نوع مقاله : گردآوری و مروری
نویسنده
استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد تنکابن
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسنده [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]
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(WDI)،میباشد.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 |
|
|
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.
[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