی‌شدن اقتصاد استفاده شد. برای تخمین مدل از روش اثرات تصادفی استفاده شد که بر اساس نتایج همان‌طور که انتظار می‌رفت، رابطه معکوس بین جهانی‌شدن اقتصاد و تورم مشاهده شد.
این نکته بر اهمیت برنامه‌ریزی برای پیوستن به موج جهانی‌شدن اقتصاد و کاهش موانع پیش‌روی تجارت آزاد دلالت دارد. بر اساس نتایج تحقیق حاضر، از آنجایی که یکی از مشکلات اساسی کشورهای در حال توسعه، به‌ویژه در ایران، بالابودن نرخ تورم است و این مشکل تبعات بسیار زیان‌باری برای اقتصاد کشورها از جمله افزایش نااطمینانی در اقتصاد و کاهش سرمایه‌گذاری داخلی و خارجی را به دنبال دارد که خود باعث کاهش رشد اقتصادی و ایجاد رکود در اقتصاد کشور می‌شود. بنابراین توجه به مسئله جهانی‌شدن اقتصاد، کاهش محدودیت‌های تجاری و تلاش برای افزایش صادرات کالاهای غیر‌نفتی، همچنین تلاش برای عضویت در سازمان‌های تجاری جهانی مانند سازمان تجارت جهانی و سازمان همکاری و توسعه اقتصادی و گسترش تعاملات سازنده و مؤثر با کشورهای جهان مطابق اهداف سند چشم‌انداز 1404 امری ضروری به نظر می‌رسد. همچنین با توجه به ضرایب دیگر متغیرهای مدل، نتایج حاکی از وجود رابطه مثبت بین اندازه دولت و میزان نقدینگی با نرخ تورم است که نشان‌دهنده ضرورت تلاش برای گسترش بخش خصوصی و کاهش نقش دولت در اقتصاد و توجه بیشتر به اصل 44 قانون اساسی و بخش اقتصادی سند چشم‌انداز 1404 است. همچنین لازم است که بانک مرکزی در اعمال سیاست‌های پولی و گسترش حجم نقدینگی که طبق تئوری‌های اقتصادی و نتایج تحقیق حاضر باعث افزایش تورم می‌شود با احتیاط بیشتری اقدام کند.
ملاحظات اخلاقی
حامی مالی
این مقاله حامی مالی ندارد.

  1. Alesina, A., & Tabellini, G. (1987). Rules and Discretionn with noncoordinated monetary and fiscal policies. Economic Inquary, 25(4), 619-30.
  2. Ashra, S. (2002). Inflation and openness: A study of selected developing economies, working parer, No. 84. New Delhi: Indian Council for Research on International Economic Relations.
  3. Badinger, H. (2009). Globalization, the output-inflation trade off and inflation. European Economic Review, 53(8), 888-907. [DOI:10.1016/j.euroecorev.2009.03.005]
  4. Barro, R. J., & Gordon, D. B. (1983). A positive theory of monetary policy in a natural rate model. Journal of Political Economy, 91, 589–610.
  5. Bianchi, F., & Civelli, A. (2015). Globalization and inflation: Structural evidence from a time varying VAR approach. Review of Economic Dynamics, 18(2), 406-33. [DOI:10.2139/ssrn.2316880]
  6. Becker, G. S. (1983). A theory of competition among pressure groups for political influence. Quarterly Journal of Economics, 98(3), 371-400.
  7. Bowdler, C., & Malik, A. (2017). Openness and inflation volatility: Panel data evidence. The North American Journal of Economics and Finance, 41, 57-69. [DOI:10.1016/j.najef.2017.03.008]
  8. Breitung, J. (2000). The local power of some unit root tests for panel data. Advances in Econometrics. In: B. H. Baltagi, Th. B. Fomby, P. C. Hill (Eds.), Nonstationary Panels, Panel Cointegration, and Dynamic Panels. Bingley: Emerald Group Publishing. [DOI:10.1016/S0731-9053(00)15006-6]
  9. Ghosh, A. (2014). How do openness and exchange-rate regimes affect inflation? International Review of Economics & Finance, 34, 190-202. [DOI:10.1016/j.iref.2014.08.008]
  10. Harris, R. D. F., & Tzavalis, E. (1999). Inference for unit roots in dynamic panels where the time dimension is fixed. Journal of Econometrics, 90, 1-44.
  11. Im, K. S., Pesaran, M. H., & Shin, Y. (2003). Testing for unit roots in heterogeneous panels. Journal of econometrics, 115(1), 53-74. [DOI:10.1016/S0304-4076(03)00092-7]
  12. Jafari Samimi, M. M., & Shadabi, L. (2009). [Economic liberalization and inflation: An intergovernmental analysis (Persian)]. Quarterly Journal of Economical Modeling, 2(8), 27-46.
  13. Kurihara, Y. (2013). International openness and inflation in Asia. Research in World Economy, 4(1), 70-5. [DOI:10.5430/rwe.v4n1p70]
  14. Levin, A., Lin, C. F., & Chu, C. S. J. (2002). Unit root test in panel data: Asymptotic and fininte sample properties. Journal of Econometrics, 108, 1-22.
  15. Lin, F., Mei, D., Wang, H., & Yao, X. (2017). Romer was right on openness and inflation: Evidence from Sub-Saharan Africa. Journal of Applied Economics, 20(1), 121-40. [DOI:10.1016/S1514-0326(17)30006-5]
  16. Naji Meidani, A. A. (2003). [The effects of globalization on growth, employment and income distribution in Iran (Persian)] [PhD dissertation]. Tehran: Tarbiat Modares University.
  17. Phelps, E. S. (1973). Inflation in the Theory of Public Finance. Swedish Journal of Economics, 75, 67-82.
  18. Rahmani, T. (2002). [Macroeconomics (Persian)]. Tehran: Baradaran.
  19. Ramsey, F. (1927). A contribution to the theory of taxation. Economic Journal, 37, 47-61.
  20. Rogoff, K. (2003). Globalization and global disinflation. Economic Review-Federal Reserve Bank of Kansas City, 88(4), 45-80.
  21. Romer, D. (1993). Openness and inflation: theory and evidence. The Quarterly Journal of Economics, 108(4), 869-903. [DOI:10.2307/2118453]
  22. Sadeghi, S. K., Pourabdollahan, M., Mohamadzadeh, P., Karimi, Z., & Alimoradi Afshar, P. (2015). [Studding democracy convergence in developing countries: A spatial econometric approach (Persian)]. Journal of Economical Modeling, 11, 73-91.
  23. Salmanpour, A., Taghi Soltani, M., & Shafei, E. (2009). [The consequence of globalization of the economy on internal inflation in Iran (Persian)]. Quarterly Journal of Economic Modeling, 1(7), 11-93.
  24. Tayeb Nia, A., & Zandiyeh, R. (2009). The effects of the globalization process on inflation in Iran (Persian)]. Iranian Journal of Economic Research, 13(38), 53-96.
  25. Yiheyis, Z. (2013). Trade openness and inflation performance: A panel data analysis in the context of African countries. African Development Review, 25(1), 67-84. [DOI:10.1111/j.1467-8268.2013.12014.x]
  26. Zhang, C. (2015). The effect of globalization on inflation in new emerging markets. Emerging Markets Finance and Trade, 51(5), 1021-33. [DOI:10.1080/1540496X.2015.1039894]