وبلاگ

۳- استفاده از تسهیلات ارزی کوتاه مدت - میان مدت- بلند مدت خارجی باعث شد که رشد متغیرهای کلان از قیمتهای نفت برای اولین بار تبعیت نکند بهطوری که در سال ۷۲ مجموع بدهیهای خارجی ایران به مبلغ ۲۳۱۵۸ میلیون دلار بالغ شد و تزریق این مقدار پول به اقتصاد کشور طی این سالها باعث شد، کاهش قیمت نفت نتواند اقتصاد را تحت تأثیر قرار دهد.

۴- تغییر تبدیل درآمد ارزی حاصل از صدور نفت به ریال علیرغم کاهش قیمت نفت باعث افزایش ارزش افزوده این بخش گردید و لذا کاهش قیمتهای نفت متغیرهای کلان را تحت تأثیر قرار نداد.
۲-۳-۵-۵- تاثیر نوسانات درآمدهای نفتی بر متغیرهای کلان اقتصادی طی سالهای (۱۳۸۴-۱۳۷۴)
در سال ۷۳ به دلیل کاهش شدید قیمت نفت از یک سو و فرا رسیدن باز پرداخت بدهیهای خارجی از سوی دیگر، باعث شد تا اکثر متغیرهای کلان رشد بسیار کمتری را نسبت به سالهای قبل تجربه کنند، GNP با ۳٫۸ درصد رشد منفی روبرو شد و متغیرهای سرمایهگذاری بخش خصوصی ۱۷ درصد رشد منفی، هزینه های عمرانی با رشد ۲۵ درصدی و این در حالی است که در سال ۱۳۷۲،۱۴٫۵ درصد رشد داشته است، شاخص قیمتی مصرفکننده (CPI) 35 درصد، نقدینگی (M2) 28 درصد و هزینه های جاری ۴۵ درصد رشد داشتهاند، لازم به ذکر است که روند متغیرهای مذکور به استثنای CPI، نسبت به سال ۷۲ از رشد کمتری برخوردار بودهاند به دنبال کاهش قیمتهای نفت در بازارهای جهانی که از نیمه اول دهه ۷۰ آغاز شده بود در سال ۷۴ اپک به منظور برقراری تعادل بین عرضه و تقاضای جهانی نفت و ایجاد ثبات در قیمت آن اقدام به برگزاری چندین اجلاس کرد بهطوری که در اجلاس ژنو، سقف تولید این سازمان کاهش یافت و به تبع آن بهای نفت سبد اوپک افزایش پیدا کرد و اجلاس بعدی که در شهر بالی اندونزی برگزار شد بر حفظ سهمیههای قبلی تاکید شد و این امر سبب افزایش بیشتر قیمتهای نفت گردید، بهطوری که افزایش قیمت نفت در سالهای ۷۴ و ۷۵ باعث افزایش رشد GNP بطور متوسط سالانه ۶ درصد شد و متغیرهای سرمایهگذاری بخش خصوصی در سال ۷۴ رشد منفی و در سال ۷۵ رشد ۳۹درصد، هزینه های عمرانی با رشد ۴۵ درصدی، نقدینگی (M2) 37 درصد رشد داشتهاند و تنها شاخص قیمتی مصرفکننده (CPI) و هزینه های جاری کاهش رشد داشتهاند بهطوری که در سال ۷۵ به ترتیب ۲۳ و ۳۲ درصد بوده است.
در سال ۷۶ به خاطر بحران در کشورهای جنوب شرق آسیا و کاهش قابل توجه نفت در این منطقه، قیمت نفت سقوط کرد و تا سال ۷۷ ادامه یافت. علیرغم کاهش قیمت نفت، به دلیل ظرفیت سازی و سرمایهگذاریهای انجام شده در سالهای اخیر، اقتصاد ایران کمتر از حد انتظار تحت فشار شوکهای وارده قرار گرفت. بررسی عملکرد تولید ناخالص ملی نشان میدهد که در طی دو دهه اخیر کاهش نرخ رشد اقتصادی در سال ۷۷ همانند دوره ۶۷-۶۳ و سال ۷۳ تا حد زیادی تحت تاثیر بازار جهانی نفت بوده است. از سوی دیگر بررسی روند سرمایهگذاری نشان میدهد که در سال ۷۷ به شدت نزولی بوده و علت آن هم کاهش سرمایهگذاری دولت و تقلیل عملیات عمرانی دولت بوده است. همانطور که از جداول و نمودارها برمیآید GNP در سالهای ۷۶ و ۷۷ حدود ۲ درصد کاهش داشته و متغیرهای دیگر نیز تحت تاثیر کاهش قیمت نفت قرار گرفتهاند.
در سالهای آخر دهه ۷۰ قیمت نفت به دلیل هماهنگی اعضای اوپک در تنظیم بازار جهانی نفت دوباره افزایش یافت. باز هم متغیرهای اقتصادی ایران تحت تاثیر بهبود قیمتهای نفت روند صعودی به خود گرفتند. به طور خلاصه میتوان گفت اقتصاد ایران وابستگی شدیدی به قیمتهای نفت و درآمدهای ارزی حاصل از فروش نفت دارد. علاوه بر این درآمدهای ریالی دولت نیز همبستگی شدیدی با وضع درآمدهای ارزی دارد بهطوری که درسالهای رکود درآمدهای ارزی، درآمدهای ریالی نیز کاهش مییابد.
با توجه به اینکه تعیین قیمت و حجم فروش نفت تقریباً از عواملی برونزا در اقتصاد ایران به حساب میآید، بنابراین کاهش قیمت نفت در بازارهای جهانی، درآمدهای حاصل از آن را کاهش میدهد و بخشهای مختلف اقتصادی کشور را دچار مشکل میکند. چرا که نوسان درآمد ارزی در کشورهای مثل ایران که اقتصاد از درآمد محدود ارزی برخوردار است دولت را درجهت تخصیص بهینه ارز بین مؤسسات و واحدهای تولیدی تحت فشار قرار میدهد. در کشور ما به خاطر اینکه کشش کالاهای مصرفی نسبت به تغییرات نرخ ارز پایین است شوک نوسان در درآمدهای ارزی، کالاهای مصرفی را شامل نمیشود و بیشترین فشار بر روی ورود کالاهای واسطهای تحمیل میشود. از آنجا که این کالاها مواد اولیه مؤسسات تولیدی است؛ لذا این مؤسسات با کمترین ظرفیت تولیدی به کار ادامه میدهند و رکود اقتصادی بخشهای دیگر اقتصاد را در برمیگیرد. بنابراین شوکهای نفتی در طی سالهای مورد بررسی تأثیر آنچنان زیادی روی کاهش مصرف نداشته است. ولی سرمایهگذاری را به شدت تحت تأثیر قرار داده است در حالیکه در کشورهای مانند ایران که در حال گذار از توسعه نیافتگی می باشند رشد اقتصادی شدیدا متأثر از سرمایهگذاری است. لیکن کاستیهای درون ساختاری اقتصاد ایران و عدم اعمال مدیریت بر روی دریافت و پرداختهای ارزی به تدریج روند سرمایهگذاری را کمتر کرده است. بررسیهای صورت گرفته در مورد علل رشد شتابان اقتصادی کشورهای شرق آسیا که به ببرهای آسیا شهرت یافتهاند نشان دهنده نسبت بالای تشکیل سرمایه ثابت در اقتصاد این کشورها بوده است. بهطوری که نسبت تشکیل سرمایه در تعدادی از این کشورها برای مدت طولانی در حد ۳۵ درصد نگهداشته شده است. در حالیکه در ایران این نسبت همواره به عنوان یک مثال اساسی مطرح بوده است؛ بهطوری که علیرغم سرمایهگذاری زیاد طی دهه اخیر در ایران این نسبت در حد پایین قرار داشته است. از جمله عوامل تأثیر گذارنده بر روند سرمایهگذاری، تأثیر درآمدهای ارزی حاصل از نفت است که با نوسان این متغیر برونزا سرمایهگذاری ایران تحت تأثیر قرار میگیرد. در کنار این عامل، عوامل زیل نیز مزید بر علت گردیدهاند و سرمایهگذاری و به تبع آن رشد اقتصادی ایران را تحت تأثیر قرار دادهاند.
۱- ضریب بازدهی سرمایه در بخشهای متفاوت چندان مناسب نیست.
۲- انتخاب طرحهای سرمایهگذاری بر اساس توجیه اقتصادی صورت نمیگیرد. به دنبال آن مقایسه سودآوری هزینه ها، امکان صدور محصول انجام نمیگیرد و در نتیجه مدت اجرای پروژه طولانی و محصولات به دست آمده بیکیفیت و نهایتاً منجر به بازدهی کم سرمایه میشود.
۳- نوسانات و تعدد نرخ ارز، سرمایهگذاری جدید را در مواردی که در بردارنده هزینه ارزی باشند دچار مشکل میسازد.
۴- در ایران بازار سرمایه به عنوان بخشی از بازارهای مالی کارکرد محدودی دارد. در این خصوص بیاعتمادی به بازار بورس به دلیل عملکرد غیر موجه شرکتها، سازمان کارگزاران، نبود اطلاعات، تأثیر سرمایهگذاریهای فردی بر فرایند تعیین قیمت، محدودیت انواع اوراق قابل معامله، محدودیت جغرافیایی فعالیت بورس و رقابت اوراق مشارکت و پیش فروشهای خارج از بورس و بالاخره تغییرات غیر منتظره در سیاستهای پولی و مالی دولت، که غالبا اضطراری و اجتناب ناپذیر توجیه شده است، از مشکلات و محدودیتهای بازار سرمایه در کشور به شمار میآیند.
۵- عدم امنیت اقتصادی لازم برای سرمایهگذاری بلند مدت در کشور نیز از دیگر محدودیتهای سرمایهگذاری است که منجر به عرضه محدود سرمایه میگردد.
۶- گسترش بخش دولتی بعد از انقلاب و کاهش کارایی اقتصادی در اثر افزایش حجم دولت بخش دیگری از مشکلات سرمایهگذاری است.
۷- بهره وری اندک نیروی کار، به دلیل نگرش غیر اقتصادی به نیروی کار و سرمایه های انسانی و عدم ایجاد انگیزه در نیروی کار شاغل و مشکلات نقدینگی از دیگر مشکلات مطرح در جهت افزایش سرمایهگذاری در کشور میباشند.
۲-۴- خلاصه فصل
در این فصل، ابتدا به بیان توضیحاتی در مورد نرخ ارز و مبانی نظری آن پرداخته شد. در ادامه، توضیحاتی در مورد سیاستگذاریهای ارزی در ایران ارائه شد. سپس مطالبی در مورد نفت و تأثیر آن بر اقتصاد ایران عنوان شد. در ادامه، رابطه میان نوسانات قیمت نفت و رشد اقتصادی مورد بررسی قرار گرفت. در فصل سوم نیز به روش شناسی پژوهش و معرفی روش های مورد استفاده برای تخمین مدل پژوهش پرداخته میشود.
فصل سوم
روششناسی پژوهش
۳-۱- مقدمه
در علم آمار، سری زمانی مجموعهی مشاهداتی است که بر اساس زمان مرتب شده باشند. با توجه به اهمیت در تحلیل نتایج و استنباط صحیح در مورد روابط بین متغیرها، در این فصل ابتدا توضیحاتی در مورد سریهای زمانی ارائه میشود. سپس به مفهوم همجمعی و آزمونهای مرتبط با آن پرداخته میشود. در ادامه به معرفی الگوی خود توضیح برداری VAR در خصوص روابط تعادلی بلند مدت و همچنین الگوی تصحیح خطای برداری VECM در خصوص روابط تعادلی کوتاه مدت و بلند مدت بین متغیرها، پرداخته میشود. در نهایت توابع عکسالعمل آنی و تجزیه واریانس معرفی میشوند.
۳-۲- سریهای زمانی
الگوهای سری زمانی سعی میکنند رفتار یک متغیر را بر اساس مقادیر گذشته آن متغیر و احتمالاً مقادیر گذشته سایر متغیرها توضیح دهند. این الگوها قادرند حتی در مواردی که الگوهای اقتصادی زیر ساختی نا مشخص است، پیشبینیهای دقیقی از متغیر مورد نظر ارائه دهند. این الگوها بر خلاف الگوهای اقتصاد سنجی که از اطلاعات مربوط به نظریههای اقتصادی و داده های آماری سود میجویند تنها از اطلاعات مربوط به داده های آماری استفاده میکنند و توجهی به مبانی نظری تئوریهای اقتصادی ندارند. الگوهای سری زمانی که تنها مقادیر فعلی یک متغیر را به مقادیر گذشته آن و مقادیر خطاهای حال و گذشته ارتباط میدهند، الگوهای سری زمانی تک متغیری نام دارند و فرآیندهای خود توضیح نمونهای از این الگوها به شمار میآیند.
در اغلب سریهای زمانی اقتصاد کلان این تمایل وجود دارد که متغیرهای اقتصادی، هم جهت با یکدیگر حرکت کنند و علت این امر وجود روندی است که در تمامی آنها مشترک است. چنانچه متغیرهای سری زمانی که ناپایدار هستند در برآورد ضرایب الگوی مورد استفاده قرار گیرند، ممکن است نتیجه به یک رگرسیون کاذب بیانجامد. زیرا در متغیرهایی که از روند برخوردارند این گرایش دیده میشود که حتی در مواردی که یک رابطه اقتصادی معنیداری بین آنها وجود ندارد، همبستگی شدیدی را نشان دهند. روش سنتی برای اجتناب از بدست آوردن یک ارتباط کاذب بین متغیرهای سری زمانی آن بوده است که متغیر روند زمانی T را در بین متغیرهای مستقل الگو قرار دهند. اما این روش زمانی میتواند صحیح و قابل قبول باشد که روند زمانی متغیرها از نوع روند قطعی باشد و نه تصادفی. وقتی که متغیرهای سری زمانی روند - مانا هستند میتوان با اضافه نمودن یک روند زمانی از بروز رگرسیون کاذب جلوگیری کرد. در عین حال میتوان ابتدا رگرسیونی را با این متغیرها بر روی روند زمانی انجام داد و سپس جملات پسماند آنها را که عاری از روند هستند به عنوان متغیرهای پایا در برآورد ضرایب، مورد استفاده قرار داد. و به این ترتیب از ایجاد رگرسیون کاذب اجتناب کرد. اما وقتی متغیرهای سری زمانی روند - مانا نیستند اضافه کردن متغیر روند زمانی در بین متغیرها و یا کم کردن روند قطعی از متغیرها موجب پایائی این متغیرها نخواهد شد. (نوفرستی،۱۳۷۸)
۳-۳- مفهوم همجمعی
مفهوم اقتصادی همجمعی این است که هرگاه دو یا چند متغیر سری زمانی با یکدیگر رابطه تعادلی بلند مدتی داشته باشند، هر چند خود این سریهای زمانی دارای روند تصادفی بوده باشند (نامانا باشند)، اما در طول زمان یکدیگر را به خوبی دنبال کنند به گونهای که تفاضل بین آنها با ثبات (مانا) باشد. لذا مفهوم همجمعی تداعی کننده وجود یک رابطه تعادلی بلند مدت است که سیستم اقتصادی در طول زمان به سمت آن حرکت میکند.
مفهوم همانباشتگی از جهاتی با اهمیت است، اول آنکه، هم انباشتگی دو متغیر به معنای وجود یک رابطه بلند مدت و تعادلی بین آن دو متغیر است، که هر یک به تنهایی متغیرهایی غیر مانا هستند. دوم آنکه، هم انباشتگی بین دو متغیر بیانگر یک رابطه با معنی بین آن دو متغیر است، که این خود مشکل رگرسیون کاذب را از بین میبرد. به عبارت دیگر، رگرسیونهایی که با بهره گرفتن از متغیرهای غیر مانا تخمین زده شدهاند، در صورتی از قابلیت مانایی برخوردارند که متغیرها دارای رابطه هم انباشتگی باشند. سوم آنکه، متغیرهای هم انباشته دارای یک الگوی تصحیح خطا نیز هستند، که بیانگر رابطه کوتاه مدت بین این متغیرهاست. بررسی و برآورد رابطه هم انباشتگی و تعادل از روش های مختلف همچون انگل و گرنجر، الگوی اتورگرسیو با وقفه های گسترده و الگوی یوهانس و جوسیلوس امکان پذیر میباشد. به کارگیری دو روش اول که بر اساس پیش فرض وجود تنها یک بردار هم انباشتگی استوار است، در شرایطی که در واقع بیش از یک بردار هم انباشتگی وجود داشته باشد مناسب نیست. اما روش یوهانس و جوسیلوس، به عنوان روش برتر میتواند روابط بلند مدت را در صورت وجود دو یا چند متغیر، شناسایی و تعیین کند (اندرس^[۵۵]،۱۹۹۸).
برای بررسی ایستایی و ریشه واحد داده ها معمولاً از آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته استفاده میشود. همچنین مقدار وقفه بهینه توسط ضابطههای آکائیک، شوارتز - بیزین و حنان کوئین تعیین میشود، این ضوابط به ترتیب به شرح ذیل میباشند.
رابطه ۳-۱:
رابطه ۳-۲:
رابطه ۳-۳:
در این روابط   حداکثر مقدار تابع log-likelihood الگوی اقتصاد سنجی است.   برآورد کننده حداکثر درست نمائی ضرایب   ، P تعداد پارامترهایی که آزادانه برآورد شدهاند و n حجم نمونه است. مقدار حداکثر z هر یک از ضوابط فوق تعیین کننده تعداد وقفه بهینه است. (نوفرستی،۱۳۷۸)
۳-۴- آزمون انگل-گرنجر و انگل گرنجر تعمیمیافته برای همجمعی
روش آزمون انگل-گرنجر (EG) و انگل-گرنجر تعمیم یافته (AEG) به این ترتیب است که ابتدا رگرسیون نظیر رابطه   را به روش OLS برآورد میکنیم و جملات خطای آنرا بدست میآوریم سپس به روش دیکی- فولر (DF) یا دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF) ناپایایی جملات خطا را آزمون میکنیم اگر جملات خطا پایا باشند آنگاه نتیجهگیری خواهیم کرد که متغیرهای مورد بحث همجمع هستند.
در رابطه رگرسیونی فوق اگر   و   هر دو جمعی از مرتبه I(1) باشند، برای آزمون همجمعی رابطه بالا را به روش OLS برآورد میکنیم و سپس فرضه صفر عدم وجود همجمعی بین دو متغیر   و   را در مقابل فرضیه وجود همجمعی این دو متغیر آزمون میکنیم.
رابطه ۳-۴
 همجمع نیستند   و   متغیر های
 همجمع هستند   و   متغیر های
سپس میتوان از آزمون دیکی- فولر (DF) یا دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF) برای آزمون ناپایایی   استفاده کرد. نکته قابل توجه اینست که چون مقدار واقعی   مشخص نیست و ما از برآرود آن در برآورد کمیتهای   استفاده میکنیم، بنابراین مقادیر بحرانی DF و ADF برای آزمون ناپایایی   مناسب نیست، زیرا اولا ساختار روش OLS به گونهای است که برآوردی برای ضرایب انتخاب میکند که جملات خطا کوچکترین واریانس نمونه را داشته باشد، لذا حتی اگر متغیرها همجمع نباشند این امر موجب میشود تا جملات خطا بیشتر پایا به نظر برسند و در نتیجه استفاده از کمیتهای بحرانی معمول دیکی – فولر موجب میشود تا فرضیه صفر بیشتر رد شود. و دلیل دوم اینکه توزیع آماره آزمون آن از تعداد متغیرهای توضیح دهندهای که در رگرسیون وارد میشوند تأثیر میپذیرد. به این ترتیب انگل و گرنجر مقادیر بحرانی DF و ADF را برای آزمون همجمعی با توجه به نکات فوق محاسبه نمودند از این رو آزمونهای دیکی-فولر و دیکی- فولر تعمیم یافته به آزمونهای انگر-گرنجر (EG) و انگل-گرنجر تعمیم یافته، شهرت یافتند (اندرس، ۱۹۹۸).
۳-۵- آزمون جوهانسون و جوسیلیوس
در این روش، رتبه ماتریس   (ماتریس اطلاعات)، تعداد ریشه های مشخصه ماتریس   و در نتیجه، تعداد بردار همجمعی بین متغیرها را، تعیین میکند. جوهانسون و جوسیلیوس بر خلاف انگل معتقدند که، حداکثر تعداد (k-1) بردار هم جمعی بین متغیرها میتواند وجود داشته باشد که k تعداد متغیرهای مورد بررسی است. تعداد بردار همجمعی بین متغیرها، با بهره گرفتن از دو آماره اثر و حداکثر مقدار ویژه بدست میآید. در این آزمون ابتدا این فرض آزمون میشود که هیچ بردار همجمعی وجود ندارد؛ در صورت عدم تأیید فرضیه، وجود حداکثر یک بردار آزمون میشود. این کار تا جایی ادامه مییابد که آماره محاسباتی از آماره بحرانی جدول بزرگتر باشد. همانطور که بیان شد، نتایج بدست آمده از آزمون جوهانسون و جوسیلیوس، معتبرتر از سایر آزمونها است.
۳-۶- الگوی خود توضیح برداری VAR
به طور کلی، الگوهایی که سعی میکنند رفتار یک متغیر را بر اساس مقادر گذشته آن متغیر و تعدادی از متغیرهای مختلف دیگر به صورت همزمان توضیح دهند الگوهای سری زمانی چند متغیره نامیده میشوند؛ الگوی خود توضیح برداری VAR از این جمله میباشد. در واقع زمانی که رفتار چند متغیر سری زمانی را بررسی میکنیم باید به ارتباط متقابل این متغیرها در قالب یک الگوی سیستم معادلات همزمان توجه نماییم اگر معادلات این الگو شامل وقفه های این متغیرها باشد با یک الگوی سیستم معادلات همزمان پویا مواجه می شویم در این الگوها شناخت در مورد درونزا بودن و برونزا بودن متغیرها حائز اهمیت میباشد. برای رفع این محدودیت، الگوی خود توضیح برداری VAR توسط سیمز (۱۹۸۰) ارائه شده است.
رابطه ۳-۵
همانگونه که اشاره شد به کارگیری روش انگل-گرنجر که بر اساس پیش فرض وجود تنها یک بردار همجمعی استوار است در شرایطی که در واقع بیش از یک بردار همجمعی وجود داشته باشد، مناسب نیست. زیرا استفاده از این روش به عدم کارایی منجر خواهد شد، به این مفهوم که وقتی یک الگوی تک معادلهای را برآورد می کنیم بردار همجمعی برآورد شده تنها یک ترکیب خطی از مجموعه بردارهای ممکن خواهد بود و بیانگر رابطه تعادلی تعریف شده خاصی نمیباشد. لذا برای اجتناب از برخی مشکلات، از روش جوهانس و جوسیلوس (۱۹۹۰) که مبتنی بر روش برآورد حداکثر درست نمائی است، استفاده میشود (اندرس، ۱۹۹۸).
۳-۷- الگوهای تصحیح خطا ECM