جستجو در   
امکانات

انتقاد لوکاس و بررسی ثبات تابع تقاضا برای پول در ایران
پدیدآورنده : اسلام لوییان، کریم-حیدری، مرتضی
بازدید : 835
تاریخ درج : 1385/12/26
منبع :

 
دانشنامه پرتال علوم انسانی و اسلامی :: فلسفه و کلام :: ثبات :: انتقاد لوکاس و بررسی ثبات تابع تقاضا برای پول در ایران

انتقاد لوکاس و بررسی ثبات تابع تقاضا برای پول در ایران


چیکده

لوکاس نشان داد هنگامی که مردم و کارگزاران براساس کلیه اطلاعات خود بهینه یابی می کنند، پارامترهای تخمین زده شده در یک الگو می توانند نسبت به تغییراتی ناشی از سیاستگزاریها واکنش نشان داده، بی ثبات گردند.اثر مهم این بحث برای مدل سازی در اقتصاد، تأکید بر لزوم بررسی امکان عدم ثبات ضرایب براورد شده در الگوها می باشد.در این راستا تحقیق حاضر به بررسی ثبات ضرایب تابع تقاضا برای پول در ایران در دوره 77-1340 می پردازد.برای این منظور از آزمونهای برونزائی و ابربرونزائی استفاده می گردد.روابط بلند مدت و کوتاه مدت بین متغیرها با استفاده از الگوی خودبرگشت با وقفه های توزیعی (LDRA) براورد می شود.در این مطالعه از دو تعیرف محدود() و گسترده()برای پول استفاده می گردد.نتایج نشان می دهد که در تابع تقاضای پول طبق انتظار کشش درآمدی مثبت و کشش تورمی منفی می باشد.رابطه نرخ ارز بازار سیاه با تقاضای پول معکوس بوده که نمایانگر اثر جانشینی در ادبیات مربوط می باشد.به کارگیری آزمونهای برونزائی در تابع تقاضای پول در ایران حاکی از برونزائی ضعیف متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم است.همچنین ابربرونزائی تولید ناخالص داخلی و نرخ تورم در تابع تقاضا برای ترازهای وتأیید می گردد؛اما ابربرونزائی نرخ ارز بازار سیاه فقط در تابع تقاضا برای تراز پولی پذیرفته می شود؛به عبارت دیگر، ضریب متناظر با نرخ ارز غیررسمی در تابع تقاضا برای ثابت نمی باشد و بنابراین نمی توان اکتفا لوکاس را در این خصوص رد نمود؛بنابراین سیاستگذاران پولی باید هنگام لحاظ کردن متغیر نرخ ارز غیررسمی در تابع تقاضا به این نکته مهم توجه نمایند.

کلید واژه ها

لوکاس، ثبات، تقاضا برای پول، خودبرگشت با وقفه های توزیعی، بلند مدت، کوتاه مدت، برونزائی (*)-عضو هیأت علمی بخش اقتصاد دانشگاه شیراز.

(**)-عضو هیأت علمی دانشگاه پیام نور همدان.

1-مقدمه

تورم و بیکاری دو چالش مهم فراروی هر نظام اقتصادی است.نحوه نگرش نظام های پولی به این دو پدیده و در نتیجه راهکارهای کوتاه مدت و بلند مدت آنها متفاوت می باشد. روشن است که نمی توان در مورد مسایل و مشکلات اقتصادی یک کشور مانند تورم و بیکاری نظر داد، اما به عملکرد و سیاست های اتخاذ شده توسط متولیان نظام پولی توجه نکرد.بدون شک تقاضای پول از اجزای مهم هر نظام پولی می باشد.تأثیر این جزء بر سایر اجزای سیستم اقتصادی، اعم از پولی و غیرپولی، انکارناپذیر می باشد؛بنابراین به منظور تجزیه و تحلیل مسایل پولی و ارایه راهکارهای مناسب جهت رفع مشکلات، لازم است سیاستگذار اقتصادی شناخت درستی از ماهیت تقاضا برای پول داشته باشد.اکثر الگوسازان برای بررسی تقاضای پول از روش های متداول اقتصادسنجی به برآورد ضرایب متغیرهای مؤثر بر موازنه واقعی می پردازند.این کار امکان پیش بینی تقاضا برای پول و در نتیجه هدایت و کنترل متغیرهای مورد نظر سیاستگذار فراهم می آورد.

مشکل اینجاست که اگر پارامترهای برآورده شده در طول زمان به دلایلی تغییر نمایند، دیگر نمی توان از الگوی تخمین زده شده برای پیش بینی، کنترل و هدایت استفاده نمود.لوکاس(1976)از نظر تئوریک ثابت نمود که ضرائب الگوهای اقتصادی بستگی به سیاست های جاری در زمان برآورد داشته، در نتیجه با تغییر سیاست ها ثابت نخواهند ماند؛به عبارت دیگر، پارامترهای برآورد شده که توسط مدل ساز ثابت فرص می گردد، می توانند در اثر تغییر در سیاستها متغیر باشند.این موضوع که اساس انتقاد لوکاس(1976)می باشد، کل فرایند مدل سازی در اقتصادسنجی و پیش بینی های حاصل از آن را زیر سؤال برد.

این انتقاد تأثیر مهمی بر استفاده از الگوهای اقتصادسنجی بر جای گذاشت؛در واقع لوکاس این نکته را روشن نمود که هنگامی مردم و کارگزاران براساس اطلاعات خود بهینه یابی می نند، پارامترهای تخمین زده شده در یک الگو می توانند نسبت به تغییرات ناشی از اجرای سیاستها واکنش نشان داده، بی ثبات گردند.این موضوع مورد مناقشه جدی قرار گرفت و اقتصادسنجها در دفاع از روش خود پاسخ هایی ارائه نمودند.

صرنفظر از پاسخ هایی که به انتقاد لوکاس داده شد، اثر مهمی که این بحث برای مدل سازان اقتصادی داشت این بود که آنها به اهمیت بررسی ثبات ضرایب برآورد شده بیش از پیش پی بردند.

بنابراین با توجه به انتقاد فوق، لازم است که قبل از استفاده از نتایج الگوها برای سیاسصتگذاری و پیش بینی، از ثبات پارامترها در برابر تغییرات به وجود آمده در سیاستها اطمینان حاصل گردد.در این راستا تحقیق حاضر به بررسی ثبات ضرایب تابع تقاضا برای پول در ایران می پردازد و برای این منظور، آزمونهای برونزائی و ابربرونزائی استفاده می نماید.

تحقیقات مختلفی در این خصوص برای سایر کشورها انجام پذیرفته است؛به طور مثال خان 1(1974)با استفاده از آزمون"دوربین-بران"به بررسی ثبات تقاضای پول در آمریکا برای دوره 1965-1901 پرداخته است.وی با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی، هشت الگوی مختلف را برآورده کرده است و نشان داد که تابع تقاضای پول هنگامی که شامل نرخ بهره بلند مدت می باشد، با ثبات تر است.

گاندولفی 2(1974)نشان داد که تقاضا برای سپرده ها در کشور آمریکا در سالهای بحران بزرگ با ثبات بوده است.در مدل وی، تقاضا برای سپرده ها تابعی از درآمد دائمی و نرخ بهره می باشد.همچنین بابا و استار 3(1992)پس از بررسی تقاضای پول در آمریکا نشان دادند که این تابع در دوره 1988-1960 با ثبات بوده است.آنها جهت آزمون ثبات، از روش متغیرهای مجازی استفاده نموده اند.

هاگ و لوکاس 4(1996)به بررسی ثبات تابع تقاضا برای کشور کانادا در دوره 1990-1953 پرداخته و نتیجه گرفته اند که بین حجم پول واقعی، تولید ناخالص داخلی واقعی و نرخ بهره کوتاه مدت رابطه با ثباتی وجود دارد.موسکاتلی و اسپینلی 5(2000)با (1). nahK .

(2)- iflodnaG .

(3)- aBaB dna rrats .

(4)- guaH dna.sacuL .

(5)- iletacsuM dna illenipS .

استفاده از آزمون ارایه شده توسط یوهانسن(1992)نشان دادند که تابع تقاضا برای پول در کشور ایتالیا با ثبات بوده است.

در خصوص کشورهای در حال توسعه نیز مطالعاتی انجام شده است؛به طور مثال، دارات 1(1985)با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی به برآورد تابع تقاضای پول برای کشور کنیا پرداخته، نشان داد که این تابع دارای ثبات ساختاری می باشد.

همچنین دارات(1988)سیستم بانکداری تونس را برای دوره 1984-1960 مورد بررسی قرار داد.نتایج آزمون های ثبات ساختاری نشان می دهند که تقاضا برای در مقایسه ببا ثبات تر می باشد.وی در مطالعه خود تعریف محدود پول را به عنوان تقریبی برای بانکداری اسلامی و تعریف گسترده پول را شاخصی از بانکداری ربوی در نظر گرفته است.

گلدزبرو و زیدی 2(1989)به بررسی ثبات تقاضای برای کشور فیلیپین پرداخته اند. در مدل اخیر با استفاده از آزمونهای"چاو"و"نسبت درستنمایی کوانت"نشان داده شد که تابع تقاضای پول برای در طول دوره مورد بررسی باثبات بوده است.

تریچل 3(1997)ساختار تابع تقاضا برای پول کشور تونس را با استفاده از روش هم تجمعی یوهانسن و مدل تصحیح خطا برآورد نمود.نتایج این مطالعه حاکی است که ورابطه باثباتی با تولید ناخالص داخلی تونس داشته اند.

ماراشده 4(1997)با به کارگیری روش هم تجمعی حداکثر درستنمایی یوهانسن و ژوسلیوس و مدل تصحیح خطا، به برآورد تقاضا برای پول در کشور مالزی می پردازد.وی با استفاده از آزمون ثبات ساختاری چاو نشان داد که تابع تقاضای پول در این کشور برای دوره مورد مطالعه باثبات می باشد.

پرادهان و سابرامانیان 5(1997)با استفاده از روش همگرایی و مدل تصحیح خطا به (1)- tarra .

(2)- hguorbsdloG dna idiaz .

(3)- lehcierT .

(4)- hedhsaraM .

(5)- nahdarP dna nainamarbuS .

بررسی ثبات تقاضای پول برای کشور هند پرداخته اند و نشان می دهند که یک رابطه تعالی بلند مدت میان تقاضا برای پول، درآمد واقعی و نرخ بهره در هندوستان وجود دارد.

پینون فراح(1998)با استفاده از داده های موزامبیک و به کارگیری روش هم تجمعی و مدل تصحیح خطا به برآورد تقاضا برای پول پرداخته است و وجود شکست ساختاری در این تابع را رد می نماید.نل(1999)ثبات تقاضا برای پول کشور آفریقای جنوبی را مورد مطالعه قرار داده است و نشان می دهد از بین سه تعریف پول، تقاضای از ثبات بیشتری برخوردار می باشد؛بنابراین وی توصیه می نماید که از این تعریف برای پول به عنوان نماینده مناسب برای اتخاز سیاست پولی استفاده گردد.

کاناپیران 2(2001)به بررسی ثبات تقاضای پول و سیاست پولی در کشور"گینه جدید"می پردازد.وی با استفاده از الگوی تصحیح خطا نشان می دهد که تقاضا برای پول در این کشور متأثر از تولید ناخالص داخلی واقعی، نرخ بهره و نرخ تورم می باشد و طی دوره مورد بررسی 1979-1995 دارای ثبات بوده است.

در مورد ایران مقالات متعددی به برآورد تابع تقاضا برای پول اختصاص دارد؛به طور نمونه، تایش 3(1994)تابع تقاضا برای ایران را با روش حداقل مربعات معمولی برای سال های 1991-1959 برآورد نموده و نشان داده است که تقاضا برای پول در ایران متأثر از درآمد واقعی و نرخ تورم مورد انتظار می باشد.طبیبیان و سوری(1376)با استفاده از روش خودبرگشت با وقفه های توزیعی (LDRA) تقاضا برای پول در ایران را برای دوره 72-1338 را برآورد می نمایند.در خصوص بررسی ثبات تقاضا، نوفرستی(1374)با استفاده از آزمون چاو و متغیر مجازی به بررسی تغییر ساختاری در تابع تقاضای پول در ایران می پردازد.

(1)- haraF-nonioP .

(2)- naripannaK .

(3)- hsebaT .

یوسفی، ابیزارده و مک کورمیک 1(1997)نیز به بررسی ثبات تقاضا برای پول در بانکداری غیر ربوی در کشور ایران می پردازند.برای این کار دوره مورد مطالعه (1992-1967)را به قبل و بعد از اعمال قانون بانکداری اسلامی(1983)تقسیم نموده و نشان داده است که نمی توان به طور قطع در خصوص ثبات تقاضا برای پول در دوره مورد بررسی اظهار نظر نمود.این تحقیق با استفاده از روش متغیرهای مجازی به بررسی موضوع می پردازد.

هژبر کیانی(1378)با روش همتجمعی یوهانس و ژوسلیوس تابع تقاضا برای پول در ایران را برای سالهای 1338-1372 برآورد نموده است.وی در مطالعه خود، علاوه بر تولید ناخالص داخلی و نرخ تورم، از نرخ ارز بازار آزاد و ضریب جینی نیز به عنوان متغیرهای تعیین کننده تقاضا برای پول استفاده نموده است.وی یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای موجود در مدل به دست می آورد.نتایج حاکی از تأثیر مثبت و معنی دار تولید و نرخ ارز، و تأثیر منفی نرخ تورم بر تقاضای پول می باشد.پارامتر مربوط به اثر ضریب جینی در معادله بی معنی، اما در مطالعه معنی دار بوده است.این محقق دینامیزم کوتاه مدت را نیز از طریق توابع عکس العمل ضربه ای و تجزیه واریانس مورد بررسی قرار داده است.

پسران(1378)نیز در بخشی از مقاله خود تحت عنوان"روندهای اقتصادی و سیاستهای اقتصاد کلان در ایران در دوران پس از انقلاب"به برآورد تابع تقاضای پول در ایران در قبل و بعد از انقلاب پرداخته و نشان می دهد که در معادله تقاضا برای پول تغییری ساختاری به وجود آمده است؛به طوری که مانده های حقیقی پول در دوران قبل از انقلاب، خود را سریع تر با عدم تعادلهای بازار پول انطباق داده است؛همچنین کشش بلند مدت تقاضای پول نسبت به درآمد، پس از انقلاب کاهش یافته است.مطابق انتظار، اثر تورم بر تقاضای پول در همه دوره های مورد بررسی منفی بوده است.

بنابراین تا آنجا که بررسی های ما نشان می دهد، با وجود انواع تحقیقات انجام شده در زمینه تقاضا برای پول در ایران، تاکنون از آزمون های برونزایی و ابربرونزایی همراه با (1)- ifesuoY te la .

روش خود برگشت با وقفه های توزیعی (LDRA) برای بررسی صحت انتقاد لوکاس در خصوص ثبات تقاضا برای پول در کشور استفاده نگردیده است.این مقاله درصدد پرکردن این خلاء در ادبیات مربوط به این موضوع در ایران می باشد.

چنانچه تحقیقات انجام شده نشان می دهد، برای بررسی تغییر ساختاری در تقاضا برای پول در ایران به طور عمده از دو آزمون معروف چاو(1960)و متغیرهای مجازی استفاده گردیده است.با به کارگیری این دو آزمون می توان به طور غیرمستقیم به بررسی ثبات پارامترها نیز پرداخت؛اما مزیت آزمونهای برونزائی که توسط مقاله حاضر استفاده می گردد این است که می توانند به طور مستقیم این هدف را مورد توجه قرار دهند؛به عبارت دیگر، آزمونهای برونزایی دقیقا آزمون ثبات پارامترها هستند.هدف این آزمون ها تحلیل و بررسی مجموعه ایی از متغیرها با فرض ثبات رفتار سایر متغیرها می باشد. 1

مقاله حاضر شامل هفت قسمت می باشد:بعد از مقدمه، در قسمت دوم، مفاهیم برونزایی معرفی می شود.قسمت سوم به بررسی مبانی نظری استخراج تابع تقاضا برای کشور ایران اختصاص دارد.در قسمت چهارم روش برآورد تابع فوق توضیح داده خواهد شد.در همین راستا به آزمونهای ریشه واحد دیکی-فولر 2و فیلیپس-پرون 3و همچنین آزمون هم تجمعی الگوهای پویا پرداخته می شود.نتایج برآورد الگوی تقاضا برای پول در قسمت پنجم ارائه شده است.قسمت ششم به بررسی نتایج حاصل از انجام آزمونهای برونزائی می پردازد.نتیجه گیری و پیشنهادات در قسمت هفتم آورده شده است.

2-برونزائی و ابربرونزائی در اقتصادسنجی

یکی از فروض مهم در الگوهای سنتی اقتصادسنجی، فرض ثابت بودن ضرایب برآورد شده در طول زمان است؛اما همان طور که لوکاس نشان داد، ممکن است که این ضرائب با ثبات نباشند و در نتیجه نتوان از الگوهای سنجی برای پیش بینی و سیاستگذاری (1)- (1993)yrdneH

elgnE .

(2)- relluF

yekciD .

(3)- norreP

spillihP .

استفاده نمود؛بنابراین آزمون ثبات پارامترها در الگوهای سنجی به منظور حصول اطمینان از عدم تغییر پارامترها در طول زمان دارای اهمیت ویژه ای می باشد.

همان گونه که اشاره گردید، بر خلاف سایر روش ها، مزیت عمده آزمون های برونزائی این است که به طور مستقیم به بررسی ثبات پارامترها می پردازد.انگل، هندری و ریچارد 1(1983)سه تعریف از برونزائی را به صورت زیر ارائه می دهند.اگر تابع زیر در نظر گرفته شود:

شامل سایر متغیرها و a بردار ضرایب می باشد.

توزیع مشترک وبه شرط F را که شامل سریهای گذشته هر دو متغیر و مقادیر حال و گذشته سایر متغیرهای شرطی باشد می توان به صورت زیر نوشت:

که در آن ،،به ترتیب توزیع مشترک، توزیع شرطی به فرض ثابت بودن و توزیع حاشیه ای می باشند وووپارامترهای مدل هستند.این رابطه مبین این نکته است که ممکن است پارامترها در طول زمان ثابت نباشند.

یک متغیر مانندبرای مجموعه پارامترهای برونزای ضعیف نامیده می شود اگر: الف)تنها تابعی از a باشد.

ب)در توزیع حاشیه ای هیچ نقشی نداشته و آزادانه در حال تغییر باشد.

اگر علاوه بر برونزائی ضعیف برای ، مقادیر با وقفه علت گرنجری(1969)متغیرنباشد، در آن صورت گفته می شود که متغیربه طوری قوی برونزا 2می باشد؛پس عدم علیت گرنجری(ازبه )به عنوان شرط لازم برونزائی قوی در نظز گزفته می شود.

(1)- (1983)drahciR dna yrdneH,elgnE .

(2)- ytienegoxE gnortS .

اگربه طور ضعیف برونزا باشد و علاوه بر آن نیز نسبت به تغییرات حاشیه ای با ثبات باقی بماند(مثلا نسبت به سیاستهای اعمال شده از طرف دولت واکنش نشان ندهد)در این صورت گفته می شود که ابربرون زا می باشد.مفهوم ابربرونزائی رابطه نزدیکی با نظریه لوکاس دارد.

اگر مجموعه ایی از متغیرها مانندرا که جزئی از اطلاعات ما هستند و ممکن است شامل متغیرهای مجازی نیز باشند در نظر گرفته شوند، معادله(1)را با توجه به تعاریف بالا می توان بدین صورت نوشت:

که در آن وتوزیع مشترک نرمال دارند و مشروط به مجموعه اطلاعات ما هستند.از روابط(1)تا(3)می توان دریافت که ونیز برداری سازگار بو همه متغیرهای با وقفه است؛به طوری که میانگین متغیرمی تواند از رگرسیون حداقل مربعات به صورت محاسبه شود.

حال اگروتحت فرضیه صفر برونزائی، واریانسهای همسان 1داشته باشند، برای آزمون برونزائی ضعیف برای ،را و برای آزمون ابربرونزائی، یعنی ثبات نسبت به تغییرات در مقدار اولیه ، هر دووبه عنوان یک متغیر توضیحی اضافی باید به معادله(3)اضافه و اهمیت آنها را آزمون نمود.در هر دو مورد یک آماره معنی دار نشان می دهد که فرضیه صفر رد شده است.رد فرضیه صفر در آزمون ابربرونزائی به مفهوم عدم ثبات پارامترمی باشد.

3-مبانی نظری الگوی تقاضا برای پول

نظریه های تقاضا برای پول در طول زمان دچار تحولاتی شده است که در این قسمت به صورت فشرده به آنها پرداخته می شود.البته هدف اصلی از این بررسی، استخراج الگوی مناسب تقاضای پول متناسب با شرایط ایران برای انجام آزمون اثبات پارامترها (1)- citsadecsomoH

می باشد.

همواره بحث های فراوانی میان اقتصاددانان در خصوص تقاضا برای پول مطرح بوده است.از قدیمی ترین نظریات موجود در این زمینه می توان به نظریه معروف مقداری اشاره نمود که توضیحات مهمی را در خصوص تقاضای پول ارائه داده است.پیشگامان معروف این نظریه در بین کلاسیک ها عبارتند از:ایروینگ فیشر، آلفرد مارشال و پیگو.در مکتب کلاسیکی، پول به عنوان یک واحد شمارش عمل می کند.نظریه مقداری، به خصوص پس از پیگو، سهم مهمی در گسترش مفهوم تقاضا برای پول ایفا نموده است.

روش تراز نقدی 1اقتصاددانان دانشگاه کمبریج صراحتا بر تقاضای پول به عنوان تقاضای عمومی برای نگهداری پول تکیه کرده و رابطه میان تقاضا برای حجم واقعی پول و درآمد واقعی را استخراج می نماید.در ادامه کینز براساس روش کمبریج به توسعه نظریه تقاضای پول پرداخته و نرخ بهره را به عنوان یک متغیر توضیحی اضافی در تعیین تقاضا برای موجودی های واقعی وارد می نماید.در این دیدگاه، انگیزه های نگهداری پول عبارتند از:معاملاتی، احتیاطی و سوداگرانه 2.دو مورد اول در راستای نقش پول به عنوان وسیله مبادله قرار گرفته است و بیشتر در رابطه با حجم مبادلات انجام شده در جامعه می باشد و تقاضای سوداگرانه در ارتباط با هزینه فرصت پول مطرح می گردد.

با توجه به نقش مبادله ای پول 3، نظریه موجودی 4که بر نقش هزینه های مبادله در شرایط اطمینان تکیه می نماید کامل شد.تقاضای احتیاطی برای پول نیز با در نظر گرفتن حالت عدم اطمینان در مدل های هزینه مبادله مطرح گردید.مدل های پیش پرداخت نقدی 5نیز بیشتر به توضیح نقش پول از جهت وسیله مبادله پرداخت و (1)- hcaorppA ecnalaB hsaC

(2)-کینز در فصل 15 کتاب"تئوری عمومی اشتغال، بهره و پول"از انگیزه های درآمدی (emocni) ، کسب و کار (ssenisub) ، احتیاطی (yranoituacerp) ، و سوداگرانه (evitaluceps) نام می برد.

(3)- egnahcxE fo mudeM .

(4)- yroehT yrotnevnI .

(5)- ecnavdA-ni-hsaC .

همچنین با توجه به اینکه پول به عنوان دارائی محسوب می گردد روش سبد دارائی 1 تکوین یافت.در این روش، تقاضا برای پول از طریق بهینه سازی ترکیب دارائی ها به دست می آید و پول به عنوان یک دارایی با ویژگیهای متفاوت از لحاظ میزان ریسک و بازده، در کنار انواع دیگر دارائی ها مورد بررسی قرار می گیرد.

اساس بسیاری از نظریاتی که در مورد تقاضا برای پول داده شده است مبتنی بر مقاله معروف فریدمن 2در سال 1956 می باشد.اگر چه فریدمن نظریه خود را در چارچوب تئوری مقداری بیان می کند، اما از بسیاری جهات به کینز نیز نزدیک می شود؛به هر حال، وی بر خلاف کینز، به جای اینکه به بررسی انگیزه های نگهداری پول بپردازد.از طریق مطالعه عوامل تأثیرگذار بر تقاضای سایر دارایی ها به تحلیل تقاضا برای پول پرداخت.بر طبق"نظریه انتخاب سبد داریی" 3وی، تقاضا برای پول تابعی مثبت از ثرویت یا درآمد دائمی و تابعی منفی از نرخ بازده مورد انتظار سایر دارائی ها می باشد.

نظریه تقاضای مصرف کنندگان 4نیز خصایص روش دارائی را حفظ می نماید؛اما پول را به صورت یک کالای مصرفی که یک سری خدمات را ارائه می دهد در نظر گرفته و تقاضا برای پول را تحت چارچوب حداکثرسازی مطلوبیت مورد بررسی قرار داده است.به طور خلاصه می توان تمامی این الگوها را در قالب سه نظریه مجزا تحت عناوین نظریه های مبادله، دارائی و تقاضای مصرف کننده دسته بندی نمود.

با وجود اینکه این مدل ها تقاضا برای پول را از زوایای گوناگون مورد بررسی قرار می دهند، اما در همه موارد، حجم بهینه موجودی واقعی پول با نرخ بازدهی دارائی ها رابطه معکوس و با درآمد حقیقی رابطه مستقیم دارد.البته در عمل این الگوها از حیث به کارگیری متغیر مقیاس و متغیر هزینه فرصت نگهداری پول با یکدیگر تفاوت هایی دارند. 5

(1)- hcaorppA oiloftroP .

(2)- (1956)namdeirF .

(3)- eciohc oiloftrop fo yroehT ehT .

(4)- ytroehT dnameD sremusnoC .

( 5)- (1999)marirS 3.

تقاضا برای پول یا تقاضا برای ترازهای حقیقی یا قدرت خرید پول در ایران با توجه شرایط بازار پولی در ایران و اجرای قانون بانکداری بدون ربا نمی تواند از نرخ های بهره متأثر شود.البته در الگوهائی که برای بسیاری از کشورهای دیگر در حال توسعه طراحی شده اند، له علت عدم توسعه کافی بازارهای پولی و مالی، نرخ بهره به عنوان یک متغیر مهم در تابع تقاضا برای پول در نظر گرفته نشده است؛اما همان طور که توضیح داده خواهد شد، نرخ تورم و نرخ ارز در کنار درآمد واقعی از عوامل اساسی تعیین تقاضای پول محسوب می گردند.ذکر این نکته لازم است که در نظریه فریدمن برای تقاضای پول نیز تأکید اصلی بر عامل درآمد واقعی به جای نرخ بهره می باشد.

بنابراین در این مقاله با توجه به شرایط ایران، الگوی زیر برای تقاضای پول در نظر گرفته شده است:

که در آن تراز واقعی پول (MR) ، تابعی از تولید ناخالص داخلی واقعی (Y) ، نرخ تورم و نرخ ارز (RB) می باشد.

تولید ناخالص واقعی (Y) به عنوان متغیر مقیاس یا درآمدی به کار برده شده است.در این صورت انتظار این است که رابطه مثبت بین تقاضا برای پول و تولید ناخالص داخلی وجود داشته باشد.متغیر وابسته توسط شاخص قیمت مصرف کننده واقعی شده است.

دلیل وجود نرخ تورم در مدل این است که در ادبیات موضوع در خصوص تابع تقاضای پول در کشورهای در حال توسعه به این نکته توجه شده است که بازارهای پولی و مالی کارایی لازم را نداشته و در اغلب این کشورها به جای اینکه نرخ بهره توسط نیروهای بازار و از طریق برابری عرضه و تقاضای پول تعیین شود، توسط سیاستگذاران پولی تعیین می گردد.از آنجا که این نرخ تثبیت شده در بیشتر مواقع از میزان نرخ بهره موجود در بازار کمتر می باشد، در نتیجه بازارهای غیررسمی پول در این کشورها شکل می گیرند.علاوه بر تشکیل بازارهای غیررسمی، به علت ثابت بودن نرخ بهره اسمی، این نرخ کارایی خود را به عنوان متغیر هزینه فرصت نگهداری پول از دست می دهد.در مورد ایران علاوه بر موارد

بالا، از سال 1362 به طور رسمی نرخ بهره از سیستم بانکی حذف گردیده؛بنابراین با توجه به توضیحات فوق در این الگو به جای نرخ بهره، در تابع تقاضای پول از متغیر نرخ تورم به عنوان شاخصی از متغیر هزینه فرصت استفاده می گردد؛لذا افزایش هزینه فرصت نگهداری پول(نرخ تورم)بایستی تأثیر منفی بر تقاضای پول داشته باشد.

علاوه بر این، برخی از مطالعات انجام شده، تابع تقاضا برای پول را تابعی از نرخ ارز نیز دانسته اند؛در حالی که چگونگی اثربخشی نرخ ارز بر تقاضای پول مورد اختلاف بوده و بحث زیادی را در میان اقتصاددانان برانگیخته است. 1از یک طرف بحث می شود که صاحبان ثروت، سبد دارائی خود را براساس پول داخلی ارزیابی می کنند؛در نتیجه کاهش ارزش پول می تواند باعث افزایش ارزش دارائی های خارجی افراد در داخل و نهایتا از طریق کاهش نرخ بهره امکان دارد موجب افزایش تقاضا برای پول گردد؛و همچنین عنوان می شود کشورهایی که بشدت به واردات متکی می باشند، در صورت کاهش ارزش پول ملی، بخش های دولتی و خصوصی احتیاج بیشتری به پول جهت واردات کالاهای اساسی، واسطه ایی و سرمایه ایی خود دارند؛بنابراین رابطه مستقیمی بین تقاضای پول و تنزل ارزش پول داخلی وجود دارد که به"اثر ثروت" 2معروف است.از طرف دیگر، وقتی ارزش پول داخلی کم شود، اگر مردم انتظار کاهش بیشتر آن را داشته باشند ممکن است که به منظور جلوگیری از کاهش بیشتر قدرت خرید خود، تقاضا برای پول خارجی را افزایش و تقاضای پول داخلی را کاهش دهند.این رابطه معکوس میان نرخ ارز و تقاضا برای پول را"اثر جانشینی" 2می نامند. 4با توجه به دو اثر متفاوت کاهش ارزش پول ملی بر تقاضا برای پول داخلی، لازم است که تأثیر نهائی این تغییرات از طریق مطالعات تجربی معین گردد.

در همین راستا، بهمنی اسکوئی و ملکسی(1991)نشان داده اند که در کشورهای در (1)-برای مروری بر بحث های انجام شده ن.ک:

FMI;repaP gnikroW,"...rutaretiL fo yevruS";(1999)ninamarbuS,marirS .

(2)- trceffE htlaeW

(3)- tceffE noitutitsbuS .

(4)- (1981)iridaN

ognarA .

حال توسعه، اثر افزایش نرخ ارز در کوتاه مدت نامشخص؛اما در بلند مدت منفی است؛ بنابراین در بلند مدت تنزل ارزش پول ملی باعث کاهش تقاضا برای پول در این کشورها شده است.

بنابراین برای تعیین این اثر، به دلیل اهمیت بازار موازی ارز خارجی در اقتصاد ایران، نرخ ارز این بازار (RB) در تابع تقاضا برای پول وارد می گرددوبا توجه به مباحث فوق، در نهایت الگوی اقتصادسنجی زیر برای بررسی ثبات پارامترهای تابع تقاضا برای پول در ایران انتخاب گردیده است:

که در این مطالعه ضرایب وجمله پسماند می باشند.

با توجه به اینکه تعاریف مختلفی از پول ارادئه گردیده است، در این مطالعه، از دو تعریف معروف که در کشور ما بیشتر استفاده می شود(یعنی تعاریف"محدود"و"گسترده پول یو)استفاده می گردد. 1قبل از انجام این کار، در قسمت بعد، روش به کار رفته جهت برآورد الگوها توضیح داده خوهد شد.

4-روش برآور الگو

گرنجر و نیوبالد 2(1974)نشان دادند که به کارگیری روش حداقل مربعات بین متغیرهای غیرایستا 3نتایج گمراه کننده ای به همراه خواهد داشت؛زیرا رد این صورت آزمونهای t و F معمول از اعتبار لازم برخوردار نمی باشند.گرنجر و نیوبالد با الهام از الگوهای AMIRA ، توصیه نمودند که از روش حداقل مربعات بین تفاضل(مرتبه اول یا بیشتر)متغیرهای غیرایستا استفاده گردد.نقطه ضعف عمده این روش این است که تفاضل گرفتن باعث از بین رفتن اطلاعات بلند مدت موجود در متغیرها و در نتیجه روابط (1)-تعریف محدودل پول،، شامل سکه و اسکناس در دست مردم به علاوه سپرده های دیداری(بجز سپرده های دولتی)و تعریف گسترده پول،شامل و شبه پول می باشد.

(2)- dlobweN

regnarG .

(3)- yranoitatS-noN .

مورد نظر می شود.

تاکنون در رابطه با تشخیص و تحلیل الگوهای چند متغیره با وجود سری های زمانی غیرایستا پیشرفتهای مهمی صورت گرفته است.دیکی و فولر(1979)نخستین آزمون را برای بررسی ایستایی(عدم وجود ریشه واحد یک متغیر)ارائه کردند.گرنجر در سال (1981)ابتدا مفهوم هم تجمعی را به عنوان ترکیب خطی از متغیرهای جمعی که از درجه جمعی کمتری نسبت به سریهای اولیه برخوردار است، تعریف نمود.این بردار خطی را بردار هم تجمعی و متغیرهایی که چنین برداری را می توان بین آنها یافت، هم تجمع می نامند.

انگل و گرنجر(1987)برای بررسی هم تجمعی دو متغیر y و x در رگرسیون برآورد رابطه را در دو مرحله پیشنهاد می کنند.براساس این روش، در مرحله اول پسماندهای حاصل از رگرسیون y بر x محاسبه می گردد و با انجام آزمون"دیکی-فولر"، وجود ریشه واحد در آن مورد بررسی قرار می گیرد.رد وجود ریشه واحد در پسماندهای حاصل از این رگرسیون، دال بر هم تجمعی متغیرهای مورد نظر است و ضرایب برآورد شده رگرسیون نشان دهنده بردار هم تجمعی و به تعبیری پارامترهای بلند مدت الگو می باشند.

پس از برآورد پارامترهای بلند مدت، در مرحله دوم با رگرس کردن وو عبارت که پسماندهای حاصل از رگرسیون مرحله اول با یک وقفه زمانی است، پارامترهای کوتاه مدت نیز برآورد می گردد.روش انگل و گرنجر برای برآورد پارامترهای بلند مدت در نمونه های کوچک برآورد کننده ای اریب ارائه می کند که می تواند موجب خطا در استنباط از پارامترهای برآورده شده گردد.

پسران و شین 1(1997)ثابت می کنند که اگر بردار هم تجمعی از به کارگیری روش حداقل مربعات بر یک رابطه خودبرگشت با وقفه های توزیعی (LDRA) که وقفه های آن به خوبی تصریح شده باشند به دست آید، علاوه بر اینکه برآوردگر حداقل مربعات توزیع نرمال دارد، در نمونه های کوچک نیز از اریب کمتر و کارایی بیشتری برخوردار خواهد بود؛ (1)- nihS

naraseP .

به علاوه آنها نشان می دهند که یکی از مزایای استفاده از روش خودبرگشت با وقفه های توزیعی این است که می توان بدون توجه به (0)I ی (1)I بودن متغیرها، برآوردهای سازگاری از ضرایب بلند مدت به دست آورد.

در این مقاله معادلات با استفاده از روش"خودبرگشت"با وقفه های توزیعی"یا (LDRA) برآورد گردیده اند که جزئیات آن در ذیل بررسی می گردد.اگر یک الگوی خودبرگشت با وقفه های توزیعی LDRA به صورت زیر در نظر گرفته شود:

به طوری که در معادله بالL عملگر وقفه می باشد؛به گونه ای که نیز یک برداراز متغیرهای معین 1غیرتصادفی مانند جزء ثابت، متغیرهای مجازی فصلی، متغیر روند و متغیرهای برون زا با وقفه های ثابت می باشند.در این مقاله با استفاده از نرم افزار میکروفیت 2 الگوهای LDRA ساخته شده برآورد می گردند.در مرحله اول رابطه(5)با استفاده از روش SLO برای کلیه ترکیبات ممکن مقادیربرآورد می گردند؛بنابراین الگوی مختلف LDRA برای دوره زمانی یکسان مثلتخمین زده می شوند. 3

در مرحله دوم، با استفاده از یکی از چهار معیار، آکائیک 4 (CIA) شوارتز-بیزین 5 (1)-selbairav citsinimreteD.

(2)-tiforciM.

(3)-در این بسته نرم افزاری حداکثر وقفه های m توسط پژوهشگر مشخص می گردد.

(4)- noiretirC noitamrofnI ekiakA .

(5)- noiretirC naiseyaB zrawhcS .

(CBS) و یا حنان-کوئین 1 (CQH) یکی ازالگوی تخمین زده شده انتخاب می گردد.با توجه به اینکه معیار شوارتز-بیزین (CBS) از وقفه ها کمتری استفاده می کند، "پسران و شین"برای تصریح وقفه های الگو، به کارگیری آن را پیشنهاد می نمایند.

پس از انتخاب الگوی مناسب LDRA ضرائب مربوط به الگوی بلند مدت و انحراف معیار مجانبی آنها محاسبه می گردد؛همچنین در این مقاله مدل تصحیح خطاء مربوط به الگوی انتخاب شده برآورد خواهد شد؛بدین ترتیب که پس از آزمون هم تجمعی بین متغیرها جمله خطای مربوط به رگرسیون هم تجمعی با یک وقفه زمانی را به عنوان یک متغیر توضیحی در کنار تفاضل مرتبه اول سایر متغیرها قرار داده، سپس به کمک روش SLO ضرائب الگو برآورد می گردند.ضریب جمله تصحیح خطا سرعت تعدیل به سمت تعدیل بلند مدت را نشان می دهد.

1-4-بررسی آزمونهای ریشه واحد

برای جلوگیری از مسئله رگرسیون کاذب و سایر مشکلات مرتبط، لازم است که ماهیت متغیرهای مورد استفاده در الگوها از جهت ایستایی بررسی گردد.برای این منظور از آزمونهای ریشه واحد"دیکی-فولر"و"فیلیپس-پرون"استفاده شده است.

یکی از روش های متداول برای آزمون ایستایی یک متغیر سری زمانی استفاده از آزمون دیکی-فولر می باشد.در این آزمون معادله برآورد شده، سپس فرضیه در مقابل فرضیه جایگزین"آزمون می گردد.در صورت وجود خودهمبستگی بین جملات اختلال از آزمون دیکی-فولر تعمیم یافته 2استفاده می شود.در حالت عمومی، این آزمون براساس برآورد معادله رگرسیونی زیر انجام می گیرد.

(1)-noiretirC-nniuQ-nannaH.

(2)-tseT relluF ykciD detnemguA.

که در آن تفاضل مرتبه اول بوده و برای آَمون ریشه واحد فرضیه صفر وجود ریشه واحد در مقابل فرضیه مخالف آن مورد استفاده قرار می گیرد. 1

گاه در اقتصاد مسایلی مانند جنگ، انقلاب و برخی سیاستگذاریها باعث ایجاد شکستگی در سری های زمانی می گردند؛اما آزمون دیکی-فولر به این شکست های ساختاری توجه ننموده است.برای رفع این نقص می توان از روش فیلیپس و پرون (1988)برای آزمون ایستایی متغیرها استفاده نمود.در این روش، آزمون ریشه واحد با کمک متغیر مجازی صورت می پذیرد.الگوی مورد استفاده در این آزمون به صورت زیر است:

ومتغیرهای مجازی هستند که برای شکستگی سری در زمان به صورت زیر تعریف می شوند: اگرآنگاه ، در غیر این صورت مقدار آن برابر صفر است.

اگرآنگاه ، در غیر این صورت مقدار آن برابر صفر است.

در این آزمون فرضیه صفر وجود ریشه واحد با شکستگی در یک زمان در مقابل فرضیه ایستایی قرار دارد.

نتایج این آزمونها حاکی از آن است که لگاریتم تمامی متغیرهای مورد استفاده در این مقاله در سطح غیرایستا می باشند؛همچنین این آزمون در مورد تفاضل مرتبه اول تمام متغیرهای سریها در سطح اطمینان 5Dنیز به کار گرفته شده است که نتایج بیانگر ایستا بودن همه آنها می باشد؛به عبارت دیگر، سریهای مذکور با یک مرتبه تفاضل گیری ایستا شده اند.تنها II متغیر نرخ تورم در ایستا می باشد.این نتایج در حدول شماره(1) ارائه شده اند.

(1)-در این صورت، برای انجام آزمون ها از آماره بجای آماره t استفاده می گردد.مقادیر بحرانی این آمار توسط مک کینون محاسبه گردیده است.

2-4-آزمون هم تجمعی الگوهای پویا

هنگامی که دو یا چند متغیر سری زمانی غیرایستا در ارتباط با یکدیگر قرار می گیرند، ممکن است ترکیب خطی آنها ایستا باشد.در این صورت آنها بر روی یک طول موج یکسان 1قرار داشته و روندهای موجود همدیگر را خنثی می سازند؛به عبارت دیگر این متغیرها دارای راطه تعادلی بلند مدت بوده و هم تجمع نامیده می شوند.در این صورت می توان بدون نگرانی از مشکل رگرسیون کاذب از روش های سنتی اقتصادسنجی استفاده نمود؛بنابراین در مقاله حاضر پس از برآورد رابطه(5)آزمون لازم برای بررسی هم تجمعی صورت می پذیرد.الگوی دینامیکی(5)در صورتی به سوی تعادل بلند مدت حرکت می نماید که مجموع هاز یک کوچک تر باشد.در نتیجه در مقاله حاضر برای آزمون هم تجمعی فرضیه زیر مورد بررسی قرار خواهد گرفت:

در صورت رد فرضیه ، یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای الگو وجود خواهد داشت.برای انجام این کار با تقسیم بر مجموع انجراف معیارهای این ضرائب، آماره ای به دست می آید که پس از مقایسه مقدار محاسباتی آن با کمیت های بحرانی ارائه شده به وسیله بنرجی، دولادو و مستر 2(1992)می توان در خصوص رد فرضیه و هم تجمع بودن الگو اظهار نظر نمود. 3بنابراین در این مطالعه قبل از نمایش (1)- htgnelevaW .

(2)- ertseM

odalaD,eejrenaB .

(3)-برای اطلاعات بیشتر به نوفرستی(1378)مراجعه شود.ذکر این نکته نیز لازم است که به جای آزمون فوق می توان از روشی که به وسیله پسران و دیگران(1996)ارائه شده است به عنوان راه جایگزینی استفاده نمود. آنها پیشنهاد می نمایند که در رابطه با برآورد الگوهای (LDRA) دو مرحله زیر انجام گردد:در مرحله اول وجود ارتباط بلند مدت میان متغیرها با استفاده از آماره F برای اهمیت آماری متغیرهای تأخیری در حالت

نتایج ناشی از برآورد الگوهای بلند مدت و کوتاه مدت در بخش(5)، آزمون فوق برای بررسی هم تجمعی بین متغیرها انجام خواهد شد.

5-برآونرد الگوی LDRA تقاضا برای پول

با توجه به مبانی تئوریک قسمت(3)الگوی خودبرگشت با وقفه های توزیعی زیر به منظور تفسیر رفتار تقاضا برای پول در نظر گرفته شده است.

که در آن MRnl لگاریتم تراز واقعی پول، Ynl لگاریتم تولید ناخالص داخلی واقعی RBnl لگاریتم نرخ ارز بازار سیاه،نرخ تورم،متغیر مجازی مربوط به شوک نفتی سال 1353،متغیر مجازی مربوط به انقلاب اسلامی سال 1357(برای سال 1357 و بعد از آن ارزش یک و برای سایر سالها صفر)وجمله پسماند معادله می باشند. 1

در جهت تعیین وقفه مناسب الگوی بالا، با توجه به حجم نمونه، از معیار شوارتز- قتصحیح خطای منتج از مدل (LDRA) آزمون می گردد.توزیع مجانبی(حدی)این آماره صرفنظر از (0)I یا (1)I بودن متغیرها غیراستاندارد می باشد.آنها مقادیر بحرانی مناسب برای تعداد متفاوت متغیره (k) را با وجود و عدم وجود روند محاسبه نموده و در یک جدول آورده اند.آنها دو مجموعه مقادیر بحرانی یکی با فرض (1)I بودن و دیگری با فرض (0)I بودن همه متغیرها ارائه نموده اند.برای هر مورد یک مرز دربرگیرنده همه حالات ممکن (1)I و (0)I برای کلیه متغیرها را ارائه می دهد.اگر آماره F محاسباتی خارج از این مرز قرار گیرد می تواند بدون نگرانی از (1)I ی (0)I و یا حتی ترکیبی بودن در مورد روابط استنتاج نمود.اما در صورتی که آماره مذکور در داخل مرز مقدار بحرانی قرار گیرد، نمی توان به نتابج آماری اطمینان نمود و نتایج بستگی به (1)I و (0)I بودن متغیرها دارد.در این صورت لازم است که آزمونهای ریشه واحد برای متغیرها انجام پذیرد. در مرحله دوم لازم است که ضرائب روابط بلند مدت برآورد و در مورد اطتنباطات آماری بحث نمود.توجه به این نکته ضروری است که تنها در صورتی می توان این مرحله را انجام داد که از کاذب نبودن روابط بلند مدت میان متغیرها اطمینان حاصل شود.

(1)-متغیرهای مجازی دیگری نیز به الگو اضافه شده که به دلیل بی معنا بودن از مدل حذف گردیده اند.

بیزن استفاده می نماییم؛بر این اساس، بهترین الگوی انتخاب شده تقاضا برای به گونه ای است که به آن متغیرهای لگاریتم و لگاریتک نرخ ارز بازار سیاه یک وقفه، و به متغیرهای لگارتیم تولید ناخالص داخلی واقعی و لگاریتم نرخ تورم وقفه ای نسبت داده نشده است.همچنین این ضابطه در تابع تقاضا برای به متغیر لگاریتم یک وقفه و به سایر متغیرها هیچ وقفه ایی نیست نداده است.

همان طور که در قسمت قبل اشاره گردید، قبل از نمایش نتایج بلند مدت و کوتاه مدت، لازم است که در الگوهای مورد نظر آزمون هم تجمعی بین متغیرها انجام شود.جدول شماره(2)نتایج این آزمون را پس از انجام محاسبات براساس کمیت های بحرانی ارائه شده توسط بنزجی، دولادو و مستر نشان می دهد.نتایج حکایت از آن دارد که در سطح اطمینان 5Dو1Dهم تجمعی بین متغیرها در هر دو الگو رد نمی گردد.

پس از تعیین وقفه بهینه می توان رابطه بلندمدت و کوتاه مدت الگو را به دست آورد. ضرایب مربوط به الگوی بلند مدت تقاضا برای ودر جدول شماره(3)آورده شده است.براساس روابط برآورد شده، کشش تقاضا برای نسبت به تولید ناخالص داخلی در بلند مدت 09/1 می باشد که این مقدار در تابع تقاضا برای بزرگتر و برابر 56/1 است؛به عبارت دیگر، یک درصد افزایش(کاهش)در تولید ناخالص داخلی، تقاضا برای ورا به ترتیب 09/1 و 56/1 افزایش(کاهش)می دهد.مثبت بودن کشش درآمدی تقاضا برای پول مطابق نظریات اقتصادی در این زمینه می باشد.

در ردیف پنجم جدول شماره(3)ضریب برآورد شده نرخ ارز بازار سیاه با علامت منفی مشاهده می شود.ضریب معنی دار منفی نرخ برابری ارز، این مسئله را به اثبات می رساند که در اقتصاد ایران رابطه بین اثر متغیر و تقاضا برای پول براساس هر دو تعریف آن یک رابطه معکوس است؛در واقع"اثر جانشینی"در ادبیات اقتصادی نرخ ارز تأیید می شوند؛بدین مفهوم که اگر تشعیف بیشتر پول داخلی مورد انتظار باشد(نرخ ارز بیشتر افزایش یابد)عامه مردم به منظور جلوگیری از کاهش قدرت خرید خود تقاضا برای پول خارجی را افزایش می دهند؛لذا تقاضا برای پول داخلی کمتر خواهد شد.

کشش بلند مدت تورمی تقاضا برای وبه ترتیب 012/0 و 017/0 بوده و هر دو

معنی دار می باشند؛بنابراین در کشور ایران به دلیل فقدان بازارهای مالی توسعه یافته و ثابت بودن نرخ بهره(و پس از اعمال قانون بانکداری بدون ربا نرخ سود)رسمی برای مدت های طولانی و نیزعدم تغییر همزمان آن با افزایش سطح عمومی قیمتها می توان نرخ تورم را به عنوان هزینه فرصت نگهداری پول تعبیر کرد؛بنابراین در شرایط تورمی انتظار می رود که افراد تقاضای خود را برای پول کاهش داده و ثروت خود را به صورت سایر اشکال دارائی ها که می توانند ارزش خود را در مقابل تورم حفظ کنند، نگهداری نمایند.با افزایش درآمدهای نفتی در سال 1353 به دلیل رابطه مستقیمی که بین سطح درآمد و تقاضا برای پول در اقتصاد وجود دارد، تقاضا برای ترازهای حقیقی پول براساس هر دو تعریف آن افزایش یافته است.ضریب مثبت متغیر مجازی مربوط به این سال در جدول شماره(3)بیانگر این نکته می باشد.در این جدول، ضریب متغیر مجازی انقلاب نیز حاکی از آن است که پس از انقلاب اسلامی تقاضا برای پول افزایش یافته است.

پس از الگوی بلند مدت، به برآورد الگوی کوتاه مدت پرداخته شده است.ضرایب مربوط به برآورد الگوی تصحیح خطای که بیانگر ارتباطوبا متغیرهای مستقل در کوتاه مدت است در جدول شماره(4)نشان داده شده است؛همانگونه که این جدول نشان می دهد، کشش درآمدی کوتاه مدت تقاضا برای وبه ترتیب 41Dو 38D می باشد؛بنابراین افزایش(کاهش)یک درصدی در تولید ناخالص داخلی باعث افزایش (کاهش)تقاضا برای وبه ترتیب به میزان 41Dو 38Dدرصد در کوتاه مدت می گردد.علامت این کششها مطابق نظریات اقتصادی مورد انتظار می باشند.متغیر بعدی به اثر نرخ ارز بازار سیاه در تقاضا برای پول اشاره دارد که علامت متغیر نرخ برابری ارز در تابه تقاضا برای در کوتاه مدت هم مانند ضریب این متغیر در بلند مدت منفی است؛در مقابل، این متغیر در تابع تقاضا برای مثبت، اما بی معنی شده است.

کشش های تورمی کوتاه مدت تقاضا برای وبسیار کوچک بوده و به ترتیب برابر 0045/0-و 0042/0 می باشند.ضرایب متغیرهای مجازی شوک نفتی و انقلاب اسلامی در کوتاه مدت مشابه همین ضرایب در بلند مدت می باشند.ضریب تصحیح خطدر جدول(4)در الگوی تقاضا برای برابر با 037-و در الگوی تقاضا برای برابر

24/0-می باشد.در هر دو مورد، آماره t مربوط به ضرایب معنی دار می باشد و نشان دهنده ساز و کارهای تعدیل در حرکت تقاضا برای ترازهای حقیقی پول به سمت تعادل بلند مدت خود می باشد.

با مقایسه الگوهای بلند مدت و کوتاه مدت تقاضا برای ومی توان عنوان کرد که اولا، کشش های بلند مدت تقاضا برای پول از کشش های کوتاه مدت بزرگتر می باشند که علت این امر را در دستیابی به زمان بیشتری جهت تعدیل به سوی تعادل در بلند مدت می توان دانست.ثانیا در الگوهای بلند مدت تقاضای پول، کشش درآمدی تقاضا بزرگتر از واحد می باشد.ثالثا، ضریب متغیر نرخ برابری ارز در تابع تقاضا برای در بلند مدت و کوتاه مدت منفی و معنی دار است؛در حالی که چنین وضعیتی در تابع تقاضا برای فقط در بلند مدت صادق می باشد.رابعا، ضریب عبارت تصحیح خطا در تابع تقاضا برای بزرگتر از مقدار این ضریب در تابع تقاضا برای می باشد.این تفاوت بیانگر بیشتر بودن نسبی سرعت ساز و کارهای تعدیل در تابع تقاضا برای می باشد.

6-آزمونهای برون زائی جهت بررسی ثبات تابع تقاضا برای پول

براساس مبانی نظری آزمونهای برون زائی که در قسمت(2)ارائه شد.به منظور انجام آزمون ثبات ضرایب از روش"انگل و هندری"برای آزمون فرضیه برونزائی ضعیف و ابر برونزائی استفاده شده است؛بدین منظور پس از برآورد معادلات مربوط به متغیرهای مستقل در تابع تقاضای پول، برای بررسی برونزائی ضعیف، پسماند معادلات برآورد شده در حالت ابربرونزائی هماند پسماند به همراه مربع آن را به تابع تقاضا برای پول اضافه کرده، اهمیت آنها را مورد ارزیابی قرار می دهیم.

1-6-برآورد معادلات مورد نیاز جهت استفاده از آزمون های برونزائی

همان طور که در قسمت(5)نشان داده شد، متغیرهای عمده تعیین کننده تقاضا برای تراز واقعی پول در ایران عبارتند از:تولید ناخالص داخلی واقعی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم.در این قسمت به بررسی ثبات پارامترهای متناظر با هر کدام از متغیرهای

مذکور در تابع تقاضای پول با استفاده از آزمون های برونزائی و ابربرونزائی پرداخته می شود.با توجه به اینکه اولین متغیر تعیین کننده در تابع تقاضا برای پول در ایران، تولید ناخالص داخلی واقعی می باشد، در قسمت بعد ابتدا مدل تولید ناخالص واقعی برآورد شده، سپس با استفاده از پسماندهای به دست آمده به آزمون ثبات پارامتر متناظر با آن در تابع تقاضای پول پرداخته می شود.

1-1-6-برآورد معادله تولید ناخالص داخلی

تولید تابعی است از نهاده های مختلف در اقتصاد، مانند نیروی کار، سرمایه و زمین.با توجه به بحث های جدید در خصوص تأثیر بخش خارجی بر تولید ناخالص داخلی و یا به عبارت دیگر همبستگی میان رشد صادرات و رشد تولیدات از یک طرف و تأثیر مخارج دولت بر درآمد ملی از طرف دیگر، دو متغیر فوق به الگوی تولید ناخالص داخلی افزوده و مدل زیر برآورد گردیده است.

که در آن لگاریتم تولید ناخالص داخلی واقعی،لگاریتم موجودی سرمایه 1لگاریتم نیروی کار،لگاریتم صادرات و"لگاریتم مخارج دولت می باشد. صادرات به این دلیل در تابع تولید آمده است تا نشان دهنده عوامل خارجی که بر بهره وری تأثیرگذارند اما در مدل ملاحظه نشده است، باشد.این کار می تواند از طریق ادغام بازارها و ایجاد صرفه جویی نسبت به مقیاس و ایجاد رقابت و افزایش کاری صورت پذیرد. 2پس از وارد نمودن متغیر مجازی تکانه نفتی سال 53،، و متغیر مجازی (1)-گاه با توجه به محدودیت موجود در خصوص داده های مربوط به موجودی سرمایه و یا عدم اطمینان در محاسبه این متغیر، از متغیر نسبت سرمایه گذاری به تولید ناخالص به جای متغیر سرمایه برای تخمین تولید ناخالص استفاده شده است؛بنابراین با توجه به نکته فوق، با جایگزینی نسبت سرمایه گذاری به تولید ناخالص داخلی به جای سرمایه، الگوی(9)را برآورد نموده، سپس با استفاده از تخمین جمله خطا به آزمون های برونزائی ضعیف و در ابربرونزائی پرداختیم.نتایج نشان داد که در این حالت نیز متغیر تولید ناخالص ملی واقعی در تابع تقاضا برای پول برونزا می باشد.برای خلاصه نویسی از آوردن جزئیات نتایج در این مقاله خودداری می گردد.

{(2)- 835-831.pp,(tnempoleveD dlroW,..."cimonocE dna tropxE";(1990)nitsugA,usoF isawK

انقلاب اسلامی،، معادله فوق با روش دو مرحله ای-اورکات (1)RA برآورد و نتایج زیر به دست آمد:

نتایج بیان می دارد که تمام ضرایب رگرسیون، به غیر از متغیرهای اشتغال و تکانه نفتی سال 53، معنی دار می باشند.ضریب متغیرهای سرمایه، صادرات کالا و خدمات و مخارج مصرفی دولت مثبت و مورد انتظار می باشند.با توجه به وضعیت کشور بعد از انقلاب، مانند شروع جنگ تحمیلی و تحریم های اقتصادی، متغیراثر منفی بر تولید کشور داشته است.تغییرات متغیرهای مستقل در این رگرسیون 99/0 از تغییرات تولید ناخالص داخلی را توضیح می دهند و آماره"دوربین-واتسن"بیانگر عدم خودهمبستگی جملات پسماند این رگرسیون می باشد.

2-1-6-برآورد معادله نرخ ارز بازار سیاه

با توجه به بحث های انجام شده در کشورهایی که دارای بازار ارز غیررسمی می باشند، این نرخ ارز بازار سیاه است که تأثیر اساسی بر تقاضای برای پول دارد. 1با توجه به ادبیات موضوع 2و براساس مدل تقوی(1376)الگوی زیر برای نرخ ارز بازار سیاه در ایران انتخاب گردیده است:

که در این معادله RBnI لگاریتم متغیر نرخ ارز بازار سیاه، IPCnI لگاریتم شاخص قیمت مصرف کننده، BYnI لگاریتم تولید ناخالص داخلی بدون نفت، XOnI لگاریتم درآمد حاصل از صادرات نفت، XONnI لگاریتم درآمد حاصل از صادرات غیرنفتی، ROnI لگاریتم نرخ ارز رسمی و BMnI لگاریتم متغیر پایه پولی می باشند.برآورد الگوی فوق به (1)-برای مثال به بهمنی اسکویی(1996)مراجعه شود.

(2)-به طور مثال مراجعه شود به بلجر(1978)، اولگان(1984)و اوددکان(1996).

صورت زیر است.

که در این معادله RBnI لگاریتم متغیر نرخ ارز بازار سیاه، گاریتم شاخص قیمت مصرف کننده، BYnI لگاریتم تولید ناخالص داخلی بدون نفت، XOnI لگاریتم درآمد حاصل از صادرات نفت، XONnI لگاریتم درآمد حاصل از صادرات غیرنفتی، ROnI لگاریتم نرخ ارز رسمی و BMnI لگاریتم متغیر پایه پولی می باشند.

همانگونه که مشاهده می شود، رابطه نرخ ارز بازار سیاه با شاخص قیمت مصرف کننده مثبت شده است.این نرخ همچنین به دنبال افزایش یک درصدی تولید ناخالص داخلی بدون نفت، 8/0 درصد کاهش می یابد.ضرایب متغیرهای درآمد حاصل از صادرات نفتی و غیرنفتی یبانگر آن است که افزایش یک درصدی هر یک از آنها، نرخ ارز بازار سیاه را به ترتیب 16/0 و 15/0 درصد کاهش می دهد.آماره t محاسبه شده برای ضرایب متغیرهای نرخ ارز رسمی و پایه پولی نشان از بی معنایی آنها در معادله نرخ ارز بازار سیاه دارد. تغییرات متغیرهای مستقل 99 درصد تغییرات نرخ ارز بازار سیاه را توضیح می دهند. مقدار 08/2 برای آماره دوربین-واتسن عدم وجود خودهمبستگی را مورد تأیید قرار می دهد.

3-1-6-برآورد معادله نرخ تورم

براساس کارهای انجام شده در ایران 1الگوی زیر برای تخمین نرخ تورم استفاده شده است.در این معادله نرخ تورم، BMG نرخ رشد نرخ ارز بازار سیاه، BYG نرخ رشد تولید ناخالص داخلی بدون نفت،متغیر مجازی شوک نفتی سال 1353 و(1)-نیلی، 1376.

متغیر مجازی یکسان سازی نرخ ارز در سال 1372(برای سالهای 74-1371 ارزش یک و برای سایر سالها صفر)می باشند.برآورد الگوی فوق در زیر آمده است.

نتایج نشان دهنده معنی داری کلیه ضرایب برآورد شده می باشد.ضریب متغیر پایه پولی 1/0 می باشد.این بدان معناست که افزایش یک درصدی در پایه پولی، باعث رشد 1/0 درصدی در سطح عمومی قیمتها می گردد.همچنین ملاحظه می گردد که نرخ تورم همسو با تغییرات نرخ ارز بازار سیاه تغییر کرده است.این امر می تواند به علت اثر تورمی رشد نرخ ارز بازار سیاه بر روی قیمت داخلی کالاهای واسطه ایی و سرمایه ایی وارداتی صورت پذیرد.برآورد انجام شده نمایانگر رابطه منفی بین رشد تولید ناخالص داخلی بدون نفت و نرخ تورم می باشد.ضریب متغیر مجازی تکانه نفتی سال 1353 نشان می دهد که افزایش ناگهانی قیمت نفت در سال 1353 ممکن است از طریق افزایش نقدینگی، در نهایت باعث رشد سطح عمومی قیمتها شده باشد؛همچنین یکسان سازی نرخ ارز در سال 1372 باعث افزایش نرخ تورم شده است.با توجه به وجود متغیر وابسته با وقفه در سمت راست الگو از آماره دوبین-h به جای آماره دوبین-واتسن استفاده شده است که حاکی از عدم وحود خودهمبستگی جملات پسماند رگرسیون می باشد.

آزمونهای ریشه واحد بر روی پسماند معادلات متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم نیز انجام گرفته است که نتایج این امر براساس آزمونهای "دیکی-فولر"و"فیلیپس-پرون"در جدول شماره(5)گزارش شده است.در این جدول

مشاهده می شود که پسماند معادله تولید ناخالص داخلی،سماند معادله نرخ ارز بازار سیاه وپسماند معادله نرخ تورم براساس هر آزمون در سطح اطمینان 5D ایستا می باشند.

2-6-برونزائی متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول

همان طور که اشاره گردید، جهت آزمون برونزائی ضعیف، با اضافه کردن پسماندهای الگوهای برآورده شده از مدلهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم به تابع تقاضا برای پول و همچنین جهت آزمون ابربرونزائی با اضافه کردن این پسماندها و مربع آنها در تابع مذکور الگوهای به دست آمده تخمین زده شده و سپس مورد آزمون هم تجمعی قرار گرفته است.نتایج این آزمون پس از انجام محاسبات لازم در جدول شماره(6)ارائه شده است.

مطابق این آزمون رد سطح اطمینان 5Dهم تجمعی بین متغیرها در الگوهای برونزائی ضعیف تولید ناخالص داخلی، برونزائی ضعیف و ابربرونزائی نرخ ارز بازار سیاه، برونزائی ضعیف و ابربرونزائی نرخ تورم در توابع تقاضا برای وو ابربرونزائی تولید ناخالص داخلی در تابع تقاضا برای پذیرفته می شود.همچنین در سطح اطمینان مذکور هم تجمعی بین متغیرها در الگوی ابربرونزائی تولید ناخالص داخلی در تابع تقاضا برای رد، اما در حدود سطح 10 درصد پذیرفته می گردد.

1-2-6-برونزائی ضعیف متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول

الگوی خود برگشت با وقفه های توزیعی زیر به منظور تعیین برونزائی ضعیف متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول در نظر گرفته شده است:

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

که در آن جمله پسماند معادلات متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول می باشدو آزمون برونزائی ضعیف این متغیرها در الگوی تقاضا برای ترازهای پولی وبه صورت بررسی اهمیت ضریب در الگوی فوق انجام گرفته است.نتایج این آزمون برای متغیر تولید ناخالص داخلی در جداول شماره(7)و(8)، در مورد متغیر نرخ ارز بازار سیاه در جداول شماره(9)و(10)و برای متغیر نرخ تورم در جداول شماره(11)و(12) گزارش شده است.

همان طور که این جداول نشان می دهند، زمانی که پسماندهای معادلات تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم(به طور جداگانه)به الگوی شماره(8)اضافه می گردند، ضریب این پسماندها از نظر آماری در بلند مدت و کوتاه مدت بی معنی می باشد.این امر به مفهوم قبول برونزائی ضعیف هر یک از متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم در الگوی تقاضا برای ترازهای ومی باشد؛ بدین معنی که ارزش این متغیرها در تابع تقاضا برای ترازای ودر بیرون از سیستم تعیین می شود و از این رو از جمله خطا مستقل می باشند.جهت بررسی ثبات یا عدم ثبات پارامتر متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم در تابع تقاضا برای ترازهای پولی، علاوه بر برونزائی ضعیف هر یک از این متغیرها، تعیین ابر برونزائی آنها نیز لازم می باشد که در قسمت بعدی به آن پرداخته می شود.

2-2-6-ابربرونزائی متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول

الگوی خودبرگشت با وقفه های توزیعی زیر به منظور تعیین ابربرونزائی متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول در نظر گرفته شده است:

که در آن جمله پسماند معادلات متغیرهای مستقل در تابع تقاضا برای پول می باشد.

برای آزمون ابربرونزائی متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم می بایست معنی داری عبارت مربع جمله پسماند معادلات هر کدام از این متغیرها در الگوی شماره(8)مورد بررسی قرار گیرد.ضرایب مربوط به برآورد الگوی بلند مدت و تصحیح خطای ابربرونزائی متغیرهای تولید ناخالص داخلی در جداول شماره(13)و (14)نشان داده شده است.نتایج این آزمون برای متغیر نرخ ارز بازار سیاه در جداول شماره(15)و(16)و در رابطه با متغیر نرخ تورم در جداول شماره(17)و(18)گزارش شده است.

نتایج این بررسی در جداول شماره(13)و(14)حاکی از بی اهمیت بودن مربع جمله پسماند معادله تولید ناخالص داخلی در بلند مدت و کوتاه مدت برای هر دو تراز پولی ومی باشد.از این رو فرضیه صفر ابربرونزائی تولید ناخالص داخلی مورد پذیرش قرار می گیرد؛به عبارت دیگر، ضریب متغیر تولید ناخالص دخالی در الگوی تقاضا برای پول ایران در طول زمان بدون تغییر باقی مانده است و بنابراین انتقاد لوکاس در این مورد جایگاهی ندارد.

نتایج حاصل از بررسی ابربرونزائی نرخ ارز بازار سیاه در رابطه با ترازهای پولی ودر جداول شماره(15)و(16)حکایت از عدم رد فرضیه صفر ابربرونزائی نرخ ارز بازار سیاه و تابع تقاضا برای و رد این فرضیه در تابع تقاضا برای دارد؛به عبارت دیگر، در اقتصاد ایران پارامتر متغیر نرخ ارز بازار سیاه در تابع تقاضا برای دارای ثبات نمی باشد و در نتیجه نمی توان انتقاد لوکاس را در این خصوص رد نمود.قابل ذکر است که نتایج فوق در هر دو الگوی بلند مدت و کوتاه مدت صادق می باشند.

ضرایب مربوط به برآورد الگوی بلند مدت و تصحیح خطای ابربرونزائی نرخ تورم در جداول شماره(17)و(18)نشان داده شده است؛همانگونه که از این جداول مشاهده می شود، معنی داری ضریب مربع پسماند معادله نرخ تورم در هر دو الگوی بلند مدت و کوتاه مدت رد می شود؛از این رو ابربرونزائی متغیر نرخ تورم در تابع تقاضا برای تزارهای پولی ومورد پذیرش قرار می گیرد؛یعنی در تابع تقاضا برای پول، براساس هر دو تعریف آن، انتقاد لوکاس در مورد عدم ثبات پارامتر متغیر نرخ تورم موردی ندارد؛به

عبارت دیگر این پارامتر در طول زمان بدون تغییر باقی می ماند و بنابراین سیاستگذاران پولی می توانند با اتخاذ سیاستهای مناسب تقاضا برای پول را تحت تأثیر قرار دهند.

7-نتیجه گیری و پیشنهادات

این مقاله، جهت بررسی انتقاد لوکاس در خصوص عدم ثبات پارامترها در الگوهای اقتصادی، با استفاده از آزمونهای برونزائی به مطالعه ثبات تقاضا برای پول در ایران در دوره 1377-1340 پرداخت و بدین منظور از الگوهای خودبرگشت با وقفه های توزیعی (LDRA) استفاده گردید.الگوهای LDRA امکان بررسی چگونگی روابط بلند مدت و کوتاه مدت بین متغیرها را در تابع تقاضا برای پول فراهم می آورند.

در این تحقیق ترازهای پولی واقعی وبه عنوان متغیرهای وابسته در الگوی تقاضا برای پول در نظر گرفته شدند.تولید ناخالص داخلی واقعی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم نیز به عنوان متغیرهای مستقل این تابع به کار رفته اند.نتایج برآورد این الگوها برای ترازهای پولی وحاکی از آن است که کشش درآمدی تقاضا برای پول، در بلند مدت و کوتاه مدت، مثبت و مطابق نظریات اقتصادی می باشد.کششهای بلند مدت و کوتاه مدت تورمی تقاضا برای ودارای علامتی منفی و از طرح معنی داری بالایی نیز برخوردار بوده اند.این امر بیانگر آن است که در کشور ایران به دلیل فقدان بازارهای مالی توسعه یافته، ثبات نرخ بهره(و نرخ سود علی الحساب)رسمی برای مدت های طولانی و نیز عدم تغییر همزمان آن با افزایش سطح عمومی قیمت ها می توان نرخ تورم را به عنوان هزینه فرصت نگهداری پول تعبیر کرد.این نتایج با دیگر یافته های تجربی در کشورهای در حال توسعه مطابقت دارد.ضریب متغیر نرخ ارز بازار سیاه در تابع تقاضا برای پول منفی و معنی دار است که دلالت بر"اثر جانشینی"در ادبیات اقتصادی نرخ ارز دارد؛بدین مفهوم که اگر انتظار تضعیف پول داخلی وجود داشته باشد، عامه مردم به منظور جلوگیری از کاهش قدرت خرید خود، تقاضا برای پول خارجی را افزایش می دهند؛لذا تقاضا برای پول داخلی کمتر خواهد شد.یکی از پیامدهای مهم وابستگی تقاضا برای پول به نرخ برابری ارز آن است که میزان اثربخشی سیاستهای پولی دولت را تحت تأثیر قرار می دهد؛بنابراین، سیاستگذاران باید به هنگام اعمال سیاستهای خود،

عکس العمل تقاضا برای پول داخلی را نسبت به تغییرات نرخ ارز مدنظر قرار دهند.

نتایج حاصل از آزمون برونزائی ضعیف سه متغیر تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم در تابع تقاضا برای ترازهای پولی ونشان می دهد هنگامی که پسماند هر یک از این متغیرها به تابع تقاضا برای پول اضافه می گردد، ضرایب آنها در بلند مدت و کوتاه مدت از نظر آماری معنی دار نباشند.عدم معنی داری جملات پسماند بیانگر این است که متغیرهای تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز بازار سیاه و نرخ تورم در تابع تقاضا برای پول براساس هر دو تعریف آن به طور ضعیف برونزا می باشند.

با توجه به دف این مقاله، یعنی بررسی ثبات پارامترها در تابع تقاضای پول، پس از مشخص شدن برونزائی ضعیف متغیرهای وابسته، آزمون ابربرونزائی در مورد آنها انجام گردید.نتایج این آزمونها حاکی از بی اهمیت بودن ضریب مربع جملات پسماند معادلات تولید ناخالص داخلی و نرخ تورم در بلند مدت و کوتاه مدت برای هر دو تراز پولی ومی باشد؛در واقع برای دو متغیر تولید ناخالص داخلی و نرخ تورم، فرضیه صفر ابر برونزائی رد نمی گردد؛به عبارت دیگر، انتقاد لوکاس در مورد عدم ثبات پارامتر متغیرهای تولید ناخالص داخلی و نرخ تورم اثبات نمی شود؛اما نتیجه آزمون ابربرون زائی نرخ ارز بازار سیاه حکایت از پذیرش فرضیه صفر ابربرونزائی این متغیر در تابع تقاضا برای و رد آن در تابع تقاضای دارد.

بنابراین، انتقاد لوکاس در خصوص عدم ثبات پارامتر متغیر نرخ ارز بازار سیاه در تابع تقاضا برای ، در مورد ایران رد نمی گردد.با توجه به باثبات تر بودن تقاضای تعریف محدود پول نسبت به تعریف گسترده آن، توصیه می شود که بانک مرکزی ازبه جای برای پیش بینی تأثیر سیاست پولی استفاده نماید؛در غیر این صورت پیش بینی تقاضا براساس ترعیف گسترده پول و در نتیجه سیاستگذاری برای کنترل عرضه پول توسط مسئولین پولی کشور می تواند به خاطر بی ثباتی پارامتر مربوط به نرخ ارز بازار در تابع تقاضای پول دچار اختلال گردد.به خصوص باید واقف بود که ثبات تقاضای پول از جهت اعمال سیاست ضدتورمی از اهمیّت ویژه ای برخوردار می باشد؛بنابراین مسئولین پولی و ارزی بایستی هنگام اتخاذ سیاست های پولی به این موضوع توجه نمایند.

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

فهرست منابع

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

1-پسران، محمد هاشم؛"روندهای اقتصادی و سیاستهای اقتصاد کلان در ایران در دوران پس از انقلاب"، مجله اقتصاد و پول؛سال اول، شماره 2، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، 1378.

2-تقوی، مهدی؛"عوامل مؤثر بر نرخ ارز در بازارهای موازی در اقتصاد یاران (74-1345)"، مجله اطلاعات سیاسی-اقتصادی؛سال دوازدهم، شماره 126-125، صص 51-144، (بهمن و اسفند 1376).

3-کمیجانی، اکبر و ابو الفضل شاه آبادی، "بررسی اثر فعالیتهای D

R داخلی و خارجی (از طریق تجارت خارجی)بر بهره وری کل عوامل تولید"، پژوهشنامه بازرگانی؛ فصلنامه شماره 18، (بهار 1380).

4-مؤسسه عالی پژوهش در برنامه ریزی و توسعه، سیستم بانک اطلاعات برنامه ریزی SDP نرم افزار بانک اطلاعاتی سری زمانی آمارهای اقتصادی کشور، نسخه 4، اردیبهشت 1378.

5-نوفرستی، محمد؛"رابطه تقاضای پول با نرخ برابری ارز و تورم"، فصلنامه برنامه و توسعه؛دوره دوم، شماره 10، صص 15-1، (پاییز 1374).

6-؛ریشه واحد و همجمعی در اقتصادسنجی؛تهران:مؤسسه خدمات فرهنگی رسا، 1378.

7-نیلی، مسعود؛اقتصاد ایران؛سازمان برنامه و بودجه، مؤسسه عالی پژوهش در برنامه ریزی و توسعه، 1376.

(8)-وزارت امور اقتصادی و دارائی، معاونت امور اقتصادی، آمارهای اقتصادی 74-1338، چاپ اول، 1376.

9-هژبر کیانی، کامبیز؛"بررسی ثبات تقاضای پول و جنبه های پویای آن در ایران"، مجله اقتصاد و پول؛سال اول، شماره 1، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، (بهار 1378).

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

(به تصویر صفحه مراجعه شود)

کليه حقوق برای پرتال علوم انسانی محفوظ است