برآورد تابع تقاضای پول با استفاده از روش همجمعی جوهانسون-جوسیلیوس

 

چکیده

بررسی تابع تقاضای پول از دیدگاه تحلیل مسائل اقتصادکلان وسیاست گذاری اقتصادی، اهمیت به سزایی دارد. شناخت درست و دقیق این تابع،که متضمن همه متعیرهای اساسی وتاثیر گذار باشد، زمینه لازم را برای به کارگیری موفقیت آمیز سیاست های اقتصادی فراهم می کند. مقاله حاضر، به بررسی تجربی تابع تقاضای پول در ایران با استفاده از روش همجمعی جوهانسون-جوسیلیوس با داده های سالانه85-1352 می­پردازد. نتایج حاصله حاکی از آن است که حجم واقعی نقدینگی (m2pl) با تولید ناخالص داخلی به قیمت های ثابت 1376، نرخ تورم ونزخ ارز در بازار غیررسمی، همگراست. همچنین مقدار ضریب جمله تصحیح-خطا (تقریباً17%-)نشان می دهد که علی رغم وجود تعادل بلند مدت در بازار پول ، حرکت به سمت تعادل در این بازار به کندی صورت می گیرد.

کلید واژه : تابع تقاضای پول، همجمعی، مدل تصحیح-خطا برداری.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1-مقدمه

در جهان نسبت به پول سه دیدگاه وجود دارد 1-دیدگاه کسانی که می گویند پول همه کاره است که به طرفداران پول[1] معروفند به نظر اینان برای معالجه بیماری­های سرمایه داری از قبیل بیکاری ، کسادی و رکود ، نوسانات اقتصادی وتورم باید از سیاست های پولی استفاده کرد . لذا همواره باید بانک مرکزی در جامعه مراقب وضع اقتصادی کشور باشد تا چنانچه اقتصاد جامعه بیمار شد بلافاصله به وسیله ابزارهایی که در اختیار دارد به معالجه بیماری اقتصاد جامعه بشتابد. 2- دسته دیگر از اقتصاددانان مانند جان مینارد کینز[2] معتقدند که برای علاج رکود استفاده از سیاست های پولی موثر نمی باشد بلکه باید به جای استفاده از اهرمهای پولی مردم را به فعالیت اقتصادی دعوت نمود وبرای این  کار دولت باید پیشقدم شود کلیه اقداماتی که دولت به منظور رفع رکود یا تورم در جامعه انجام می دهد را سیاست های مالی می گویند. به نظر این عده سیاست های پولی هیچکاره­اند. 3- دسته سوم می گویند پول نیز می تواند در علاج نابسامانی اقتصاد موثر باشد ولی پول همه کاره نیست . به نظر اینان برای معاجه تورم ویا رکود باید هم از سیاست پولی استفاده کرد وهم از سیاست مالی.

 یکی از اهرمهای مهم در بازار پول تقاضای پول می باشد. تقاضای پول واثرات سیاست پولی نقش مهمی در اقتصادکلان هر کشور دارد. روشن است که بدون توجه به عملکرد وسیاست اتخاذ شده توسط متولیان پولی کشور، نمی توان درمورد مسائل ومشکلات اقتصادی مانند تورم وبیکاری که دو چالش مهم فرآروی هر نظام اقتصادی است اظهار نظر کرد. به بیان دیگر می­دانیم سیستم IS-LM بیانگر ارتباط بین بازار پول وکالاست، با استفاده از این سیستم می توان با توجه به فروض مختلف در مورد تقاضای پول (که از رفتار متغیرهای موثر روی آن نشات می­گیرد)، سیاست مناسبی (اعم از پولی یا مالی) را در رابطه با اقتصاد جامعه، برنامه ریزی کرد. شناخت رفتار متغیرهای موثر تقاضای پول متضمن شناخت دقیق خود این متغیرهاست. بدین جهت، دراین مقاله، بحثی پیرامون متغیرهای مؤثر بر تابع تقاضای پول از نقطه نظر اقتصاددانان ارائه می­گردد.

بحث دیگر این است که دو وضعیت می تواند بر بازار پول حاکم باشد. نخست، تعادل در بازار پول وآن وضعیتی است که میزان عرضه وتقاضای پول با هم برابر باشند، ویا به عبارت دیگر اقتصاد درنقطه­ای روی منحنی LM قرار داشته باشد. دوم وضعیت عدم تعادل پولی در بازار پول که گویای عدم برابری بین حجم عرضه و وتقاضای پول است ومنتج به نابسامانی­های اقتصادی از جمله تورم درجامعه می­گردد.

اگر عدم تعادل بر بازار پول ایران حاکم باشد باید به برآورد اطلاعات مربوط به تقاضای پول درجامعه در دوره 85-1352 پرداخت. فرض ما بر این است که بازار پول ایران در بلندمدت در تعادل است ونیازی به برآورد تقاضای پول نداریم. و تقاضای پول ازکمیت­های عرضه پول، مجزا نمی­باشد.

هدف از ارائه این رساله، ارائه یک مدل مناسب از تقاضای پول در ایران می تواند برنامه ریزان اقتصادی را به منظور جهت دادن صحیح ابزارهای مناسب برای سیاست های اتخاذ شده، راهنمایی کند.

در چارچوب تحقیق حاضر، رفتار متغیرهای تاثیرگذار بر تقاضای پول در بلند مدت وکوتاه مدت بررسی وتبیین خواهد شد. برای این کار در بخش دوم به بیان سابقه تحقیقات می­پردازیم، دربخش سوم به ارائه الگوی اقتصادی که شامل مبانی نظری وتعیین متغیرهای مناسب تابع تقاضا وفرضیات تحقیق است، پرداخته می­شود، در بخش چهارم الگوی آماری و در بخش پنجم به برآورد تابع تقاضا با استفاده از رویکرد جوهانسون-جوسیلیوس پرداخته می­شود ودر بخش ششم نتیجه گیری قرار داده شده­است.

2-مروری بر ادبیات موضوع

تاکنون کارهای تجربی قابل ملاحظه­ای در زمینه برآورد تابع تقاضای­پول، در کشورهای توسعه یافته ودر حال توسعه، منجمله ایران صورت گرفته­است. به طور مثال نوفرستی (1374) رابطه بین تقاضای پول، تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز و نرخ تورم را بررسی کرده­است. کار تجربی ایشان در دوره زمانی71-1338 با داده­های سالانه می­باشد. ایشان نتیجه می­گیرد که ضرایب ارز وتورم دارای علامت سازگار با تئوری وضرایب معنی دار هستند.  

برای نشان دادن شکست ساختاری در دوره پس از انقلاب، نوفرستی دوره زمانی تحت بررسی خود را به دوبخش پیش وپس از انقلاب تقسیم کرده ودر هر یک از دو دوره یک تخمین مستقل زده وبه آزمون چاو[3] می­پردازد. ایشان نتیجه می­گیرد که فرضیه صفر یعنی عدم شکست ساختاری رد شده وتقاضای پول به خاطر شرایط اقتصادی-سیاسی دارای یک تغییر ساختاری بوده وانقلاب باعث شده مردم سبد داراییهای خود را تغییر دهند.

کمیجانی و بوستانی (1383) با روش همجمعی جوهانسون وجوسیلیوس، تابع تقاضای پول در ایران را برای داده­های سالیانه 81-1339 برآورد کرده­است. او در مطالعه خود از متغیرهای تولید ناخالص داخلی ونرخ تورم ونرخ ارز به عنوان متغیر تعیین حجم نقدینگی استفاده­کرده­است. وی دو رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای موجود در مدل بدست آورد. که فقط یکی از این بردارهای همجمعی مطابق با تئوری­های اقتصادی است و ضریب جمله تصحیح خطای مدل تصحیح خطای برداری را منفی بدست آورده که وجود بردار همجمعی بین متغیرها راتایید می­کند. سپس به بررسی شکست ساختاری باتوجه به آزمون CUSUM وCUSUMSQ می­پردازد ونتیجه می­گیرد که شکست ساختاری وجود ندارد.

جعفری صمیمی و علمی وصادق زاده یزدی (1384) با استفاده از تحلیل همجمعی جوهانسون-جوسیلیوس، تابع تقاضا برای پول در ایران را برای داده­های سالیانه 81-1338 برآورد می­کنند. ایشان از متغیرهای واقعی تولید ناخالص داخلی، نرخ تورم، نرخ ارزغیررسمیِ واقعی وکسری بودجه واقعیِ دولت به عنوان متغیر های تعیین کننده حجم نقدینگی وحجم پول در دومدل مجزا استفاده می­کنند. آنها دو رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای موجود در مدل بدست می­آورند. که فقط یک مدل مطابق نظریات اقتصادی است در این مدل ِتأیید شده، رابطه نرخ ارز غیررسمی با تقاضای پول معکوس بوده که بیانگر اثرجانشینی در ادبیات اقتصادی است. علامت کسری بودجه دولت در تابع تقاضای پول منفی است که تاییدی بر دیدگاه نئوکلاسیکی در این زمینه است. برای تحلیل پویایی­هایِ کوتاه مدتِ رابطه تعادلی بلندمدت بدست آمده از روش حداکثر درست نمایی جوهانسون-جوسیلیوس، از ابزارهای تجزیه واریانس وتوابع عکس العمل تحریک آنی استفاده شده­است که نتایج حاصل از روش­های فوق بیان­گر سرعت نسبتاً کند تعدیل بوده­است.

مصطفوی ویاوری (1386) با استفاده از الگوی خود توضیح برداری با وقفه­های گسترده (ARDL)، تقاضا برای پول در ایران را برای دوره سالیانه 83-1338 برآورد کردند. برآوردهای بلندمدت و کوتاه مدت نشان می­دهند که در ایران، تقاضا برای پول تحت تأثیر تولید، نرخ تورم، نرخ بازدهی ارز وماشین سواری است.

شهرستانی و شریفی رنانی (1387) نیز با استفاده از تکنیک خودتوضیح با وقفه­های گسترده به بررسی رابطه پول و دیگر متغیرهای کلان اقتصادی (درآمدواقعی، تورم، نرخ ارز) برای اقتصاد ایران با داده­های فصلی 84-1364 می­پردازد در این مقاله رابطه بین پول محدود و وسیع را به طور جداگانه با درآمد واقعی، نرخ تورم ونرخ ارز مورد آزمون قرار می­دهد. براساس آزمون F وآزمون­های شکست ساختاری بیان می­کند که حجم پول رفتار بهتر ومعناداری را در رابطهٌ بلندمدت با دیگر متغیرها از خود نشان می­دهد. نتایج بدست امده از برآورد الگویARDL بیانگر این است که کشش درآمدی مثبت ومعنادار، کشش نرخ تورم منفی ومعنادار و ضریب نرخ ارز مثبت ومعنا دار می­باشد.

دهمرده وایزدی (1386) به تخمین تابع تقاضای پول در ایران برای داده­های سالیانه 87-1350، با روش ARDL به بررسی روابط بین متغیرهای مستقل و وابسته می­پردازد. نتایج بدست آمده نشان می­دهد که رابطه بلند مدت تعادلی بین متغیرهای این تخمین وجود دارد. ضریب تولید ناخالص داخلی حاکی از اثر مثبت ومعنی­دار این متغیر بر روی تابع تقاضای پول است. از طرفی رابطه متغیرهای نرخ ارز بازار آزاد وتورم روی تابع تقاضای پول منفی وبیانگر اثر معکوس ومعنا داری بین این متغیرها ومتغیروابسته است. ضریب جمله تصحیح خطا نشان دهنده این است که در هردوره 0.48 از انحراف حجم پول از مسیر بلندمدتش توسط متغیرهای الگو تصحیح می­شود. آزمون­های شکست ساختاری نشان دهنده عدم شکست ساختاری می­باشند.

3-الگوی اقتصادی

3-1مبانی نظری

 تقاضای معاملاتی پول: این نوع از تقاضای پول وقتی به وجود می آید که یک فاصله زمانی بین درآمد وهزینه وجود داشته باشد. اقتصاد دانان کلاسیکی چون فیشر[4](1991؛ به نقل از شاکری، 1388) و پیگو[5](1917؛ به نقل از شاکری، 1388) ، دیدگاهی ارائه کردند که در آن رابطه مستقیم ومتناسبی بین مقدار پول وسطح قیمت در قالب تعادل کلاسیکی وجود دارد . هردو اقتصاددان بر نقش پول به عنوان وسیله مبادله در معاملات تاکید دارند . در تئوری مقداری پول به طور دقیق تقاضای پول مورد بحث واقع نمی شود بلکه سرعت معاملاتی گردش پول است که مورد تاکید قرار می گیرد . به این ترتیب که در دوره معین ، تعداد  دفعاتی که یک واحد پول به طور متوسط در معامله مورد استفاد ه قرار می گیرد معیار سنجش قرار می گیرد . تحلیل فیشر در باره تئوری مقداری پول به رابطه مبادله فیشر وتحلیل پیگو نیز به رویکرد کمبریج معروف است. دررابطه مبادله فیشر، مقدار پول در گردش m، را برای دوره معینی از طریق سرعت گردش معاملاتی VT، به حجم معاملات T، وقیمت مبادلاتی PT، مورد نظر مرتبط می­کنند. فیشر فرض می کند که در کوتاه مدت سرعت گردش معاملاتی پول ثابت است ومقدار پول مستقل از حجم معاملات تعیین می شود . از سویی، در چارچوب تعادل مبتنی بر اشتغال کامل­ کلاسیکی، فرض می­شود که نرخ ثابتی بین سطح معاملات وتولید وجود دارد. بنابراین داریم:

در رویکرد کمبریج، پیگو(1917) ومارشال[6] (1923)، بیان کردند که سطح نگهداری پول با مقدار معاملات ارتباط دارد به این ترتیب که بر اساس نقش پول به عنوان ذخیره ارزش، ثروت (درآمد) افراد نیز مقدار پول را تحت تاثیر قرار می­دهد . وقتی ثروت (درآمد) افراد افزایش می­یابد، دارایی بیش تری را نگهداری می کنند که یکی از آن دارایی­ها، پول است.

در این رابطه، k میل افراد در نگهداری بخشی از درآمدشان به صورت پول را نشان می دهد که عکس سرعت گردش پول است، با این تفاوت­که دراینجا منظور سرعتی است که افراد پول­شان را به کالا تبدیل می­کنند . برخلاف فیشر اقتصاد­دانان کمبریج معتقدند افراد براساس قانون نزولی بودن مطلوبت نهایی، می دانند که نگهداری پول اضافی مطلوبیت کمتری را برای­شان به­همراه دارد. بنابراین ثروت­شان (درآمد) را بین نگهداری پول ودیگر دارایی­ها تقسیم می کنند.

دیدگاه کینز: کینز به تقاضای پول از زاویه­ای کاملا متفاوت نگریست وتحلیلی دقیق­تر نسبت به اقتصاد­دانان پیش از خود ارائه کرد. کینز با فرض این­که افراد به دلیل وجود انگیزه های معاملاتی، احتیاطی وسفته بازی پول نگهداری می­کنند، تئوری خود را بیان کرد. بر این اساس تقاضا برای مانده­های حقیقی پول رابطه مستقیم با درآمد حقیقی (Y)، ورابطه معکوس با نرخ بهره (r) دارد،

دو ویژگی پول به عنوان وسیله مبادله وذخیره ارزش زیربنای تئوری­های بعد از کینز را تشکیل می­دهند. بامول (1952:به نقل از شاکری، 1388) وتوبین (1956: به نقل از شاکری 1388) فرض کردند که پول لزوما به صورت موجودی جهت انجام معاملات نگهداری می­شود. اگر چه دارایی­های مالی غیر از پول بازدهی بالاتری نسبت به پول دارند، ولی هزینه معاملاتی تبدیل دارایی­های مالی به پول در هنگام نیاز، نگهداری پول را توجیه می­کند . سبد دارایی خانوار شامل دو گروه دارایی است؛ یکی دارایی که دارای بازده هستند وایجاد درآمد می­کنند ودیگری پول که شکاف بین پرداخت­ها ودریافت­ها را پوشش می­دهد. هزینه معاملاتی وقتی ایجاد می­شود که دارایی­های غیراز پول برای تامین مالی معامله فروخته شوند. در این حالت نگهداری پول بیش­تر، موجب حداقل شدن هزینه معاملاتی­می­شود واز سوی دیگر، موجب از دست دادن درآمد حاصل از بهره می­شود. نقطه بهینه که حداقل هزیه معاملاتی وحداکثر بهره را می­تواند برای افراد به همراه داشته باشد، براساس رابطه زیر تعیین می­شود:  

در این مدل تقاضای بهینه برای مانده­های حقیقی m^d، به طور مستقیم با هزینه واقعی مبادلات a، ودرآمد حقیقی y وبه­طور معکوس با نرخ بهره r، رابطه دارد.

دیگاه فریدمن: فریدمن (1956: به نقل از شهرستانی و شریفی رنانی، 1387) معتقد است که افراد پول را به منظور استفاده در خریدکالاها وخدمات مورد نیازشان نگهداری می­کنند. فریدمن بین تئوری پرتفوی وتئوری معاملاتی تقاضای پول جمع می­کند. وی بیان می­دارد پول هم چون کالای بادوامی با خدمات غیر قابل مشاهده است، که وارد تابع مطلوبیت وتولید می­شود. از سویی، پول با دیگر دارایی­ها مانند اوراق قرضه، اوراق سهام و کالاهای بادوام مقایسه می­شود به ترتیبی که اگر مقدار پول نگهداری شده افزایش یابد مطلوبیت نهایی خدمات پولی کاهش می­یابد.

به طور خلاصه فریدمن بر دو مطلب تاکید دارد؛ اولا نرخ انتظاری بازده پول را ثابت در نظر نمی گیرد وبا فرض این که تقاضای پول به انگیزه نگهداری دیگر دارایی­ها نیز بستگی دارد، بیان می دارد که تقاضای پول نسبت به تغییرات نرخ بهره حساسیتی از خود نشان نمی دهد. به ترتیبی که اگر نرخ بهره افزایش یابد، چون نرخ بازده انتظاری پول نگهداری شده در قالب سپرده­های بانکی نیز افزایش می­یابد، اثر چندانی برکاهش انگیزه نگهداری پول نخواهد گذاشت، بنابراین تغییرات نرخ بهره اثر قابل ملاحظه­ای بر تقاضای پول ندارد وتنها درآمد دائمی افراد است که بر تقاضای پول­شان موثر است:

ثانیا، فریدمن برخلاف کینز معتقد است که تابع تقاضای پول باثبات است، بدین معنا که مقدار پول تقاضا شده را می­توان به درستی به وسیله تابع تقاضای پول پیش بینی کرد واز سوی دیگر، سرعت گردش پول نیز به دلیل عدم حساسیت تقاضای پول نسبت به نرخ بهره کاملا قابل پیش بینی است.

3-2متغیر های مناسب تابع تقاضا برای پول در ایران

مبانی نظری که در تحقیق مورد استفاده قرار می­گیرند، تعیین کننده مفهوم پول، متغیر مقیاس وهزینه فرصت نگهداری پول­اند. مفهوم پول در تحقیقات تجربی مطالعه به مطالعه متفاوت است. به عنوان مثال، درتئوری­های معاملاتی، تقاضای پول وظیفه پول را در حد وسیله مبادله می داند که برای هدف معاملاتی نگهداری می­شود. در حالی که در تئوری­های پرتفوی، تقاضای پول تاکید بر نقش پول به عنوان ذخیره ارزش است، که افراد آن را به عنوان بخشی از سبد دارایی­شان نگهداری می­کنند و میزان تقاضای پول براساس بازده وریسک دارایی­ها در برابر پول تعیین ­می­شود. هم چنین در دیدگاه معاملاتی تقاضای پول، درآمد را به عنوان متغیر مقیاس و نرخ بهره کوتاه مدت را به عنوان هزینه فرصت نگهداری پول درنظر می­گیرند در حالی که در دیدگاه پرتفوی تقاضای پول، ثروت ونرخ بهره بلندمدت است که میزان تقاضای پول را تعیین می­کند. در زیر به دلایل استفاده از متغیرهای حجم نقدینگی M2PL، تولید ناخالص داخلی GDP، نرخ تورم RCPI ونرخ ارز EXL،  می­پردازیم.

تعریف پول

پول را می­توان در دو تعریف محدود وپول وسیع مورد توجه قرار داد. پول محدود m₁ شامل دارایی­هایی­اند که در هر معامله در دسترس وانتقال پذیرند و نقش پول به عنوان وسیله مبادله را ایفا می­کنند. تقاضای پول مبتنی بر تئوری معاملاتی، تعریف محدود پول را که شامل اسکناس وسپرده­های دیداری است، شامل می­شود. پول وسیع m₂ شامل m₁ و شبه پول (سپرده­های غیر دیداری نزد بانکها وموسسات اعتباری غیر بانکی) می باشد. که شبه پول شامل سپرده­های سرمایه­گذاری کوتاه مدت و بلندمدت و سپرده­های قرض الحسنه پس­انداز وسایر سپرده­ها می­باشد.

اینکه تعریف محدود یا وسیع پول را در مطالعه انتخاب کنیم بسیار مشکل است بعضی بر این اعتقادند که تابع تقاضای پول با M₁رفتار بهتری نسبت به M₂ از خود نشان می­دهد. آنها معتقدند که کشورهای در حال توسعه دارای سیستم بانکی ضعیف وبخش مالی توسعه نیافته هستند که به مرور زمان هرچه سیستم بانکی و بازارهای مالی این کشورها پیشرفت کند، استفاده از پول محدود یه سمت پول وسیع سوق داده می­شود. (سریرام(1991؛ به نقل از شهرستانی و شریفی رنانی،1387)

کمیجانی وبوستانی (1383) بیان می­کنند که چون سیستم بانکی وبازارهای مالی در ایران پیشرفت داشته و از طرفی شواهدی دال بر بی­ثباتی تابع تقاضای پول، مطالعات به سمت استفاده از تعریف گسترده پول یا حجم نقدینگی رفته­اند. ما نیز در این مطالعه از تعریف گسترده پول استفاده خواهیم کرد.

 معمولاً این متغیر از تقسیم حجم نقدینگی خصوصی m₂ بر یک شاخص قیمتی مناسب حاصل می­شود که ما از شاخص کالاوخدمات مصرفی (1376=100)استفاده کردیم.

متغیر مقیاس

حجم مبادلات از متغیرهای موثر بر تقاضای پول است ولی محاسبه این متغیر آسان نبوده، به طوری که برخی مثل سیلورا (1973؛ به نقل از مصطفوی ویاوری،1386) معتقداند که میزان فروش، نشان دهنده حجم مبادلات است، ارنگو وندیری (1981؛ به نقل از مصطفوی و یاوری،1386)، درآمد دائمی را به عنوان جایگزینی برای حجم مبادلات به­کار برده­اند. درحالی که در تئوری­های پرتفوی تقاضای پول بیشتر ثروت افراد را مورد توجه قرار می­دهند. ولی به دلیل این که از متغیرهای مذکور داده کافی در دست نبوده برای توضیح دادن حجم مبادلات از تولید ناخالص داخلی استفاده شده است اما مشکل این متغیر این است­که حجم کالاهای واسطه­ای را در نظر نمی­گیرد وهمچنین مبادلات در بازارهای مالی و کالاهای موجود را نادیده می­گیرد. دو دلیل که استفاده از این متغیر را با وجود این مشکل قابل توجیه می­کند به شرح زیر است:

ثروت انسانی که فریدمن در نظریه تابع تقاضای خود بیان می­کند عبارت­است­از ارزش فعلی جریان درآمدی ناشی از کار جاری ودرآمدهای مورد انتظار آینده از طرفی چون درآمد ناشی از کار سهم عمده­ای از تولید ناخالص داخلی را تشکیل می­دهد، بنابراین استفاده از تولید ناخالص در تابع تقاضای پول قابل توجیه است.

از طرفی برخی از صاحب نظران مانند نوفرستی (1374) بیان می­کنند که تولید ناخالص داخلی با حجم مبادلات متناسب است واین فرض اجازه می­دهد که از GDP به جای حجم مبادلات در تابع تقاضای پول استفاده شود.

اگرچه درآمد دائمی می­تواند به عنوان جانشین حجم مبادلات در مدل قرار گیرد وممکن است نتایج بهتری نسبت به درآمد جاری داشته باشد اما به­کارگیری این متغیر به دلیل وجود اشتباه در محاسبات مربوط به آن خالی از اشکال نیست. از سوی دیگر در وضعیت تعادل بلندمدت، همبستگی بسیار قوی میان درآمدجاری ودرآمددائمی وجود دارد. چراکه درآمد دائمی در بلندمدت ارزش یکنواختی از درآمدجاری است. استفاده از تکنیک همجمعی که با فرض تعادل بلندمدت در بازار پول انجام می­شود، این امکان را فراهم می­کند که با نگرانی کمتری از انتخاب درآمدجاری به مطالعه خود ادامه دهیم.

نکته دیگر دراستفاده از مقدارGDP واقعی است چون فرض بر این است­که رفتار کارگزاران به گونه­ای است که به مقادیر واقعی مانند کالا، استراحت وتلاش توجه دارند.

هزینه فرصت نگهداری پول:

هزینه فرصت نگهداری پول تفاوت بین نرخ بازده پول ودارایی­های جایگزین پول را نشان می­دهد .در دیدگاه معاملاتی تقاضای پول از مفهوم پول محدود استفاده می­کنند وبرای نشان دادن هزینه فرصت پول معاملاتی از یک یا چند نرخ بهره کوتاه مدت استفاده می­شود. از سوی دیگر مطالعاتی که دیدگاه پرتفوی تقاضای پول را پذیرفته­اند واز مفهوم پول وسیع استفاده کرده­اند، برای نشان دادن هزینه فرصت پول وسیع از نرخ بهره بلند مدت استفاده می­شود. در کشورهای توسعه یافته نرخ بهره اثر منفی ومعناداری بر تقاضای پول دارد.

در اقتصاد ایران متغیری که می­تواند هزینه فرصت پول را توضیح دهد به جای نرخ بهره، نرخ تورم است، چون که  نرخ بهره درایران توسط بانک مرکزی و براساس نرخ بهره در دوره زمانی قبل تعیین می­شود واین نرخ در یک فاصله زمانی نسبتاً طولانی ثابت در نظر گرفته می­شود. از طرفی بهره بانکی در اقتصاد ایران به خصوص پس از انقلاب اسلامی چند نرخی است وحتی در طول جنگ تحمیلی هشت ساله به دلیل حرمت ربا نرخ بهره غیر قانونی بود ودر سال 1362 یک تغییر اساسی در سیستم بانکی به وجود آمده است. دلیل دیگر اینکه به دلیل جذاب تر بودن داراییهای فیزیکی درمقابل داراییهای پولی معمولا پژوهشگران از شاخص قیمت­ها (CPI) ویا تورم در مدل تقاضای پول استفاده کرده­اند. به عنوان نمونه نگاه کنید به نوفرستی(1374)، کمیجانی وبوستانی(1383).

دلیل دیگر استفاده از نرخ تورم به جای نرخ بهره، رابطه فیشر می­باشد.

                                                                                                         رابطه 1:

 نرخ بهره اسمی[7]

 نرخ بهره واقعی[8]

 نرخ تورم

نرخ بهره واقعی دو جزء دارد: جزء معین وجزء تصادفی

                                                                 رابطه 2:

 نرخ بهره بلندمدت

 مازاد عرضه پول

 جمله اخلال

از ترکیب دو رابطه بالاداریم:                                                                                                          

در نگرش کلاسیکی جدید با انتظارات عقلایی، جزء معین نسبت به تغییرات در عرضه پول ونرخ تورم گذشته ثابت است. در نرخ تورم های مشخص، تغییر در نرخ واقعی بهره تمایل دارد که نسبت به نرخ تورم مورد انتظار بسیار کوچکتر باشد، پس و  با هم همبسته خواهند شد. از طرفی وجود همبستگی ورابطه میان نرخ تورم انتظاری ونرخ تورم واقعی باعث می­شود که نرخ بهره ونرخ تورم واقعی با هم همبسته باشند. بنابراین وجود نرخ بهره ونرخ تورم به طور همزمان در مدل تقاضای پول اغلب همخطی وتخمین های تورش دار از ضرایب را ایجاد می­کند. به عنوان روشی برای رفع این مشکل آماری، نرخ تورم اغلب از مدل حذف می­شود ومدل با نرخ بهره برای کشورهای توسعه­یافته تخمین زده می­شود. در کشورهای کمتر توسعه­یافته ممکن است نرخ تورم انتظاری در معادله به­جای نرخ بهره معرفی شود. باید به این نکته توجه کرد که متغیر نرخ تورم انتظاری مناسب است ونرخ تورم یکی از جانشین های آن در مدل است.

بیان شد که از نرخ تورم به عنوان هزینه فرصت نگهداری پول استفاده شود. در شرایط اقتصاد باز هزینه فرصت خارجی نگهداری پول عبارتنداز نرخ ارز ونرخ بهره خارجی، از طرفی در کشورهای در حال توسعه به دلیل محدودیت­های ارزی بازار نرخ ارز غیر رسمی شکل می­گیرد که نرخ ارز غیر رسمی هزینه فرصت خارجی نگهداری پول داخلی را بهتر نشان می­دهد وما در این مطالعه از این نرخ استفاده می­کنیم.

دلیل دیگر برای استفاده از نرخ ارز به عنوان متغیر توضیحی تقاضای­پول این است که برخی مانند مصطفوی و یاوری (1386)، معتقدند که پس از انقلاب نرخ تورم داخلی نسبت به نرخ بهره خارجی سریعتر افزایش می­یافت و مردم به دلیل حفظ قدرت خریدشان ترجیح می­دادند که دارایی خود را به جای پول داخلی به صورت دلار نگه­داری کنند. چون افزایش نرخ تورم باعث کاهش تقاضای پول داخلی می­شود و افزایش نرخ بهره خارجی نیز باعث کاهش تقاضای دلار می­شود اما به خاطر افزایش سریعتر نرخ تورم نسبت به نرخ بهره خارجی کاهش تقاضای پول داخلی نیز بیشتر از کاهش تقاضای دلار است و می­توان گفت مردم به طور نسبی دارایی خود را به صورت دلار نگه می­دارند. به­علاوه از سال 1379 مردم می­توانند حساب دلاری باز کرده وحتی بهره هم به آن تعلق می­گیرد.

3-3 فرضیات تحقیق

انتظار بر این است که تولید ناخالص داخلی اثر مثبت بر تقاضای پول داشته باشد چون افزایش تولید و مبادلات نیاز به نگهداری حجم پول بیشتری برای انجام مبادلات دارد.  

افزایش نرخ تورم سبب افزایش سهم دارایی­های واقعی نسبت به پول در سبد دارایی افراد خواهد شد. بنابر این افزایش نرخ تورم باعث کاهش حجم پول می­شود. از طرفی به­دلیل این­که ارزش اسمی پول­داخلی در شرایط تورمی دائماً رو به کاهش است، انتظارات تورمی باعث می­شود تقاضای پول داخلی کم شود.

علامت یا چگونگی تأثیر نرخ ارز بر تقاضای پول دقیقاً مشخص نیست. ازیک طرف، این طور بحث می­شود که اگر صاحبان ثروت سبد دارایی خود را براساس پول داخلی ارزیابی کنند در نتیجه کاهش ارزش پول داخلی (افزایش نرخ ارز) باعث افزایش ارزش دارایی­های خارجی هموطنان می­شود به عبارت دیگرکاهش ارزش پول ملی (افزایش نرخ ارز) باعث افزایش پایه پولی می­شود و افزایش پایه پولی را، به عنوان افزایش ثروت تلقی کنند در نتیجه افزایش ثروت باعث افزایش تقاضای پول می­شود که این اثر به اثر ثروت معروف است. نتیجه اینکه افزایش نرخ ارز باعث افزایش تقاضای پول می­شود.

همچنین بیان می­شود که اگر انتظار کاهش ارزش پول ملی در بین سرمایه گذاران داخلی وجود داشته باشد، در این صورت آنها پول داخلی کمتری نگهداری می­کنند وتقاضا برای پول کاهش می­یابد. که به این اثر، اثر جانشینی می­گویند.  پس علامت نرخ ارز می­تواند مثبت یا منفی باشد.

4-الگوی آماری:

استفاده از روش [9]OLS با فرض­هایی همراه است ازجمله 1-میانگین جزء اخلال جامعه مشروط به مقادیر مفروض متغیرهای توضیحی، صفر است. 2-واریانس شرطی جمله اخلال ثابت یا همسان است. 3-خودهمبستگی در اجزاء اخلال وجود ندارد. 4-متغیرهای توضیحی غیر تصادفی­اند، حتی اگر هم تصادفی باشند، مستقل از اجزاء اخلال توزیع شده اند. 5-بین متغیرها توضیحی همخطی مرکب وجود ندارد. 6-پایایی متغیرها.

اگرمتغیرهای استفاده شده در الگو ناپایا باشند. برای رعایت پیش شرط پایایی متغیرها در به کارگیری روشهای متداول اقتصاد سنجی تفاضل مرتبه اول ویا بیشتر متغیرهای سری زمانی مورد استفاده قرار می­گیرد ولی در این روش اطلاعات ارزشمند در رابطه با سطح متغیرها را از دست می­دهیم. از طرفی اغلب تئوری­های اقتصادی همچون نظریه مقداری پول بر اساس رابطه بلندمدت بین سطح متغیرها عنوان شده است نه برمبنای تفاضل مرتبه اول ویا دوم آنها.

راه حل دیگر استفاده از مفهوم اقتصادی همجمعی است بدین معنی که وقتی دو یا چند متغیر سری زمانی براساس مبانی نظری با یکدیگر ارتباط داده می­شوند تا یک رابطه تعادلی بلندمدت را شکل دهند، هرچند ممکن است خود این سریهای زمانی دارای روندی تصادفی بوده باشند (ناپایا باشند) اما در طول زمان یکدیگر را به خوبی دنبال می­کنند به­گونه ای که تفاظل بین آنها باثبات (پایا) است. بنابر این مفهوم همجمعی تداعی کننده وجود یک رابطه تعادلی بلندمدت است که سیستم اقتصادی در طول زمان به سمت آن حرکت می­کند.

در رابطه با آزمون همجمعی سه روش وجود دارد: 1-آزمون انگل-گرینجر وانگل گرینجر تعمیم یافته برای همجمعی 2-استفاده از الگوی خودتوضیح با وقفه­های گسترده (ARDL) 3-روش همجمعی چند­متغیره جوهانسون-جوسیلیوس

وقتی تعداد متغیرهای دخیل در رگرسیون همجمعی از دو تابیشتر می­شوند این امکان فراهم می­آید که بیش از یک بردار همجمعی بین متغیر­های الگو وجود داشته باشد. به کار گیری روش انگل گرینجر، که براساس 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 کارائی منجر خواهد شد، به این مفهوم که وقتی یک الگوی تک معادله­ای را برآورد می­کنیم بردار همجمعی برآورد شده تنها یک ترکیب خطی از مجموعه بردارهای ممکن خواهد بود و بیانگر رابطه تعادلی تعریف شده خاصی نیست. (نوفرستی، 1378)،

در این مقاله با بکارگیری روش همجمعی جوهانسون-جوسیلیوس، مناسب ترین تابع تقاضا برای پول در ایران انتخاب وبرآورد می­شود.

با توجه به مباحث نظری ویافته های تجربی گذشته، می­توانیم تابع تقاضای پول در ایران را درقالب مدل زیر ارائه کنیم:

حالت لگاریتمی مدل مذکور به شرح زیر خواهد بود:  (  نشان دهنده عملگر لگاریتم است).

که  لگاریتم حجم نقدینگی واقعی (به قیمت واقعی 1376)

 لگاریتم تولید ناخالص داخلی واقعی (به قیمت پایه 1376)

 نرخ تورم با استفاده از شاخص قیمت کالا وخدمات مصرفی (1376=100) که

 لگاریتم نرخ ارز در بازار غیر رسمی

دوره مورد مطالعه 85-1352 است. وداده­های سری زمانی مورد نظر از بانک اطلاعات سری­های زمانی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده است.  

 استفاده از شکل لگاریتمی متغیرها در مدل به این خاطر است که 1-برخی از محدودیت ها که به لحاظ اقتصاد سنجی پدید آمده را مرتفع می­سازد. 2-در برخی موارد لگاریتم گیری از متغیرها، احتمال همخطی و ناپایایی را کم می­کند. 3-ضرایب برآورد شده در چنین مدلی نقش کشش را خواهند داشت که به لحاظ تفسیر وتحلیل در سیاست گذاری­ها کاربرد بیشتری دارند.

5-روش برآورد و تجزیه تحلیل

با توجه به اینکه در این مقاله رویکرد جوهانسون و جوسیلیوس به عنوان رویکرد مناسب انتخاب شد به شرح این روش می­پردازیم.

نقطه آغاز روش جوهانسون و جوسیلیوس برای آزمون و تعیین روابط همجمعی بین متغیرهای سری زمانی برآورد الگوی تصحیح خطای برداری(VECM) مربوط به آن متغیرها است

که شامل  است. و  که ماتریس ضرایب روابط تعادلی بلندمدت و سرعت تعدیل به سمت تعادل بلندمدت است.

از پیش فرض­های رویکرد جوهانسون-جوسیلیوس این است که متغیرهای مدل همه، جمعی از مرتبه یک باشند. ( ها I(1) باشند).

این پیش فرض این امکان را می دهد که در مدل VECM بالا  همه پایا باشند. واز آنجاکه جملات اخلال نیز نوفه سفید I(0) هستند. لازم است 1-در روش جوهانسون جوسیلیوس تنها بردارهایی از که همجمع یعنی I(0) هستند در را بطه VECM وارد ­شوند.2-یا اینکه  باشد. که بیان می­کند هیچ بردار همجمعی وجود ندارد. به عبارت دیگر بین متغیرهای تقاضای پول رابطه همجمعی وجود ندارد و الگوی VARمناسب در این حالت الگویی است که بر اساس تفاضل مرتبه اول متغیرها تنظیم شده وشامل روابط بلندمدت نباشد. (رجوع شودبه نوفرستی، 1378، ص127)

عمده ترین مسائلی که در استفاده از روش جوهانسون با آن روبرو می شویم عبارتنداز:

1-آزمون اینکه متغیرهای دخیل در الگو جمعی از چه مرتبه ای هستند. که برای تشخیص مرتبه جمعی بودن متغیرها از روش دیکلی فولر و دیکلی فولر تعمیم یافته استفاده می­شود.

2-تعیین تعداد وقفه­های مناسب در الگوی VAR تا تضمین کند که جملات خطای مربوط به الگوی تصحیح خطای برداری نوفه سفید ودرنتیجه پایا هستند.  

3-لزوم وارد کردن متغیرهای پایای از پیش تعیین شده[10] ومتغیرهای مجازی به منظور لحاظ کردن مسائلی چون مداخله­های سیاستگذاری در الگو.

4-تعیین رتبه ماتریس

5-تشخیص وجود روند در آمار و درنتیجه لزوم وارد کردن متغیرهای قطعی همچون عرض از مبدأ و روند زمانی در بردارهای همجمعی.

نتایج تجربی انجام هریک از موارد بالا را در زیر بررسی می­کنیم.

5-1 آزمون مرتبه جمعی بودن متغیرهای الگو

به­کارگیری روش­های سنتی در اقتصادسنجی، مبتنی بر فرض پایایی متغیرها است. بنابراین، پیش از آن­که به بحث تخمین تابع بپردازیم،آزمون ریشه واحد را برای تعیین خصوصیات سری­های زمانی انجام می­دهیم.

برای آزمون ریشه واحد، از آزمون دیکلی-فولر تعمیم یافته (ADF) استفاده می­شود و برای تعیین تعداد وقفه­های بهینه، معیار شوارز-بیزین[11](SBC) درنظر گرفته شده است. نتایچ نشان می­دهد که تمام متغیرها درسطح ناپایا هستند و فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد را نمی­توان رد کرد.

                      جدول1-نتایج آزمون ADFدر سطح وتفاضل مرتبه اول متغیرها

  نتایج بالا نشان دهنده این است که همه متغیرها I(1) هستند.

5-2 تعیین تعداد وقفه های بهینه وشکل الگوی تصحیح خطای برداری

تعداد وقفه های بهینه در الگوی خودتوضیح برداری با استفاده از معیارل اطلاعاتی شوارز-بیزین، تعیین شده است. این معیار وجود یک وقفه در مدل VAR را پیشنهاد می­کند. درنتیجه در مدل EVAR[12] وقفه تفاضل اول متغیرها ظاهر نخواهد شد. نتایج آزمون تعیین تعداد وقفه بهینه در جدول2 گزارش شده است.

                                                                      جدول 2

 

در نرم افزارmicrofit حداکثر مقدار شوارز بیزین انتخاب می­شود.

معمولاً اضافه کردن تعداد وقفه­های متغیرها بهبود چندانی را در از بین بردن مشکلاتی چون خودهمبستگی پیاپی، غیرنرمال بودن جملات اخلال، ویا تصریح شکل تابع ایجاد نمی­کند. در نتیجه باید از متغیر­های مجازی یا متغیرهای برونزای مجازی گونه برای رفع این مشکلات کمک گرفت. با بررسی­های انجام شده بر روی معادلات الگوی تنظیمی تقاضای پول ، ملاحظه گردید که اضافه کردن متغیرمجازی du74 (قبل از سال 74صفر وبعد از آن یک است). که بیانگر تکانه مربوط به نرخ ارز است .در معادلات الگو بهبود نسبی ایجاد می­کند. نمودار3-1 و نمودار 3-2 پیوست را نگاه کنید.

با توجه به اینکه آمار استفاده شده مربوط به دوره زمانی85-1352 است اضافه کردن تکانه مربوط به انقلاب 1357 بهبود چندانی در مدل ایجاد نمی­کند واز تکانه مربوط به نرخ ارز استفاده شد.

5-3 تشخیص وجود روند در آمار

جوهانسون (1992؛ به نقل از نوفرستی، 1378) پیشنهاد می­کند که لزوم وارد کردن متغیرهای قطعی در الگو را به صورت توأم با تعیین رتبه ماتریس مورد آزمون قرار دهیم. روش پیشنهادی به این صورت است که هرپنج الگوی پیشنهادی را به ترتیب از مقید ترین حالت که الگوی اول است تا نامقیدترین حالت که الگوی پنجم است برآورد کنیم. سپس فرضیه وجود هیچ بردار همجمعی را به ترتیب در آنها آزمون می­کنیم. اگر بر اساس کمیت بحرانی آماره آزمون اثر یا حداکثر مقدار ویژه این فرضیه رد شد، در مرحله دوم فرضیه وجود یک بردار همجمعی را مجدداً به همین ترتیب از مقیدترین حالت تا نامقید ترین حالت آزمون می­کنیم. به همین ترتیب این آزمون را برای دو بردار همجمعی وبیشتر نیز انجام می­دهیم .وقتی متوقف می­شویم که فرضیه صفر مورد پذیرش واقع شود. براساس روش فوق برای لگاریتم حجم نقدینگی واقعی M2PL الگویی با عرض از مبدا غیر مقید وبدون روند یا همان گزینه 3 انتخاب شد. جدول 3 را ببینید.

 

 

 

 

 

 

                                                                 جدول 3

 

5-3 آزمون رتبه ماتریس

از دوآزمون حداکثر مقدار ویژه وآزمون اثر برای تعیین تعداد بردارهای همجمعی استفاده می­شود. جوهانسون –جوسیلیوس بیان می­کنند در صورت تناقض میان نتایج حاصل از این دوآزمون در تعیین تعداد بردارهای همجمعی، از آنجایی که آزمون حداکثر مقدار ویژه، دارای فرض مقابل قاطع­تری است، این آزمون نسبت به آزمون اثر، ارجحیت دارد.(جعفری صمیمی و همکاران،1384،ص206)

نتایج حاصل از آزمون اثر وآزمون حداکثر مقدار ویژه در جدول 4 آورده شده است.

 

 

 

 

 

                                                                     جدول 4

 

با توجه به هر دو آزمون در سطح معنی داری 0.5 فقط یک بردار همجمعی داریم .

برای برآورد تابع تقاضای پول باید بردار همجمعی براساس متغیر حجم واقعی پولm2pl نرمال شود. بردار نرمال شده در جدول زیر ارائه شده است.

                                                                    جدول 5

براساس جدول فوق، مشاهده می­شود که ضرایب مطابق با فرضیات بیان شده است. کشش درآمدی تقاضای پول مثبت (4.2333) وکشش تقاضای پول نسبت به نرخ تورم منفی(0.12926-) است. نرخ ارز رابطه­ای معکوس(0.39293-) با مقدار تقاضای پول دارد. که بر آن اساس اثر جانشینی در اقتصاد کشور تایید می­شود. به عبارت دیگر در نتیجه کاهش ارزش پول داخلی، تمایل مردم به نگهداری آن کاهش می­یابد ومردم به سمت دیگر دارایی­های حقیقی ومالی که از بازدهی بالایی برخوردار هستند، گرایش خواهند یافت.

«پیش از این وجود بردار همگرایی دلیلی بر ثبات تابع تقاضای پول تلقی می­شد. اما لیدلر[13] در سال 1993بحث کرد که برخی از مشکلات در تابع تقاضای پول می­تواند از مدلسازی ناکافی و ویژگی­های کوتاه مدت(که حرکت را از روابط بلندمدت مشخص می­کند) نشأت بگیرد.» (کمیجانی وبوستانی، 1383،ص18)

 بنابراین در تحلیل ثبات تابع تقاضای پول لازم است ویژگی­های کوتاه مدت را در کنار روابط بلندمدت بررسی کنیم.

                           

در زیر هر ضریب آماره t و احتمال رد فرضیه صفر در سطح معنی داری 0.5 (داخل پرانتز) ارائه شده است. ضریب  تصحیح خطا مطابق با مبانی تئوریک، منفی وکوچکتر از یک است و درسطح معنی داری 0.5 بامعنی است. بامعنی بودن ضریب تصحیح خطا وجود بردار همجمعی بین متغیرها را تایید می­کند. نکته قابل توجه مقدار این ضریب است. این مقدار نشان می­دهد که در هر دوره تقریبا 17 درصد از عدم تعادل در بازار پول تعدیل می­شود به عبارت دیگر سرعت حرکت به سمت تعادل بلندمدت در بازار پول بسیار کند است.

 با وارد کردن یک تکانه به کل نظام مشاهده می­شودکه بردار همجمعی از وارد ساختن تکانه، همگرا شده وتمایل به حرکت به سوی رابطه بلندمدت دارد. (نمودار1).

                                                                                نمودار2

6-نتیجه گیری

در این تحقیق، برای بررسی تجربی تابع تقاضای پول در ایران، از روش حداکثر درست نمایی جوهانسون-جوسیلیوس استفاده شده­است. حجم واقعی نقدینگی به عنوان متغیرهای وابسته در الگوی تقاضا برای پول در نظر گرفته شدند. تولید ناخالص داخلی واقعی، نرخ تورم ونرخ ارز در بازار غیررسمی به عنوان متغیرهای مستقل این تابع به­کارگرفته شدند. مقادیر متغیرهای فوق به وسیله شاخص قیمت مصرف کننده وسال پایه 1376 واقعی شدند. تمام متغیرها به غیر از نرخ تورم به صورت لگاریتمی اعمال شدند.

باتوجه به اینکه، شرط لازم برای کاربرد روش حداکثر درست نمایی جوهانسون-جوسیلیوس، جمعی بودن همه متغیرهای درونزای الگو از درجه یک است، از آزمون دیکلی-فولربرای بررسی درجه پایایی متغیرها استفاده شد. نتایج حاصل از این آزمون نشان داد که همه متغیرهای الگو ناپایا از درجه یک هستند.

پس از تحقق شرط بالا، روش حداکثر درست نمایی جوهانسون-جوسیلیوس، با استفاده از دو آماره و

یک بردار همجمعی را برای m2pl پیشنهادکرد.

مطابق تئوری­های اقتصادی، اثرتورم بر تقاضای پول منفی واثر تولید ناخالص داخلی بر تقاضای پول مثبت است. از طرف دیگر، نرخ ارز رابطه­ای معکوس بامقدار تقاضای پول دارد. بنابراین اثر جانشینی دراقتصادکشور تایید می­شود. به عبارت دیگر عاملان اقتصادی در داخل، کاهش ارزش ریال را به صورت کاهش بیشتر ارزش ریال تفسیر می­کنند. درنتیجه برای اجتناب از کاهش قدرت خرید موجودی ریال، سعی می­کنند ریال کمتر وپول خارجی(وسایر دارایی­های حقیقی ومالی داخلی) بیشتری نگهداری کنند.

همچنین ضریب جمله تصحیح-خطا (تقریباً0.17-) نشان می­دهدکه علی رغم وجود تعادل بلندمدت در بازار پول، حرکت به سمت تعادل در این بازار به کندی صورت می­گیرد.

7-محورهای احتمالی گسترش مطالعه ومحدودیت­های آن

 دو وضعیت می تواند بر بازار پول حاکم باشد. نخست، تعادل در بازار پول وآن وضعیتی است که میزان عرضه وتقاضای پول با هم برابر باشند، ویا به عبارت دیگر اقتصاد درنقطه­ای روی منحنی LM قرار داشته باشد. دوم وضعیت عدم تعادل پولی در بازار پول که گویای عدم برابری بین حجم عرضه و وتقاضای پول است ومنتج به نابسامانی­های اقتصادی از جمله تورم درجامعه می­گردد.

ما در این مقاله فرض کردیم که در بلند مدت تعادل در بازار پول ایران حاکم است . و براساس این فرض این امکان فراهم آمد که از اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی که بر اساس عرضه پول است، استفاده کنیم.

در این مقاله اگر وقت بیشتری بود به برآورد تقاضای پول در دوره 85-1352 می­پرداختیم که به دلیل وجود عدم تعادل در بازار پول ایران ازکمیت­های عرضه پول، مجزا می­باشد.

نکته دیگر در ارتباط با نرخ بهره در ایران می­باشد اگر وقت بیشتری می­داشتیم، می­توانستیم در یک الگوی معادلات همزمان به این صورت که تقاضای واقعی پول را تابعی از تولید ناخالص داخلی و نرخ بهره و نرخ ارز، ونرخ بهره را نیز تابعی از مازادعرضه پول و نرخ تورم ومتغیرهای مؤثر دیگر قرار دهیم وبه برآورد مدل معادلات همزمان بپردازیم.

 از آنجا که تمام مقالات به همین صورت مقاله ما کار کرده­ بودند و با توجه به کمبود وقت ما نیز این نکات گفته شده را با فروضی و یا متغیر مناسب حل کردیم. اما اگر وقت بیشتری بود با کم کردن فروض، مدل واقعی تری را برآورد می­کردیم.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

9-منابع

1-بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، اداره بررسی­های اقتصادی، خلاصه تحولات اقتصادی کشور، 1386.

2-برانسون، ویلیام اچ. تئوری و سیاست­های اقتصاد کلان، ترجمه عباس شاکری، چاپ سیزدهم، تهران، نشرنی1388.

3-جعفری صمیمی، احمد و زهرا علمی و علی صادق زاده یزدی. بررسی ثبات تابع تقاضای پول در ایران کاربرد روش جوهانسون-جوسیلیوس، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 72، فروردین واردیبهشت1385.

4-دهمرده، نظر و حمیدرضا ایزدی. تابع تقاضای پول در ایران وتعدیل جزئی نرخ تورم، فصلنامه بررسی­های اقتصادی، دوره4، شماره1، بهار1386.

5-شهرستانی،حمید و حسین شریفی رنانی. تخمین تابع تقاضای پول وبررسی ثبات آن در ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 92، فروردین واردیبهشت1388.

6-کمیجانی، اکبر و رضا بوستانی. ثبات تابع تقاضای پول در ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 68، بهار وتابستان1384.

7-مصطفوی، سیدمهدی و کاظم یاوری. تخمین تابع تقاضای پول با استفاده از سریهای زمانی وهمجمعی در اقتصاد ایران، مجله دانش وتوسعه (علمی-پژوهشی)، شماره 20، بهار و تابستان 1386.

8-نوفرستی، محمد. رابطه تقاضا برای پول با نرخ برابری ارز ونرخ تورم، برنامه وتوسعه، دوره 2، شماره 11، پاییز 1374.

9-نوفرستی، محمد. ریشه واحد وهمجمعی در اقتصادسنجی، چاپ سوم، تهران، موسسه خدمات فرهنگی رسا، 1389.