مقاله در مورد مدل کلاسیک تورم در ایران ، روش همگرایی

word قابل ویرایش
55 صفحه
11700 تومان
117,000 ریال – خرید و دانلود

چکیده
تورم، همواره از شاخص‌های مهم اقتصادی قلمداد گردیده و نظرات مختلفی درباره آثار آن بر اقتصاد یک کشور وجود دارد. در هر حال، همگان بر این امر توافق دارند که تورم شدید آثار جبران‌ناپذیری بر اقتصاد داشته و باید کنترل گردد. در این زمینه اقتصاددانان مکتب کلاسیک معتقدند که تورم یک پدیده پولی بوده و رشد نقدینگی عامل اصلی بروز آن می‌باشد، بطوری که، در بلندمدت، پول خنثی است.

در میان اقتصاددانان کلاسیک، پولگرایان مکتب انتظارات عقلایی، که به پولگرایان مکتب شماره (II) معروف هستند، معتقدند که عقلایی بودن انتظارات باعث می‌گردد که پول در بلندمدت خنثی بوده و حتی در کوتاه‌مدت نیز آن قسمت از پول که رشد آن قابل پیش‌بینی باشد، خنثی خواهد بود. هدف اصلی این مقاله، آزمون نظریه پولگرایان مکتب (II) است که از روش حداکثر راستنمایی یوهنسن و جسیلیوس استفاده گردیده که، این روش آزمونی برای عقلایی بودن انتظارات است. نتایج آزمون یوهنسن نشان می‌دهد که رشد پول و تورم همگرا می‌باشد.

همچنین، برای تلفیق روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت از مدل تصحیح خطا استفاده گردیده و نتیجه مبین این است که ۱۸ درصد عدم تعادل مابین تورم واقعی وتورم تعادلی، در هر دوره حذف و یا تعدیل می‌گردد. و دیگر این که معنی‌دار بودن جزء تصحیح خطا دلیلی بر رابطه بین رشد پول و تورم می‌باشد. نتایج فوق برای حالتی که از شاخص (CPI) برای محاسبه تورم استفاده می‌گردد، تفاوت چندانی نداشت. در هر حال برای آزمون خنثایی پول از محدودیت‌های کاملاً مشخص و بیش از حد مشخص استفاده گردیده و معلوم شد که پول در دراز مدت خنثی می‌باشد.

در نهایت پیشنهاد شده است که سیاستگذاران اقتصادی، هنگام اتخاذ سیاست‌های خویش، بایستی نقش عقلایی بودن انتظارات را در نظر گرفته و از طرف دیگر، بانک مرکزی نیز در هنگام اتخاذ سیاست‌های پولی استقلال داشته و جبران کسری مالی دولت از طریق کانال‌های دیگری غیر از افزایش نقدینگی صورت گیرد.

مقدمه
از مشکلات اقتصادی بسیار مهم در ایران، طی چند دهه اخیر، می‌توان به پدیده تورم همراه با بیکاری و یا به عبارت دیگر، رکود تورمی اشاره کرد که باعث گردیده رابطه جانشینی بین تورم و بیکاری به راحتی میسر نباشد. در چنین شرایطی اجرای سیاست‌های پولی و مالی برای تحقق اهداف سیاستگذار، با مشکل مواجه شده و نیاز به سیاستهای زیربنایی و متفاوت از سیاست‌های معمول دارد.

شواهد نشانگر این است که سیاستگذاران نه تنها به هدف خود که همانا تثبیت قیمت‌ها، کاهش عدم اطمینان اقتصادی و از میان بردن بیکاری است دست نیافته، بلکه با اعمال سیاست‌های نادرست خود موجب شدت یافتن نابسامانی‌ها گردیده‌اند. در نهایت، تورم موجود، به توم مزمن تبدیل شده و آن هم از طریق شکل‌گیری انتظارات تورمی به شتابان بودن تورم کمک کرده است.
در این میان حجم پول، به عنوان یک متغیر عمده اقتصادی کلان و نیز یکی از ابزارهای اصلی

سیاست‌های دولت می‌باشد که جهت مهار تورم به کار گرفته می‌شود. این مطلب، تقریباً، یکی از اصول پذیرفته شده تمام مکاتب اقتصادی است ولی در مورد تاثیر حجم پول بر روی تولید و قیمت‌ها، اختلاف ریشه‌دار و متعددی بین مکاتب مختلف اقتصادی وجود دارد. به اعتقاد پولگرایان در چنین شرایطی، افزایش عرضه پول در درازمدت منجر به تورم شده و تأثیری بر رشد محصول نخواهد داشت.

در این مقاله بطور کلی هدف آزمون سازگاری مدل تورم پولگرایان به همراه انتظارات عقلایی با ویژگی‌های اقتصاد ایران و یافتن رابطه بین متغیرهای رشد عرضه پول و تورم در چارچوب پایه‌های نظری می‌باشد. چرا که اگر نظریه پولگرایان در مورد ایران صحت داشته باشد، تردید در اتخاذ سیاست‌ها و تصمیم‌گیری‌ها از طرف مقامات پولی و بانک مرکزی از بین رفته و ضمن اینکه فشار برخی از معتقدان به نظریه‌های مخالف ( فشار هزینه، تقاضا و …) کاسته می‌شود، سیاستها آثار

خود را در بلند مدت ظاهر می‌سازند. به همین منظور فرضیه‌هایی در جهت تبیین سیاست پولی و رابطه بین نرخ رشد پول، تورم و محصول بیان گردیده تا از طریق آزمون آنها، به درستی یا نادرستی روابط پی برده شود و در صورت اثبات سازگای مدل تورم پولیون با اقتصاد ایران، راه حل‌های مناسب برای رفع مشکل تورم، پیشنهادگردد.

بنابراین، درچارچوب الگوهای مختلف اقتصاد سنجی و با استفاده از داده‌های سری زمانی مربوط به عرضه پول (با تعریف محدود وگسترده)، شاخص قیمتها، و غیره، به مدل بررسی مدل تورمی پولگرایان و نقش پول در ایجاد تورم برای دوره (۱۳۷۸-۱۳۳۸) پرداخته می‌شود.
۱ . مروری بر روند تورم و رشد پول در ایران

۱ـ۱ . روند تورم (لگاریتمی) در ایران
طی دوره ۵۲-۱۳۳۳ که توام با سیاست تثبیت نرخ ارز تحت سیستم پولی برتن وودز می‌باشد، تورم از نوسانات کمی برخوردار بوده و دارای میانگین ۳۲/۳ با انحراف معیار
۳۳/۳ می‌باشد.اما از سال ۱۳۵۲ به بعد که اقتصاد ایران دوران طلایی خود را طی می‌کرد، نرخ تورم به ۸/۱۵ درصد با انحراف معیار ۶۶/۶ رسید که می‌توان علت این امر را در رشد اعتبارات جاری وعمرانی دولت و افزایش اعتبارات بانکی و افزایش قیمت نفت دانست. طی دوره پس از انقلاب و جنگ تحمیلی ۶۷-۱۳۵۷ کسری بودجه دولت بیشتر شده و همچنین به علت وجود شرایط جنگ و

کاهش درآمدهای ارزی (به دلیل کاهش قیمت جهانی نفت)، متوسط تورم به ۱۹ درصد با انحراف معیار ۵۵/۷ رسید. ولی در دوره پس از جنگ با شروع دوره بازسازی و دسترسی بیشتر به منابع انرژی از طریق استقراض خارجی، نرخ رشد تولید ناخالص ملی ۵ تا ۷ درصد افزایش یافته که به

علت بالا بودن هزینه‌های عمرانی و مصرفی جامعه، نرخ تورم تقریباً برابر با دوره قبل و در حدود ۸/۱۸ درصد ثابت ماند. ولی انحراف معیار آن نشانگر این است که نسبت به دوره قبل تورم از ثبات نسبی برخوردار بوده است که این نیز از نشانه‌های شناور بودن نظام ارزی بوده که به دلیل عدم مدیریت صحیح منابع ارزی آثار مثبت آن از بین رفته است. و بالاخره اینکه در دوره

۷۸-۷۳ که یک دوره رکودی است، طی سالهای ۱۳۷۳ تا ۷۴ بحران بدهی‌ها به دلیل شرایط بازپرداخت وام‌های خارجی، منجر به افزایش تورم تا سطح ۴۳ درصد گردید و نیز بحران سال ۱۳۷۷ و بحران درآمدهای نفتی که از اواخر سال ۱۳۷۶ با افت شدید قیمت نفت آغاز شده بود، به اوج خود رسید.
۱ـ۲٫ روند رشد پول (لگاریتمی) در ایران
مطابق آمارهای موجود، میانگین رشد پول در دوره ۵۲-۱۳۳۸ برابر با ۵/۱۱ درصد وانحراف معیار آن ۰۸/۰ می‌باشد. در این دوره به علت زیاد بودن رشد فعالیت‌های حقیقی اقتصادی، رشد متغیرهای پولی و اعتباری بطور عمده درجهت تأمین مالی برای رشد حقیقی اقتصاد صورت گرفته و نرخ تورم را در سطح پایین نگه داشته است. اما در دوره ۵۷-۱۳۵۲ به علت افزایش قیمت جهانی نفت، پایه پولی افزایش یافته و به علت کاهش فعالیت‌های حقیقی اقتصاد، منجر به رشد تورم شده است. در

دوره ۶۸-۱۳۵۷ که مقارن با انقلاب و جنگ تحمیلی بود هر چند که رشد اعتبارات بانکی به بخش خصوصی کاهش چشمگیری داشته است ولی به علت افزایش کسری بودجه دولت، اعتبارات نظام بانکی به دولت و نیز رشد پایه پولی چندان کاهش نیافته تا اینکه اقتصاد کشور در اواسط دهه ۶۰ یک شرایط رکود تورمی را تجریه کرد.

در طول دوره ۷۲-۱۳۶۸، به دلیل شروع دوره بازسازی، سقف‌های اعتباری به تدریج آزاد شده و ضریب تکاثر پولی افزایش چشمگیری داشته است، ولی به علت اینکه نسبت کسری بودجه دولت به کل بودجه کاهش داشته، رشد پولی در این دوره عمدتاً صرف تأمین مالی برای رشدحقیقی اقتصاد گردیده است. و بالاخره اینکه رشد پولی در دوره اخیر یعنی ۷۸-۱۳۷۳ تفاوت چندانی با دوره قبل نداشته اما به علت اینکه دوره اخیر توام با شرایط رکودی بوده، رشد پولی صرف افزایش قیمتها وتورم گردیده است. در نهایت، می‌توان نتیجه گرفت که هر زمان که کسری بودجه شدت داشته، رشد پولی به طور عمده به افزاش قیمت‌ها و تورم ختم شده است.

۲ . نظریه‌های تورم مکتب پولگرایان
از آنجایی که پولیون یک گروه همگن نبوده و از نظر متدولوژی متفاوت هستند، مشکل است آنها را به عنوان یک مکتب اقتصادی در فهرستی از فرضیه‌های قابل قبول ذکر کرد. در هرحال بعضی از صاحب‌نظران، از قبیل: جی. ال . استین، اچ فریش، لایدلر و مایر ، تلاش زیادی کرده‌اند که آنها را طبقه‌بندی نمایند . به نظر می‌رسد که تبعیت کردن از چهار ویژگی زیر برای عضویت در مکتب پولگرایان کافی باشد.

۱ـ بخش خصوصی اقتصاد ذاتاً ”پایدار“ است و سیستم به دنبال هر گونه اختلال به طور خودکار به سطح تعادل اشتغال کامل (نرخ طبیعی بیکاری) بر می‌گردد.
۲ـ نرخ رشد عرضه پول با تعادل اشتغال کامل سازگار است، اگر چه نرخهای تورم متفاوتی را به بار می‌آورد.
۳ـ یک افزایش در نرخ رشد عرضه پول ابتدا نرخ رشد حقیقی اقتصاد و نرخ بیکاری را متأثر می‌سازد. این آثار حقیقی در بلندمدت ناپدید گشته و تنها نرخ تورم بلندمدت به طور دایمی افزایش می‌یابد.
۴ـ پولیون مخالف کاربرد فعال سیاست‌های تنظیم تقاضا اعم از پولی و مالی بوده و مدافع کاربرد قواعد بلندمدت و یا اهداف از پیش تعیین شده درتنظیم سیاست‌های پولی می‌باشند.

بعضی از صاحبنظران همانند توبین و اف. اچ. هان مکتب پولی را به دو زیر گروه تقسیم می‌کنند، مکتب پولی شماره یک (I) و مکتب پولی شماره دو (II)، ولی از آنجایی که قصد این مقاله، بررسی نظریه‌های پولگرایان مکتب شماره (II) می‌باشد، به شرح آن پرداخته می‌شود.
۳ . مکتب پولی شماره (II)، مکتب انتظارات عقلایی (RE)
یکی از تفاوت‌های عمده میان تئوری‌های تورمی گسترش یافته در چند دهه اخیر و تئوری‌های سنتی، نقش انتظارت تورمی می‌باشد. به طوری‌که اگر عوامل، اطلاعات ناقصی از چگونگی عملکرد سیستم داشته باشند، مدل انتظارات تطبیقی (AE)، که در آن ارزش یک متغیر بستگی به ارزش‌های گذشته آن دارد، مدل بهتری می‌باشد و شکل کلی آن به صورت زیر می‌باشد:

t نمایانگر تورم مشاهده شده در سال t و تورم مورد انتظار در سال t می‌باشد. درمقابل، اگر یک کارگزار اقتصادی دارای اطلاعاتی علاوه بر مشاهدات گذشته باشد، استفاده از الگوی انتظارات تطبیقی باعث اتلاف اطلاعات گردیده و به عقیده میوث
(۱۹۶۱) ، انتظارات عقلایی بهترین روش برای پیش‌بینی خواهد بود. این فکر، قلب انتظارات عقلایی است.

به عقیده تی. جی. سارجنت و ان والراس (۱۹۷۳) ”انتظارات درباره یک متغیر زمانی عقلایی گفته ‌می‌شودکه آنها وابسته به راه و روشی باشند که تئوری آنرا بیان می‌کند. یعنی اینکه پیش‌بینی‌ها منطبق بر پیش‌بینی‌های حاصل از تئوری باشند.“
در سال ۱۹۶۱ میوث، مفهوم انتظارات عقلایی (RE) را به عنوان جانشینی برای انتظارات تطبیقی (AE) ارایه کرد. و بیست سال بعد، سارجنت کارش را ادامه داده و این نظریه را بسط و توسعه داد.
در چارچوب یک مدل اقتصادی که شامل متغیرهای درونزا و برونزا ( از پیش تعیین شده) می‌باشد، می‌توان مفهوم انتظارات عقلایی را دقیق‌تر فرمول‌بندی کرد. انتظارات عقلایی تخمین‌های ناتور متغیرهای درونزای مدل می‌باشند که در برآورد آنها از همه اطلاعات مربوط به مقادیر متغیرهای برونزا استفاده گردیده است.
فرضیه انتظارات عقلایی مدعی آن است‌که

انتظارات ذهنی اشخاص دقیقاً همان ”امیدهای ریاضی شرطی“ می‌باشند که توسط مدل ارایه می‌گردند و افراد به گونه‌ای عمل می‌کنند که گویی الگوهای اقتصادی جامعه را می‌شناسند و پیش‌بینی‌های خود را براساس آن شکل‌می‌دهند. بعنوان مثال می‌توان به نظریات توماس سارجنت و نیل والاس (۱۹۷۵) ، اشاره کرد. به عقیده آنها، تحت شرایط عقلایی بودن انتظارات، سیاست

دایمی و منظم پولی با تولید و اشتغال رابطه‌ای نخواهد داشت. زیرا،سیاست پولی قابل انتظار منجر به تورم قابل انتظار شده و در نتیجه تاثیری بر بیکاری و سطح محصول نخواهد داشت. در حالی که سیاست پولی غیر قابل انتظار منجر به تورم غیرقابل انتظار شده، و از آن طریق بیکاری را به طور موقت به نرخی پایین‌تر از نرخ طبیعی آن می‌رساند و از طریق کاهش بیکاری، سطح تولید بالاتری مشاهده خواهد شد.

اقتصاددانان کلاسیک جدید فرضیاتی در مورد آثار رشد پولی قابل انتظار و غیر قابل انتظار بر متغیرهای حقیقی اقتصاد بویژه محصول دارند. این فرضیات عبارتند از:
۱ ـ تغییرات قابل انتظار حجم پول بر متغیرهای حقیقی اقتصاد ( صرف نظر از بعد زمانی آن) خنثی است.
۲ ـ تغییرات غیرقابل انتظار حجم پول گرچه در بلندمدت خنثی است، اما در کوتاه‌مدت آثار معنی‌داری بر متغیرهای اقتصاد دارد.
۳ ـ اگر e و  به ترتیب بیانگر تورم مورد انتظ

ار و واقعی و It-1 نیز نمایانگر مجموعه اطلاعات در دسترس در پایان دوره (t-1) باشند. آنگاه وجود انتظارات عقلایی شامل دو فرض زیر است:

t یک متغیر تصادفی با میانگین صفر می‌باشد (E (t) = 0)، یعنی مردم در پیش‌بینی‌های خود مرتکب اشتباهات منظم نمی‌شوند.

۴ . پیشینه مطالعات تجربی در جهان
در مقاله‌ای که توسط عماد موسی (Imad A.Mossa 1997)، تحت عنوان ”آزمون بی‌تاثیر بودن پول در بلندمدت، در کشورهای درحال توسعه ( مورد هندوستان)“ ارایه شده، از طریق مدل تورم پولیون و تحلیل‌های همگرایی (هم‌انباشتگی) فصلی ، روابط میان عرضه پول از یک طرف و محصول واقعی وسطح قیمت‌ها از طرف دیگر مورد آزمون قرار گرفته است. شواهد تجربی نمایانگر این است که پول با محصول همگرا نشده ولی با قیمتها همگرا شده و خنثی بودن پول تایید شده است.

الگوی عثمان اکسوی که در کتاب ”جنبه‌های ساختاری تورم“ ترکیه آورده شده است. نظریه پولگرایان مکتب اول را تأیید کرده و نشان می‌دهد که تغییرات عرضه پول فقط در کوتاه مدت روی محصول اثر داشته و در بلند مدت خنثی است.
آرنولد هاربرگر (۱۹۶۳) در اثر معروف خود به نام ”پویایی تورم در شیلی“ به ارزیابی تئوری‌های پولی و فشار هزینه در آمریکای لاتین پرداخته و فرضیه‌های پولگرایان را به اثبات رسانده است. وی در جهت توجیه نظریه فشار هزینه، متغییر دستمزد را به مدل اضافه کرده و نتیجه گرفته است که قدرت توضیحی مدل افزایش نیافته است.

سیمون پریس و آنجام نسیم در کار مشترکی که تحت عنوان ”مدل سازی تورم و تقاضا برای پول در پاکستان ـ همگرایی و ساختار علیت“ انجام داده‌اند، روابط میان متغیرهای قیمت، پول، درآمد، هزینه فرصت پول، نرخ ارز و قیمت جهانی را با استفاده از تکنیک‌های یوهنسن و روش رگسیون به ظاهر نامرتبط (SUR) بررسی کرده، و نتیجه گرفته‌اند که نرخ ارز در مکانیزم انتقالی پولی دخالت داشته و مقامات پولی از آن به عنوان یک مکانیزم ضد تورمی استفاده کرده و نیز به علت بزرگتر بودن ضریب کشش درآمدی پول،‌ آن را به عنوان یک کالای لوکس یافته‌اند.

۵ . مطالعات انجام شده در مورد سیاست‌های پولی براساس انتظارات عقلایی
آروجی بارو (۱۹۷۸-۱۹۷۷)، با آزمون فرضیه خنثایی پول تحت فروض عقلایی در مورد آمریکا به این نتیجه رسید که رشد پولی غیر قابل انتظار اثراث مثبت و معنی‌داری بر محصول داشته و فقط رشد پولی غیر قابل انتظار موجب انحراف بیکاری از نرخ طبیعی آن می‌گردد. به طوری‌که در نهایت، عدم توهم پولی در آمریکا را به اثبات رساند. وی همچنین اعتبار فرضیه فوق را در رابطه با کشورهای مکزیک، کلمبیا و برزیل آزمون نموده و آن را تصدیق کرد.

پس از بارو، اتفیلد برای انگلستان و سپس با همکاری داک برای تعدادی از کشورهای در حال توسعه و توسعه یافته فرضیه فوق را آزمون کردند و نتایج بارو را به دست آوردند. هنسن نیز برای برزیل، شیلی، کلمبیا، پرو و مکزیک روابط معنی داری بین محصول و جزء غیر قابل انتظار رشد پولی به دست آورد .

همچنین، کوپرا و مونتیل (۱۹۸۶) آزمون فوق را برای فیلیپین انجام دادند و بار دیگر فرضیه فوق تایید شد. آنها این آزمون را برای مکزیک نیز انجام داده و دریافتند که هر دو جزء قابل انتظار و غیرقابل انتظار رشد پولی بر متغیرهای حقیقی مؤثر هستند .
در مقابل، اقتصاددانان کینزی به نتایج دیگری دست یافته‌اند. از جمله اینها گوردون (۱۹۸۲)، اعتقاد دارد که اطلاعات در اقتصاد ناقص بوده و تاخیر در آنها وجود دارد. وی در نهایت، با وارد کردن تورم تاخیری به عنوان یک متغیر توضیحی در الگوی تولید، وجود شرایط کینزی همراه با اشتغال ناقص (عقلایی نبودن انتظارات) را به اثبات می‌رساند. پسران

(۱۹۸۸-۱۹۸۲) نیز با اعتقاد به وجود اطلاعات ناقص در اقتصاد،‌ الگوی کینزی خود را در مقابل الگوی بارو به اثبات رساند.
میکین نیز ضمن نقد نظریه انتظارات عقلایی، وجود تورم در شرایط عدم اطمینان را در اقتصاد آمریکا به اثبات رسانده و به این نتیجه رسید که رشد پول پیش‌بینی شده بر تولید واقعی مؤثر است و در نهایت ثابت می‌کند که پول خنثی نبوده و شرایط عدم اطمینان در چارچوب الگوی کینزی (دال بر وجود توهم پولی) وجود دارد.

میشکین (۱۹۸۲)، اعتبار فرضیه پولیون را مورد سؤال قرار داده و آزمون انتظارات عقلایی و خنثایی پول را به طور جداگانه انجام داد . وی دریافت که جزء قابل انتظار رشد پولی اثر عمیقی بر سطح محصول و بیکاری در اقتصاد آمریکا دارد. وی در ادامه، آزمون خنثی بودن پول را همراه با عقلایی بودن انتظارات انجام داده و خنثایی پول را مورد تردید قرار می‌دهد.

سیمز و سارجنت با بهره‌گیری از تکنیک متغیرهای خودرگرسیون (VAR)،‌ نتایج کلاسیک و خنثی بودن پول را به دست می‌آورند. بلادی و سامانتا براساس داده‌های انگلستان نتایجی برخلاف الگوی کلاسیک، و نیز درات همین نتیجه را در بازار دارایی کشور کانادا تکرار می‌نمایند .
۶ . پیشینه مطالات تجربی در اقتصاد ایران
علی‌رغم اینکه تحقیقات زیادی در مورد تورم در ایران انجام گرفته است، ولی نتیجه واحدی مبنی بر علل و ماهیت تورم در ایران به دست نیامده است. برای مثال، ابریشمی و مهرآرا (۱۳۷۷) در خصوص روابط بین تورم، نرخ ارز و رشد پول در اقتصاد ایران، طی دوره (۷۵-۱۳۳۸) به این نتیجه رسیده‌اند که بیست درصد افزایش در حجم پول به دلیل فراهم آوردن امکانات مالی بیشتر برای

سرمایه‌گذاری و افزایش ظرفیت تولیدی، باعث افزایش ۳/۲ درصدی در تولید سال اول گردیده که این تاثیر تا سال سوم به صورت صعودی ادامه داشته و سپس کاهش یافته است، به طوری‌که در بلندمدت هیچ تاثیری در افزایش ظرفیت تولیدی نداشته است. به عبارتی دیگر، هیچ رابطه بلندمدتی بین رشد اعتبارات بانکی ( یاحجم پول) و تولید قابل مشاهده نیست. همچنین در پایان نتیجه‌گیری شده است که فرضیه سیکل بسته مربوط به نرخ ارز، حجم پول و قیمت‌ها (تورم) در اقتصاد ایران پذیرفته شده و خروج از سیکل فوق مستلزم کنترل حجم پولی و تغییرات ساختار تولیدی اقتصادی

کشور به منظور کاهش وابستگی به واردات است.
طیب نیا (۱۳۷۹)، در رساله خویش تحت عنوان ”فرایند تورم در ایران“ به بررسی نظریه‌های مختلف تورم از قبیل: نظریه پولی تورم، نظریه ساختاری تورم و نظریه فشار هزینه پرداخت است. وی در بررسی نظریه پولی تورم، از الگوی هاربرگر برای دوره (۷۰-۱۳۴۰) استفاده کرده و نتیجه گرفته است که علامت ضریب نرخ رشد پولی دوره قبل دارای علامت (منفی) مخالف نظریه بوده و از نظر آماری معنی‌دار نمی‌باشد. و لذا در اقتصاد ایران، متغیرهای پولی تأخیری، فاقد تأثیر معنی‌دار بر تورم بوده و در نهایت محقق نتیجه گرفته است که نظریه پولی در اقتصاد ایران، رفتار قیمت‌ها را به طور کافی توضیح نمی‌دهد.

ایکانی (۱۳۶۶) در کتاب خود تحت عنوان ”دینامیسم تورم در ایران (۵۶-۱۳۳۹)“ به بررسی سنخیت مدل‌های پولی و ساختارگرای تورم، با اقتصاد ایران پرداخته و متغیرهای پولی، ساختارگرا و فشار هزینه را در یک الگوی اقتصاد سنجی (روش OLS) تورم گنجانده است. ضرایب تخمین زده شده برای پول، نشانگر این است که ۱۰ درصد افزایش در رشد پول، با حفظ ثبات سایر عوامل، تورم را تنها به میزان ۳ درصد افزایش می‌دهد. که این نتیجه یافته‌‌‌های هاربرگر مبنی بر همبستگی متناسب بین انبساط پولی و تورم را نفی می‌کند. در ادامه برای بالا بردن قدرت توضیحی مدل، متغیرهای ساختاری را وارد مدل کرده که منجر به تائید نظریه ساختار گرایان مبنی بر رشد اندک بخش کشاورزی در فرایند تورمی شده است.

دادخواه (۱۳۶۴)، در گزارش تحقیقی خود تحت عنوان “فرآیند تورمی اقتصاد ایران
۵۹-۱۳۴۹“ به بررسی و تبیین پدیده تورم ایران در چارچوب تئوری پولی تورم پرداخته و نتیجه گرفته است که همبستگی معنی‌داری بین عرضه پول و تورم وجود دارد به طوری که یک درصد افزایش در عرضه پول، باعث ۷/۰ درصد افزایش در سطح عمومی قیمتها می‌گردد. دادخواه در نهایت نتیجه می‌گیرد که تئوری پولی در اقتصاد ایران کاربرد دارد و حجم تولید، مستقل از سیاستهای پولی بوده ونرخ رشد بهینه پول در ایران در حدود ۱۲ درصد است.
درات (به نقل از طیب‌نیا، ۱۳۷۹)، در ارزیابی انتقادی خود از کار تحقیقی دادخواه به بررسی مجدد تئوری پولی تورم در ایران پرداخته و از طریق آزمون علیت گرنجر روابط علت و معلولی رشد عرضه پول و تورم در دهه ۱۳۵۰ را مورد آزمون قرار داده است. وی نتیجه گرفته است که هیچ رابطه علت و معلومی بین تورم و رشد عرضه پول وجود ندارد. و در نهایت پیشنهاد می‌کند که برای اقتصاد ایران، هر دو متغیر عرضه پول و تورم باید درون‌زا در نظر گرفته شوند.
۷٫ مطالعات انجام شده در مورد سیاست‌های پولی براساس انتظارات عقلایی

در ایران
در مقاله‌ای که توسط جلالی نائینی و شیوا (۱۳۷۹)، تحت ”عنوان سیاستهای پولی، انتظارات عقلایی، تولید و تورم“ نوشته شده است، اثرات سیاست پولی بر تولید و تورم در دوره ۷۰-۱۳۴۰ ارزیابی گردیده است. در این مقاله، برای آزمون خنثایی و عقلایی بودن انتظارات در مورد پیش‌بینی نرخ حجم پول از مدل بارو استفاده شده و نتایج حاصله بیانگر این است که رشد حجم پول و نقدنیگی در میان مدت و درازمدت تاثیر قابل توجهی روی تولید ناخالص داخلی در ایران نداشته و تنها باعث استمرار فشارهای تورمی گشته است.
اقتصاددانان فوق، همچنین در رگرسیون تولید ناخالص د

اخلی بر روی نرخ رشد نقدینگی غیر منتظره و نرخ رشد پیش‌بینی شده،‌به نتیجه مغایر با نظریه بارو رسیده‌اند. چرا که مطابق نظریه بارو ضرایب نرخ رشد نقدینگی غیر منتظره بایستی دارای علامت مثبت بوده و همچنین ضرایب حجم نقدینگی پیش‌بینی شده از لحاظ آماری مخالف با صفر نباشند، در حالی که ضرایب به دست آمده در این مقاله، در مورد نرخ رشد پیش‌بینی نشده دارای علامت منفی و ضرایب حجم پیش‌بینی شده پول معنی‌دار می‌باشند.

در قسمت دیگر این مقاله، برای بررسی رابطه بین سطح قیمت‌ها و حجم پیش‌بینی نشده نقدینگی، نظریه بارو به بوته آزمون کشیده شده است. نتایج حاصله بیانگر این است که ضریب لگاریتم حجم پول ( به طور همزمان) کمتر از یک و معادل (۴۸۷۹/۰) بوده، که با نظریه بارو مغایرت دارد. همچنین، علامت ضریب‌های رشد نقدینگی غیر منتظره منفی بوده، که این امر نیز با نظریه بارو مغایرت دارد.
در تحقیقی دیگر که توسط کمیجانی و منجذب (۱۳۷۹) تحت عنوان ”آزمون توهم پولی براساس نظریه انتظارات عقلایی“ انجام گرفته است، از مدل بارو و الگوی کینزی پسران استفاده شده است. در بررسی‌های اولیه، الگوی کینزی پسران تحت آزمون‌های مرکب و غیر مرکب به صورت معنی‌داری در مقابل آزمون بارو، تایید شده است. محقق تایید الگوی کینزی را تلویحاً، مؤید مصداق فروض کینزی در اقتصاد در بلندمدت دانسته و متعاقباً‌ آزمون توهم پولی را براساس الگوی کینزی انجام داده

است. نتایج حاصل از آزمون توهم پولی که براساس الگوی مرجح پسران صورت گرفته است، نشان می‌دهند که الگو دچار توهم پولی بوده و شکل‌گیری انتظارات بصورت غیرعقلایی است.
نتیجه دیگر اینکه تسری اطلاعات رشد پول با سه تاخیر (فصلی) بر سطح قیمت‌ها صورت گرفته و لذا خنثی نبودن پول در کوتاه‌مدت مورد تأیید قرار گرفته است.

در مقاله‌ای دیگر تحت عنوان ”آثار رشد پولی قابل انتظار و غیر قابل انتظار بر متغیرهای کلان اقتصادی“ ختائی و دانه کار (۱۳۷۹)، ضمن توضیحاتی درباره انتظارت عقلایی و کاربرد آن، اثر رشد پولی قابل انتظار و غیرقابل انتظار را به بوته آزمون کشیده و از مدل بارو بر اساس انتظارات عقلایی استفاده شده که در آن ابتدا معادله رشد نقدینگی و همچنین رشد پول قابل انتظار با بکارگیری متغیرهای رشد مخارج دولتی، نرخ بیکاری (لگاریتمی) و رشد پولی با یک دوره تاخیر، بعنوان متغیر توضیحی تخمین زده شده و مشاهده گردیده است که ضریب بیکاری تفاوت معنی‌داری با صفر ندارد.

نتایج حاصله، برای متغیر رشد نقدینگی و برای رشد پول، تفاوت معنی‌داری نداشته و منجر به رد فرضیه بارو شده است. چرا که در هر دو حالت ضرایب نرخ رشد پیش‌بینی شده پول و نقدینگی مخالف صفر شده است.
نتایج کلی که در این مقاله عنوان شده است عبارتند از:
اول رابطه بین نرخ بیکاری و رشد پولی، مطابق نظریه بارو نبوده که این تناقض ممکن است به علت عدم توجه مقامات پولی به میزان نرخ بیکاری در هنگام اتخاذ سیاست‌های پولی و عدم دقت آمارهای مربوط به نرخ بیکاری باشد. دوم سیاستهای پولی در بلند مدت خنثی است. سوم سیاست‌های پولی قابل انتظار، در کوتاه‌مدت برخلاف فرضیه انتظارات عقلایی بر متغیرهای حقیقی اثر می‌گذارد. همچنین سیاست‌های پولی غیرقابل انتظار، برخلاف انتظارات عقلایی بر متغیرهای حقیقی اقتصاد اثر عکس دارد.

در یک مقاله دیگر، که براساس روش میشکین، توسط ختایی و قدیمی‌نیا (۱۳۷۹) ارایه گردیده است، آزمون خنثایی پول همراه با عقلایی بودن انتظارات برای دوره ۷۲-۱۳۳۸ انجام گرفته است. نتایج حاصله بیانگر این است که تشکیل انتظارات در ایران همانند بعضی از کشورهای اوپک و کشورهای آسیای جنوب‌شرقی، به صورت غیرعقلایی می‌باشد. همچنین فرضیه مشترک خنثایی پول و عقلایی بودن انتظارت رد شده و عنوان شده است که در رد این فرضیه، انتظارات عقلایی نسبت به خنثایی پول، نقش بیشتری داشته است.
۸ . بررسی مدل کلاسیک تورم

این مدل با یک تابع تقاضا برای پول که توسط کاگان (Cagan, 1956) تصریح شده است، شروع می‌شود.
(۱) mt – pt = yt -it +t
mt نشانگر لگاریتم طبیعی ذخیر پول، Pt لگاریتم طبیعی سطح عمومی قیمتها، yt لگاریتم طبیعی محصول واقعی، it نرخ بهره اسمی و t نیز جمله تصادفی خطا با میانگین صفر در دروه t می‌باشند. فرض استاندارد نرمال بیانگر این است که t از فرایند گام تصادفی تبعیت می‌نماید، یعنی:
(۲) t = t-1 + t

که در اینجا t نوفه سفید می‌باشد. همچنین مقصود از درآمد واقعی، درآمد دایمی است. مدل کلاسیک رابطه فیشر (Fischer, 1978) را برای نرخ بهره اسمی فرض می‌کند، یعنی:
(۳) it = rt +E [t+1 | t-k+1]
rt نرخ بهره واقعی و E[ ] امید ریاضی و t = pt -pt-1 نرخ تورم لگاریتمی و نیز
t-k+1 مجموعه اطلاعات در دسترس در دوره t-k+l می‌باشد. مدل تحت سیستم انتظارات عقلایی است یعنی اینکه افراد از تمام اطلاعات در دسترس برای ساختن انتظاراتشان از نرخ تورم آینده استفاده می‌کنند. فرض می‌شود محصول واقعی و نرخ بهره واقعی از فرایند گام تصادفی تبعیت کرده و محصول واقعی دارای یک جمله رانش است ( درواقع، جمله رانش، ، معرف نرخ رشد محصول می‌باشد):
(۴)
به طوری که جزء اخلاهای دارای ویژگی نوفه سفید هستند.
با گرفتن تفاضل مرتبه اول از معادله اول و ترکیب آن با معادلات (۲ تا ۴) عبارت زیر حاصل خواهد شد:
(۵)
به طوری که t = (1-L)mt نشانگر رشد لگاریتمی پول بوده و عبارت
t =t + ۱t -۲t از خصوصیات نوفه سفید برخوردار است. با گرفتن امید ریاضی از معادله (۵) به شرط وجود اطلاعات t-k+1 و حل آن برای n دوره آینده، نتایج زیر حاصل می‌شود:
برای اینکه انتظارات تورمی و در نتیجه تورم ایستا بدون حباب بوده باشد بایستی شرایط اریب به صورت زیر برقرار باشد
(۷)

یعنی اگر معادله (۷) برقرار باشد،‌راه حل بدون حباب برای نرخ تورم به صورت زیر خواهد بود:

از طرف دیگر اگر شرایط اریب ارضاء نگردد، حبابهای عقلایی پیدا خواهند شد و برای اینکه با انتظارات سازگار باشند، بایستی به طریقه زیر تکمیل گردند:
(۹)
در نهایت، راه‌حل معادله (۹) منجر به معادله تفاضلی زیر می‌شود
(۱۰)
در حالی‌که متغیر تصادفی t شرایط زیر را خواهد داشت:
(۱۱)
بنابراین راه حل برای تورم همراه با حبابها به صورت زیر خواهد بود :
(۱۲)
حضور حبابها یکسری پیمادهایی راخواهد داشت. اینکه ایستایی تفاضل‌های تورم را از هر درجه که باشد از بین می‌برد. با گرفتن تفاضل مرتبه اول از حبابها در معادله (۱۰)، و به‌کار بردن وقفه (L)، نتایج زیر حاصل می‌شود :
(۱۳)
می‌توان عمل تفاضل‌گیری را در مورد حباب‌ها ادامه داد. درهر حال فرم ARMA هرگز ایستا نخواهد بود و یا اینکه معکوس پذیر نخواهد بود زیرا ریشه درون دایره به شعاع واحد است.
در واقع حباب‌ها معرف یک نا ایستایی غیر قابل تفاضل گیری‌اند، و همچنین همگرایی بین تورم و رشد پول را از بین می‌برند. چرا که حباب‌ها در مدل‌هایی می‌توانند بوجود بیایند که سطح قیمت فعلی (تورم)، تابعی از سطح قیمت مورد انتظار در آینده (تورم) باشد. از لحاظ تئوری، در چنین

حالتی، حتی اگر رشد پول هم ثابت مانده باشد، تورم می‌تواند شتاب بگیرد و در نتیجه فاصله ما بین تورم و رشد پول به مرور زمان بیشتر و بیشتر گردیده تا اینکه همگرایی آنها غیرممکن می‌گردد. از اینرو، اگر تورم و رشد پول همگرا باشند می‌توان وجود حبابهای تورمی را نفی کرد . مطابق معادله (۱۲) با فرض این که رشد پول و تورم بعد از یک بار تفاضل‌گیری ایستا باشند ( انباشته از درجه یک باشند
(۱) I)، و نیز اینکه رشد محصول واقعی ثابت است، مطابق دیدگاه کلاسیکها، سمت چپ معادله (۱۲) یک رابطه تعالی از رشد پول و تورم با بردار همگرائی / = [۱, -۱] و یک عرض از مبدا می‌باشد، به طوری که سمت راست، پسماندهای (Zt) را نشان می‌دهد. اگر هیچ حبابی وجود نداشته باشد، پسماندها ایستا بوده و تورم و پول همگرا از مرتبه (۱، ۱) می‌باشند. در هر حال در حضور حباب‌ها، پسماندهای رگرسیون ایستا نخواهد بود. از این‌رو اگر تورم و رشد پول همگرا باشند، هیچ حبابی وجود نخواهد داشت. به علاوه همگرایی رشد پول و تورم، ناایستایی هر گونه مشاهدات غیرقابل مشاهده را از بین می‌برد .
۹٫ محدودیت‌های بین معادله‌ای

دیدگاه کلاسیکهای جدید از تورم نمایانگر این است که نرخهای تورم تابعی از نرخهای رشد فعلی و آینده پول بوده و نیز عاملان اقتصاد در تشکیل انتظاراتشان نمی توانند دچار خطای منظم بشوند. این روابط یکسری از محدودیت‌های قابل آزمون را روی فرایند تورم به منظور عقلایی بودن انتظارات بوجود می‌آورند. فرایند ایجاد تورم بدون حضور حباب‌ها در مدل کلاسیک به شکل زیر است:
(۱۴)
حال باید یک شکل تصحیح خطا از فرایند رشد پولی به منظور پیش‌بینی فراهم نموده و سپس محدودیت‌های بیان شده بوسیله معادله (۱) را آزمون نمود.
فرض کنید تورم و رشد پول هر دو انباشته از درجه یک، (۱)I، و همگرا، یعنی (۱ و ۱)CI هستند. در حال حاضر هدف ایجاد یک شکل تصحیح خطا از فرایند تورمی است.
بردار سری زمانی Xt = [t , t] را در نظر بگیرید،‌که بر طبق قضیه تجزیه والد ( به نقل از کاتبرسون و همکاران، ۱۹۹۲، صص ۸۸-۷۸) می‌تواند به صورت زیر باشد،
(۱۵) (۱- L) Xt = C(L) Vt
در حالی که C(L) یک ماترس ۲×۲ از عملگر وقفه و Vt بردار نوفه

سفید و به صورت
Vt =[V1t¬, V2t] می‌باشد.
انگل و گرنجر نشان دادند که شکل ARMA از فرایند ( میانگین متحرک، MA) معادله (۱۵) معکوس‌پذیر نبوده و یک شکل تصحیح خطای بسیار مناسب می‌باشد. به همین منظور هر دو طرف معادله (۱۵) را در بردار همگرای /= [۱, -۱] ضرب کرده تا نتایج زیر بدست‌ آید:
(۱۶)‌ (۱-L) Zt = / (۱-L)Xt =/C(L) vt
Zt برابر با منفی نرخ رشد واقعی پول، یعنی t -t می‌باشد. برای اینکه Zt ایستا باشد (یعنی (I(0) بایستی شرط زیر برقرار باشد.

(۱۷)
بردار صفر است. لذا، C (L) = C(1) + (1-L) C* (L) به راحتی نمی‌تواند قابل معکوس به فرم AR از بردار Xt باشد.
انگل و گرنجر (۱۹۸۷) نشان دادند که فرایند CI (1, 1)از معادله (۱۵) یک شکل تصحیح خطا به شکل زیر خواهد داشت
(۱۸) (۱-L) Xt = A* (L) (1-L) Xt – . Zt-1 + b (L)Vt
A* (0) = 0 و  یک بردار ۱×۲ ثابت بوده و det[C(L)]=[(1-L)b(L)] و b (L) یک چند جمله‌ای وقفه‌دار عددی است . از آنجائیکه b(L) معکوس‌پذیر است. با ضرب کردن معادله (۱۸) به b-1(L) نتیجه زیر را خواهد داد:
(۱۹) D (L) (1-L)Xt¬ = – g(L). Zt-1 +vt
(20) g(L) = b-1 (L) D(L) = b-1 (L)(I-A*(L)) = b-1(L) A (L)
معادله فوق می‌تواند به شکل زیر نوشت :
(۲۱)

به منظور ایجاد تخمین‌های بهینه از رشد پول، می‌توان شکل دیگری از معادله فوق را به صورت زیر نوشت:
(۲۲)
(۲۳) Yt = et =

(۲۴) ۱۲p ۱۲p-1 . ۱۲۲ ۱۲۱ ۱۱p ۱۱p-1 . ۱۱۲ ۱۱۱
۰ ۰ . ۰ ۰ ۰ ۰ . ۰ ۱
۰ ۰ . ۰ ۰ ۰ ۰ . ۱ ۰
. . . . . . . . . .
۰ ۰ . ۰ ۰ ۰ ۱ . ۰ ۰
۲۲p ۲۲p-1 . ۲۲۲ ۲۲۱ ۲۱p ۲۱p-1 . ۲۱۲ ۲۱۱
۰ ۰ . ۰ ۱ ۰ ۰ . ۰ ۰
۰ ۰ . ۱ ۰ ۰ ۰ . ۰ ۰
. . . . . . . . . .
۰ ۱ . ۰ ۰ ۰ ۰ . ۰ ۰

ماتریس قرینه مدل VAR می‌باشد. بنابراین تخمین‌های بهینه از Yt می‌تواند به شکل زیر باشد:
(۲۵)
مجموعه اطلاعات در دسترس برای اقتصاد می‌باشد. در قسمت بعدی، آزمونهای لازم آورده خواهند شد.
۱۰ . نتایج تجربی
۱۰ـ۱ . آزمونهای ایستایی
قبل از حرکت به سمت آزمون‌های همگرایی، لازم است که درجه انباشتگی متغیرهای مورد نظر مشخص گردد. به همین منظور، آزمون‌های ایستایی دیکی ـ فولر، آزمون تابع خودهمبستگی (آماره باکس ـ پایرس و لانگ ـ باکس)، فیلیپس پرون و آزمون پرون، راه‌هایی هستند که می‌ توان بوسیله آنها به درجه ایستایی متغیرها پی‌برد. ولی از آنجایی‌که کشور ایران شاهد انقلاب و جنگ بوده، در نتیجه احتمال تغییرات ساختاری و شکستگی در داده‌ها وجود داشته و بنا به استدلال پرون، در این

حالت آماره دیکی ـ فولر و آماره‌های مشابه مناسب نمی‌باشند، لذا از آزمون پرون برای سه حالت مختلف تغییر در عرض از مبدا تابع روند، تغییر در شیب تابع روند و تغییر در عرض از مبدا و شیب تابع روند و نیز آزمون تابع خود همبستگی‌ استفاده گردیده است. نتایج در جدول‌های (۱) و (۲) که بوسیله نرم‌افزارهای Microfit و Eviews آماده گردیده‌اند، نوشته شده است.
۱۰ـ۲٫ آزمون ریشه واحد پرون

آزمون پرون برای متغیری نظیر Y، با برآورد معادله زیر شروع می‌شود(Perron, 1990) .

اگر زمان شکست ساختاری با TB نشان داده شود، خواهیم داشت:
IF t = TB+1 du1=1 در غیر اینصورت du1=0 خواهد بود
IF t>TB du=1 در غیر اینصورت du=0 خواهد بود
در آزمون فوق، فرض H0 (صفر) وجود ریشه واحد با شکستگی در یک زمان، در مقابل فرض پایایی و روند معین است. نتایج این آزمون در جدول (۱) آورده شده است.
جدول شماره ۱ ـ آزمون پرون (پارامتر  برابر ۴/۰ در نظر گرفته شده است)
آماره پرون برای حالت سطح آماره پرون برای حالت تفاضل مرتبه اول

وضعیت / متغیر تورم (تفاضل مرتبه اول لگاریتم قیمتها) رشد نقدینگی (تفاضل مرتبه اول لگاریتم نقدینگی) مقادیر بحرانی پرون (۵/۲%) تورم رشد نقدینگی
تغییر در شیب ۵۶/۳- ۴- ۰۱/۴- ۶۴/۵- ۶۱/۷-
تغییر در عرض از مبدا ۶۹/۳- ۵۵/۳- ۲۶/۴- ۷/۵- ۹۵/۷
تغییر در شیب و عرض از مبدأ ۵۳/۳- ۸۸/۳- ۵۳/۴- ۴۷/۵- ۷۸/۷-

نتیجه فرضیه H0 رد نمی‌شود رد نمی‌شود رد‌می‌شود رد می‌شود

نتایج مندرج در جدول (۱)‌ نشان می‌دهند که متغیرهای تورم و رشد نقدینگی (لگاریتمی)، با تفاضل مرتبه اول ایستا می‌شوند و یا به عبارت دیگر، متغیرهای مدل انباشته از مرتبه اول I(1) هستند. در عین حال، از آنجایی که تورم و رشد نقدینگی، به ترتیب، تفاضل اول قیمت‌ها و نقدینگی هستند، می‌توان نتیجه گرفت که متغیرهای قیمت‌ها و نقدینگی، انباشته از مرتبه دوم I(2) هستند ( البته به صورت لگاریتمی).
۱۰ـ۳ . آزمون ایستایی با استفاده از تابع خودهمبستگی
در این آزمون، فرضیه مخالف صفر بودن ضرایب تابع خود همبستگی وقفه‌های یک سری زمانی به صورت توأم با استفاده از آماره‌های باکس ـ پایرس (Q) و لجانگ ـ باکس (LB) آزمون می‌شوند . این آماره‌ها به صورت زیر می‌باشند:

Q و LB دارای توزیع کای ـ مربع با درجه آزادی m، حجم نمونه n، تعداد وقفه k و k نیز تابع خود همبستگی با k وقفه زمانی می‌باشند. نتایج این آزمون برای متغیرهای رشد پول و تورم در جدول (۲) آورده شده‌اند.
جدول شماره ۲ ــ آزمون ایستایی تابع خودهمبستگی، باکس ـ پایرس و لجانک ـ‌ باکس
LB Q LB LB Q Q متغیر
تفاضل دوم تفاضل دوم تفاضل اول در سطح تفاضل اول در سطح
۰۰۵۳/۰ ۰۰۵/۰ ۴۳/۲۳ ۹۴/۳۷ ۷۶/۲۱ ۳/۳۵ لگاریتم قیمتها
۰۹/۳ ۸۷/۲ ۳۳/۱۵ ۲۴/۱۴ ۴۶/۳۸ ۷۸/۳۵ لگاریتم پول

برای داده‌های دو سری زمانی لگاریتم قیمت‌ها و لگاریتم نقدینگی، در هر دو حالت سطح و تفاضل اول داده‌ها، بالا بودن مقادیر آماره‌های Q و LB که عملاً مقادیر احتمال به دست آمده برای چنین مقادیری از کای ـ دو برابر صفر هستند، نشانگر معنی‌دار بودن آماره‌ها هستند ولی برای حالت تفاضل مرتبه دوم که همان تفاضل مرتبه اول متغیرهای تورم (لگاریتمی) و رشد نقدینگی (لگاریتمی) می‌باشند، چنین نیست. بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که متغیرهای تورم و رشد نقدینگی

(لگاریتمی)، ایستا از تفاضل مرتبه اول بوده و یا به عبارتی دیگر متغیرهای لگاریتم نقدینگی و لگاریتم سطح قیمتها (‌عمده‌فروشی) ایستا از تفاضل مرتبه دوم، (۲)I هستند.

این فقط قسمتی از متن مقاله است . جهت دریافت کل متن مقاله ، لطفا آن را خریداری نمایید
word قابل ویرایش - قیمت 11700 تومان در 55 صفحه
117,000 ریال – خرید و دانلود
سایر مقالات موجود در این موضوع
دیدگاه خود را مطرح فرمایید . وظیفه ماست که به سوالات شما پاسخ دهیم

پاسخ دیدگاه شما ایمیل خواهد شد