مقاله در مورد مدل کلاسیک تورم در ایران ، روش همگرایی

بخشی از مقاله

چكيده
تورم، همواره از شاخص‌هاي مهم اقتصادي قلمداد گرديده و نظرات مختلفي درباره آثار آن بر اقتصاد يك كشور وجود دارد. در هر حال، همگان بر اين امر توافق دارند كه تورم شديد آثار جبران‌ناپذيري بر اقتصاد داشته و بايد كنترل گردد. در اين زمينه اقتصاددانان مكتب كلاسيك معتقدند كه تورم يك پديده پولي بوده و رشد نقدينگي عامل اصلي بروز آن مي‌باشد، بطوري كه، در بلندمدت، پول خنثي است.

در ميان اقتصاددانان كلاسيك، پولگرايان مكتب انتظارات عقلايي، كه به پولگرايان مكتب شماره (II) معروف هستند، معتقدند كه عقلايي بودن انتظارات باعث مي‌گردد كه پول در بلندمدت خنثي بوده و حتي در كوتاه‌مدت نيز آن قسمت از پول كه رشد آن قابل پيش‌بيني باشد، خنثي خواهد بود. هدف اصلي اين مقاله، آزمون نظريه پولگرايان مكتب (II) است كه از روش حداكثر راستنمايي يوهنسن و جسيليوس استفاده گرديده كه، اين روش آزموني براي عقلايي بودن انتظارات است. نتايج آزمون يوهنسن نشان مي‌دهد كه رشد پول و تورم همگرا مي‌باشد.

همچنين، براي تلفيق روابط كوتاه‌مدت و بلندمدت از مدل تصحيح خطا استفاده گرديده و نتيجه مبين اين است كه 18 درصد عدم تعادل مابين تورم واقعي وتورم تعادلي، در هر دوره حذف و يا تعديل مي‌گردد. و ديگر اين كه معني‌دار بودن جزء تصحيح خطا دليلي بر رابطه بين رشد پول و تورم مي‌باشد. نتايج فوق براي حالتي كه از شاخص (CPI) براي محاسبه تورم استفاده مي‌گردد، تفاوت چنداني نداشت. در هر حال براي آزمون خنثايي پول از محدوديت‌هاي كاملاً مشخص و بيش از حد مشخص استفاده گرديده و معلوم شد كه پول در دراز مدت خنثي مي‌باشد.

در نهايت پيشنهاد شده است كه سياستگذاران اقتصادي، هنگام اتخاذ سياست‌هاي خويش، بايستي نقش عقلايي بودن انتظارات را در نظر گرفته و از طرف ديگر، بانك مركزي نيز در هنگام اتخاذ سياست‌هاي پولي استقلال داشته و جبران كسري مالي دولت از طريق كانال‌هاي ديگري غير از افزايش نقدينگي صورت گيرد.

مقدمه
از مشكلات اقتصادي بسيار مهم در ايران، طي چند دهه اخير، مي‌توان به پديده تورم همراه با بيكاري و يا به عبارت ديگر، ركود تورمي اشاره كرد كه باعث گرديده رابطه جانشيني بين تورم و بيكاري به راحتي ميسر نباشد. در چنين شرايطي اجراي سياست‌هاي پولي و مالي براي تحقق اهداف سياستگذار، با مشكل مواجه شده و نياز به سياستهاي زيربنايي و متفاوت از سياست‌هاي معمول دارد.

شواهد نشانگر اين است كه سياستگذاران نه تنها به هدف خود كه همانا تثبيت قيمت‌ها، كاهش عدم اطمينان اقتصادي و از ميان بردن بيكاري است دست نيافته، بلكه با اعمال سياست‌هاي نادرست خود موجب شدت يافتن نابساماني‌ها گرديده‌اند. در نهايت، تورم موجود، به توم مزمن تبديل شده و آن هم از طريق شكل‌گيري انتظارات تورمي به شتابان بودن تورم كمك كرده است.
در اين ميان حجم پول، به عنوان يك متغير عمده اقتصادي كلان و نيز يكي از ابزارهاي اصلي

سياست‌هاي دولت مي‌باشد كه جهت مهار تورم به كار گرفته مي‌شود. اين مطلب، تقريباً، يكي از اصول پذيرفته شده تمام مكاتب اقتصادي است ولي در مورد تاثير حجم پول بر روي توليد و قيمت‌ها، اختلاف ريشه‌دار و متعددي بين مكاتب مختلف اقتصادي وجود دارد. به اعتقاد پولگرايان در چنين شرايطي، افزايش عرضه پول در درازمدت منجر به تورم شده و تأثيري بر رشد محصول نخواهد داشت.

در اين مقاله بطور كلي هدف آزمون سازگاري مدل تورم پولگرايان به همراه انتظارات عقلايي با ويژگي‌هاي اقتصاد ايران و يافتن رابطه بين متغيرهاي رشد عرضه پول و تورم در چارچوب پايه‌هاي نظري مي‌باشد. چرا كه اگر نظريه پولگرايان در مورد ايران صحت داشته باشد، ترديد در اتخاذ سياست‌ها و تصميم‌گيري‌ها از طرف مقامات پولي و بانك مركزي از بين رفته و ضمن اينكه فشار برخي از معتقدان به نظريه‌هاي مخالف ( فشار هزينه، تقاضا و ...) كاسته مي‌شود، سياستها آثار

خود را در بلند مدت ظاهر مي‌سازند. به همين منظور فرضيه‌هايي در جهت تبيين سياست پولي و رابطه بين نرخ رشد پول، تورم و محصول بيان گرديده تا از طريق آزمون آنها، به درستي يا نادرستي روابط پي برده شود و در صورت اثبات سازگاي مدل تورم پوليون با اقتصاد ايران، راه حل‌هاي مناسب براي رفع مشكل تورم، پيشنهادگردد.

بنابراين، درچارچوب الگوهاي مختلف اقتصاد سنجي و با استفاده از داده‌هاي سري زماني مربوط به عرضه پول (با تعريف محدود وگسترده)، شاخص قيمتها، و غيره، به مدل بررسي مدل تورمي پولگرايان و نقش پول در ايجاد تورم براي دوره (1378-1338) پرداخته مي‌شود.
1 . مروري بر روند تورم و رشد پول در ايران

1ـ1 . روند تورم (لگاريتمي) در ايران
طي دوره 52-1333 كه توام با سياست تثبيت نرخ ارز تحت سيستم پولي برتن وودز مي‌باشد، تورم از نوسانات كمي برخوردار بوده و داراي ميانگين 32/3 با انحراف معيار
33/3 مي‌باشد.اما از سال 1352 به بعد كه اقتصاد ايران دوران طلايي خود را طي مي‌كرد، نرخ تورم به 8/15 درصد با انحراف معيار 66/6 رسيد كه مي‌توان علت اين امر را در رشد اعتبارات جاري وعمراني دولت و افزايش اعتبارات بانكي و افزايش قيمت نفت دانست. طي دوره پس از انقلاب و جنگ تحميلي 67-1357 كسري بودجه دولت بيشتر شده و همچنين به علت وجود شرايط جنگ و

كاهش درآمدهاي ارزي (به دليل كاهش قيمت جهاني نفت)، متوسط تورم به 19 درصد با انحراف معيار 55/7 رسيد. ولي در دوره پس از جنگ با شروع دوره بازسازي و دسترسي بيشتر به منابع انرژي از طريق استقراض خارجي، نرخ رشد توليد ناخالص ملي 5 تا 7 درصد افزايش يافته كه به

علت بالا بودن هزينه‌هاي عمراني و مصرفي جامعه، نرخ تورم تقريباً برابر با دوره قبل و در حدود 8/18 درصد ثابت ماند. ولي انحراف معيار آن نشانگر اين است كه نسبت به دوره قبل تورم از ثبات نسبي برخوردار بوده است كه اين نيز از نشانه‌هاي شناور بودن نظام ارزي بوده كه به دليل عدم مديريت صحيح منابع ارزي آثار مثبت آن از بين رفته است. و بالاخره اينكه در دوره

78-73 كه يك دورة ركودي است، طي سالهاي 1373 تا 74 بحران بدهي‌ها به دليل شرايط بازپرداخت وام‌هاي خارجي، منجر به افزايش تورم تا سطح 43 درصد گرديد و نيز بحران سال 1377 و بحران درآمدهاي نفتي كه از اواخر سال 1376 با افت شديد قيمت نفت آغاز شده بود، به اوج خود رسيد.
1ـ2. روند رشد پول (لگاريتمي) در ايران
مطابق آمارهاي موجود، ميانگين رشد پول در دوره 52-1338 برابر با 5/11 درصد وانحراف معيار آن 08/0 مي‌باشد. در اين دوره به علت زياد بودن رشد فعاليت‌هاي حقيقي اقتصادي، رشد متغيرهاي پولي و اعتباري بطور عمده درجهت تأمين مالي براي رشد حقيقي اقتصاد صورت گرفته و نرخ تورم را در سطح پايين نگه داشته است. اما در دورة 57-1352 به علت افزايش قيمت جهاني نفت، پايه پولي افزايش يافته و به علت كاهش فعاليت‌هاي حقيقي اقتصاد، منجر به رشد تورم شده است. در

دورة 68-1357 كه مقارن با انقلاب و جنگ تحميلي بود هر چند كه رشد اعتبارات بانكي به بخش خصوصي كاهش چشمگيري داشته است ولي به علت افزايش كسري بودجه دولت، اعتبارات نظام بانكي به دولت و نيز رشد پايه پولي چندان كاهش نيافته تا اينكه اقتصاد كشور در اواسط دهه 60 يك شرايط ركود تورمي را تجريه كرد.

در طول دورة 72-1368، به دليل شروع دوره بازسازي، سقف‌هاي اعتباري به تدريج آزاد شده و ضريب تكاثر پولي افزايش چشمگيري داشته است، ولي به علت اينكه نسبت كسري بودجه دولت به كل بودجه كاهش داشته، رشد پولي در اين دوره عمدتاً صرف تأمين مالي براي رشدحقيقي اقتصاد گرديده است. و بالاخره اينكه رشد پولي در دوره اخير يعني 78-1373 تفاوت چنداني با دوره قبل نداشته اما به علت اينكه دوره اخير توام با شرايط ركودي بوده، رشد پولي صرف افزايش قيمتها وتورم گرديده است. در نهايت، مي‌توان نتيجه گرفت كه هر زمان كه كسري بودجه شدت داشته، رشد پولي به طور عمده به افزاش قيمت‌ها و تورم ختم شده است.

2 . نظريه‌هاي تورم مكتب پولگرايان
از آنجايي كه پوليون يك گروه همگن نبوده و از نظر متدولوژي متفاوت هستند، مشكل است آنها را به عنوان يك مكتب اقتصادي در فهرستي از فرضيه‌هاي قابل قبول ذكر كرد. در هرحال بعضي از صاحب‌نظران، از قبيل: جي. ال . استين، اچ فريش، لايدلر و ماير ، تلاش زيادي كرده‌اند كه آنها را طبقه‌بندي نمايند . به نظر مي‌رسد كه تبعيت كردن از چهار ويژگي زير براي عضويت در مكتب پولگرايان كافي باشد.

1ـ بخش خصوصي اقتصاد ذاتاً ”پايدار“ است و سيستم به دنبال هر گونه اختلال به طور خودكار به سطح تعادل اشتغال كامل (نرخ طبيعي بيكاري) بر مي‌گردد.
2ـ نرخ رشد عرضه پول با تعادل اشتغال كامل سازگار است، اگر چه نرخهاي تورم متفاوتي را به بار مي‌آورد.
3ـ يك افزايش در نرخ رشد عرضه پول ابتدا نرخ رشد حقيقي اقتصاد و نرخ بيكاري را متأثر مي‌سازد. اين آثار حقيقي در بلندمدت ناپديد گشته و تنها نرخ تورم بلندمدت به طور دايمي افزايش مي‌يابد.
4ـ پوليون مخالف كاربرد فعال سياست‌هاي تنظيم تقاضا اعم از پولي و مالي بوده و مدافع كاربرد قواعد بلندمدت و يا اهداف از پيش تعيين شده درتنظيم سياست‌هاي پولي مي‌باشند.

بعضي از صاحبنظران همانند توبين و اف. اچ. هان مكتب پولي را به دو زير گروه تقسيم مي‌كنند، مكتب پولي شماره يك (I) و مكتب پولي شماره دو (II)، ولي از آنجايي كه قصد اين مقاله، بررسي نظريه‌هاي پولگرايان مكتب شماره (II) مي‌باشد، به شرح آن پرداخته مي‌شود.
3 . مكتب پولي شماره (II)، مكتب انتظارات عقلايي (RE)
يكي از تفاوت‌هاي عمده ميان تئوري‌هاي تورمي گسترش يافته در چند دهه اخير و تئوري‌هاي سنتي، نقش انتظارت تورمي مي‌باشد. به طوري‌كه اگر عوامل، اطلاعات ناقصي از چگونگي عملكرد سيستم داشته باشند، مدل انتظارات تطبيقي (AE)، كه در آن ارزش يك متغير بستگي به ارزش‌هاي گذشته آن دارد، مدل بهتري مي‌باشد و شكل كلي آن به صورت زير مي‌باشد:

t نمايانگر تورم مشاهده شده در سال t و تورم مورد انتظار در سال t مي‌باشد. درمقابل، اگر يك كارگزار اقتصادي داراي اطلاعاتي علاوه بر مشاهدات گذشته باشد، استفاده از الگوي انتظارات تطبيقي باعث اتلاف اطلاعات گرديده و به عقيده ميوث
(1961) ، انتظارات عقلايي بهترين روش براي پيش‌بيني خواهد بود. اين فكر، قلب انتظارات عقلايي است.

به عقيده تي. جي. سارجنت و ان والراس (1973) ”انتظارات درباره يك متغير زماني عقلايي گفته ‌مي‌شودكه آنها وابسته به راه و روشي باشند كه تئوري آنرا بيان مي‌كند. يعني اينكه پيش‌بيني‌ها منطبق بر پيش‌بيني‌هاي حاصل از تئوري باشند.“
در سال 1961 ميوث، مفهوم انتظارات عقلايي (RE) را به عنوان جانشيني براي انتظارات تطبيقي (AE) ارايه كرد. و بيست سال بعد، سارجنت كارش را ادامه داده و اين نظريه را بسط و توسعه داد.
در چارچوب يك مدل اقتصادي كه شامل متغيرهاي درونزا و برونزا ( از پيش تعيين شده) مي‌باشد، مي‌توان مفهوم انتظارات عقلايي را دقيق‌تر فرمول‌بندي كرد. انتظارات عقلايي تخمين‌هاي ناتور متغيرهاي درونزاي مدل مي‌باشند كه در برآورد آنها از همه اطلاعات مربوط به مقادير متغيرهاي برونزا استفاده گرديده است.
فرضيه انتظارات عقلايي مدعي آن است‌كه

انتظارات ذهني اشخاص دقيقاً همان ”اميدهاي رياضي شرطي“ مي‌باشند كه توسط مدل ارايه مي‌گردند و افراد به گونه‌اي عمل مي‌كنند كه گويي الگوهاي اقتصادي جامعه را مي‌شناسند و پيش‌بيني‌هاي خود را براساس آن شكل‌مي‌دهند. بعنوان مثال مي‌توان به نظريات توماس سارجنت و نيل والاس (1975) ، اشاره كرد. به عقيده آنها، تحت شرايط عقلايي بودن انتظارات، سياست

دايمي و منظم پولي با توليد و اشتغال رابطه‌اي نخواهد داشت. زيرا،سياست پولي قابل انتظار منجر به تورم قابل انتظار شده و در نتيجه تاثيري بر بيكاري و سطح محصول نخواهد داشت. در حالي كه سياست پولي غير قابل انتظار منجر به تورم غيرقابل انتظار شده، و از آن طريق بيكاري را به طور موقت به نرخي پايين‌تر از نرخ طبيعي آن مي‌رساند و از طريق كاهش بيكاري، سطح توليد بالاتري مشاهده خواهد شد.

اقتصاددانان كلاسيك جديد فرضياتي در مورد آثار رشد پولي قابل انتظار و غير قابل انتظار بر متغيرهاي حقيقي اقتصاد بويژه محصول دارند. اين فرضيات عبارتند از:
1 ـ تغييرات قابل انتظار حجم پول بر متغيرهاي حقيقي اقتصاد ( صرف نظر از بعد زماني آن) خنثي است.
2 ـ تغييرات غيرقابل انتظار حجم پول گرچه در بلندمدت خنثي است، اما در كوتاه‌مدت آثار معني‌داري بر متغيرهاي اقتصاد دارد.
3 ـ اگر e و  به ترتيب بيانگر تورم مورد انتظ

ار و واقعي و It-1 نيز نمايانگر مجموعه اطلاعات در دسترس در پايان دوره (t-1) باشند. آنگاه وجود انتظارات عقلايي شامل دو فرض زير است:

t يك متغير تصادفي با ميانگين صفر مي‌باشد (E (t) = 0)، يعني مردم در پيش‌بيني‌هاي خود مرتكب اشتباهات منظم نمي‌شوند.

4 . پيشينه مطالعات تجربي در جهان
در مقاله‌اي كه توسط عماد موسي (Imad A.Mossa 1997)، تحت عنوان ”آزمون بي‌تاثير بودن پول در بلندمدت، در كشورهاي درحال توسعه ( مورد هندوستان)“ ارايه شده، از طريق مدل تورم پوليون و تحليل‌هاي همگرايي (هم‌انباشتگي) فصلي ، روابط ميان عرضه پول از يك طرف و محصول واقعي وسطح قيمت‌ها از طرف ديگر مورد آزمون قرار گرفته است. شواهد تجربي نمايانگر اين است كه پول با محصول همگرا نشده ولي با قيمتها همگرا شده و خنثي بودن پول تاييد شده است.

الگوي عثمان اكسوي كه در كتاب ”جنبه‌هاي ساختاري تورم“ تركيه آورده شده است. نظريه پولگرايان مكتب اول را تأييد كرده و نشان مي‌دهد كه تغييرات عرضه پول فقط در كوتاه مدت روي محصول اثر داشته و در بلند مدت خنثي است.
آرنولد هاربرگر (1963) در اثر معروف خود به نام ”پويايي تورم در شيلي“ به ارزيابي تئوري‌هاي پولي و فشار هزينه در آمريكاي لاتين پرداخته و فرضيه‌هاي پولگرايان را به اثبات رسانده است. وي در جهت توجيه نظريه فشار هزينه، متغيير دستمزد را به مدل اضافه كرده و نتيجه گرفته است كه قدرت توضيحي مدل افزايش نيافته است.

سيمون پريس و آنجام نسيم در كار مشتركي كه تحت عنوان ”مدل سازي تورم و تقاضا براي پول در پاكستان ـ همگرايي و ساختار عليت“ انجام داده‌اند، روابط ميان متغيرهاي قيمت، پول، درآمد، هزينه فرصت پول، نرخ ارز و قيمت جهاني را با استفاده از تكنيك‌هاي يوهنسن و روش رگسيون به ظاهر نامرتبط (SUR) بررسي كرده، و نتيجه گرفته‌اند كه نرخ ارز در مكانيزم انتقالي پولي دخالت داشته و مقامات پولي از آن به عنوان يك مكانيزم ضد تورمي استفاده كرده و نيز به علت بزرگتر بودن ضريب كشش درآمدي پول،‌ آن را به عنوان يك كالاي لوكس يافته‌اند.

5 . مطالعات انجام شده در مورد سياست‌هاي پولي براساس انتظارات عقلايي
آروجي بارو (1978-1977)، با آزمون فرضيه خنثايي پول تحت فروض عقلايي در مورد آمريكا به اين نتيجه رسيد كه رشد پولي غير قابل انتظار اثراث مثبت و معني‌داري بر محصول داشته و فقط رشد پولي غير قابل انتظار موجب انحراف بيكاري از نرخ طبيعي آن مي‌گردد. به طوري‌كه در نهايت، عدم توهم پولي در آمريكا را به اثبات رساند. وي همچنين اعتبار فرضيه فوق را در رابطه با كشورهاي مكزيك، كلمبيا و برزيل آزمون نموده و آن را تصديق كرد.

پس از بارو، اتفيلد براي انگلستان و سپس با همكاري داك براي تعدادي از كشورهاي در حال توسعه و توسعه يافته فرضيه فوق را آزمون كردند و نتايج بارو را به دست آوردند. هنسن نيز براي برزيل، شيلي، كلمبيا، پرو و مكزيك روابط معني داري بين محصول و جزء غير قابل انتظار رشد پولي به دست آورد .

همچنين، كوپرا و مونتيل (1986) آزمون فوق را براي فيليپين انجام دادند و بار ديگر فرضيه فوق تاييد شد. آنها اين آزمون را براي مكزيك نيز انجام داده و دريافتند كه هر دو جزء قابل انتظار و غيرقابل انتظار رشد پولي بر متغيرهاي حقيقي مؤثر هستند .
در مقابل، اقتصاددانان كينزي به نتايج ديگري دست يافته‌اند. از جمله اينها گوردون (1982)، اعتقاد دارد كه اطلاعات در اقتصاد ناقص بوده و تاخير در آنها وجود دارد. وي در نهايت، با وارد كردن تورم تاخيري به عنوان يك متغير توضيحي در الگوي توليد، وجود شرايط كينزي همراه با اشتغال ناقص (عقلايي نبودن انتظارات) را به اثبات مي‌رساند. پسران

(1988-1982) نيز با اعتقاد به وجود اطلاعات ناقص در اقتصاد،‌ الگوي كينزي خود را در مقابل الگوي بارو به اثبات رساند.
ميكين نيز ضمن نقد نظريه انتظارات عقلايي، وجود تورم در شرايط عدم اطمينان را در اقتصاد آمريكا به اثبات رسانده و به اين نتيجه رسيد كه رشد پول پيش‌بيني شده بر توليد واقعي مؤثر است و در نهايت ثابت مي‌كند كه پول خنثي نبوده و شرايط عدم اطمينان در چارچوب الگوي كينزي (دال بر وجود توهم پولي) وجود دارد.

ميشكين (1982)، اعتبار فرضيه پوليون را مورد سؤال قرار داده و آزمون انتظارات عقلايي و خنثايي پول را به طور جداگانه انجام داد . وي دريافت كه جزء قابل انتظار رشد پولي اثر عميقي بر سطح محصول و بيكاري در اقتصاد آمريكا دارد. وي در ادامه، آزمون خنثي بودن پول را همراه با عقلايي بودن انتظارات انجام داده و خنثايي پول را مورد ترديد قرار مي‌دهد.

سيمز و سارجنت با بهره‌گيري از تكنيك متغيرهاي خودرگرسيون (VAR)،‌ نتايج كلاسيك و خنثي بودن پول را به دست مي‌آورند. بلادي و سامانتا براساس داده‌هاي انگلستان نتايجي برخلاف الگوي كلاسيك، و نيز درات همين نتيجه را در بازار دارايي كشور كانادا تكرار مي‌نمايند .
6 . پيشينه مطالات تجربي در اقتصاد ايران
علي‌رغم اينكه تحقيقات زيادي در مورد تورم در ايران انجام گرفته است، ولي نتيجه واحدي مبني بر علل و ماهيت تورم در ايران به دست نيامده است. براي مثال، ابريشمي و مهرآرا (1377) در خصوص روابط بين تورم، نرخ ارز و رشد پول در اقتصاد ايران، طي دوره (75-1338) به اين نتيجه رسيده‌اند كه بيست درصد افزايش در حجم پول به دليل فراهم آوردن امكانات مالي بيشتر براي

سرمايه‌گذاري و افزايش ظرفيت توليدي، باعث افزايش 3/2 درصدي در توليد سال اول گرديده كه اين تاثير تا سال سوم به صورت صعودي ادامه داشته و سپس كاهش يافته است، به طوري‌كه در بلندمدت هيچ تاثيري در افزايش ظرفيت توليدي نداشته است. به عبارتي ديگر، هيچ رابطه بلندمدتي بين رشد اعتبارات بانكي ( ياحجم پول) و توليد قابل مشاهده نيست. همچنين در پايان نتيجه‌گيري شده است كه فرضيه سيكل بسته مربوط به نرخ ارز، حجم پول و قيمت‌ها (تورم) در اقتصاد ايران پذيرفته شده و خروج از سيكل فوق مستلزم كنترل حجم پولي و تغييرات ساختار توليدي اقتصادي

كشور به منظور كاهش وابستگي به واردات است.
طيب نيا (1379)، در رساله خويش تحت عنوان ”فرايند تورم در ايران“ به بررسي نظريه‌هاي مختلف تورم از قبيل: نظريه پولي تورم، نظريه ساختاري تورم و نظريه فشار هزينه پرداخت است. وي در بررسي نظريه پولي تورم، از الگوي هاربرگر براي دوره (70-1340) استفاده كرده و نتيجه گرفته است كه علامت ضريب نرخ رشد پولي دوره قبل داراي علامت (منفي) مخالف نظريه بوده و از نظر آماري معني‌دار نمي‌باشد. و لذا در اقتصاد ايران، متغيرهاي پولي تأخيري، فاقد تأثير معني‌دار بر تورم بوده و در نهايت محقق نتيجه گرفته است كه نظريه پولي در اقتصاد ايران، رفتار قيمت‌ها را به طور كافي توضيح نمي‌دهد.

ايكاني (1366) در كتاب خود تحت عنوان ”ديناميسم تورم در ايران (56-1339)“ به بررسي سنخيت مدل‌هاي پولي و ساختارگراي تورم، با اقتصاد ايران پرداخته و متغيرهاي پولي، ساختارگرا و فشار هزينه را در يك الگوي اقتصاد سنجي (روش OLS) تورم گنجانده است. ضرايب تخمين زده شده براي پول، نشانگر اين است كه 10 درصد افزايش در رشد پول، با حفظ ثبات ساير عوامل، تورم را تنها به ميزان 3 درصد افزايش مي‌دهد. كه اين نتيجه يافته‌‌‌هاي هاربرگر مبني بر همبستگي متناسب بين انبساط پولي و تورم را نفي مي‌كند. در ادامه براي بالا بردن قدرت توضيحي مدل، متغيرهاي ساختاري را وارد مدل كرده كه منجر به تائيد نظريه ساختار گرايان مبني بر رشد اندك بخش كشاورزي در فرايند تورمي شده است.

دادخواه (1364)، در گزارش تحقيقي خود تحت عنوان “فرآيند تورمي اقتصاد ايران
59-1349“ به بررسي و تبيين پديده تورم ايران در چارچوب تئوري پولي تورم پرداخته و نتيجه گرفته است كه همبستگي معني‌داري بين عرضه پول و تورم وجود دارد به طوري كه يك درصد افزايش در عرضه پول، باعث 7/0 درصد افزايش در سطح عمومي قيمتها مي‌گردد. دادخواه در نهايت نتيجه مي‌گيرد كه تئوري پولي در اقتصاد ايران كاربرد دارد و حجم توليد، مستقل از سياستهاي پولي بوده ونرخ رشد بهينه پول در ايران در حدود 12 درصد است.
درات (به نقل از طيب‌نيا، 1379)، در ارزيابي انتقادي خود از كار تحقيقي دادخواه به بررسي مجدد تئوري پولي تورم در ايران پرداخته و از طريق آزمون عليت گرنجر روابط علت و معلولي رشد عرضه پول و تورم در دهه 1350 را مورد آزمون قرار داده است. وي نتيجه گرفته است كه هيچ رابطه علت و معلومي بين تورم و رشد عرضه پول وجود ندارد. و در نهايت پيشنهاد مي‌كند كه براي اقتصاد ايران، هر دو متغير عرضه پول و تورم بايد درون‌زا در نظر گرفته شوند.
7. مطالعات انجام شده در مورد سياست‌هاي پولي براساس انتظارات عقلايي

در ايران
در مقاله‌اي كه توسط جلالي نائيني و شيوا (1379)، تحت ”عنوان سياستهاي پولي، انتظارات عقلايي، توليد و تورم“ نوشته شده است، اثرات سياست پولي بر توليد و تورم در دوره 70-1340 ارزيابي گرديده است. در اين مقاله، براي آزمون خنثايي و عقلايي بودن انتظارات در مورد پيش‌بيني نرخ حجم پول از مدل بارو استفاده شده و نتايج حاصله بيانگر اين است كه رشد حجم پول و نقدنيگي در ميان مدت و درازمدت تاثير قابل توجهي روي توليد ناخالص داخلي در ايران نداشته و تنها باعث استمرار فشارهاي تورمي گشته است.
اقتصاددانان فوق، همچنين در رگرسيون توليد ناخالص د

اخلي بر روي نرخ رشد نقدينگي غير منتظره و نرخ رشد پيش‌بيني شده،‌به نتيجه مغاير با نظريه بارو رسيده‌اند. چرا كه مطابق نظريه بارو ضرايب نرخ رشد نقدينگي غير منتظره بايستي داراي علامت مثبت بوده و همچنين ضرايب حجم نقدينگي پيش‌بيني شده از لحاظ آماري مخالف با صفر نباشند، در حالي كه ضرايب به دست آمده در اين مقاله، در مورد نرخ رشد پيش‌بيني نشده داراي علامت منفي و ضرايب حجم پيش‌بيني شده پول معني‌دار مي‌باشند.

در قسمت ديگر اين مقاله، براي بررسي رابطه بين سطح قيمت‌ها و حجم پيش‌بيني نشده نقدينگي، نظريه بارو به بوته آزمون كشيده شده است. نتايج حاصله بيانگر اين است كه ضريب لگاريتم حجم پول ( به طور همزمان) كمتر از يك و معادل (4879/0) بوده، كه با نظريه بارو مغايرت دارد. همچنين، علامت ضريب‌هاي رشد نقدينگي غير منتظره منفي بوده، كه اين امر نيز با نظريه بارو مغايرت دارد.
در تحقيقي ديگر كه توسط كميجاني و منجذب (1379) تحت عنوان ”آزمون توهم پولي براساس نظريه انتظارات عقلايي“ انجام گرفته است، از مدل بارو و الگوي كينزي پسران استفاده شده است. در بررسي‌هاي اوليه، الگوي كينزي پسران تحت آزمون‌هاي مركب و غير مركب به صورت معني‌داري در مقابل آزمون بارو، تاييد شده است. محقق تاييد الگوي كينزي را تلويحاً، مؤيد مصداق فروض كينزي در اقتصاد در بلندمدت دانسته و متعاقباً‌ آزمون توهم پولي را براساس الگوي كينزي انجام داده

است. نتايج حاصل از آزمون توهم پولي كه براساس الگوي مرجح پسران صورت گرفته است، نشان مي‌دهند كه الگو دچار توهم پولي بوده و شكل‌گيري انتظارات بصورت غيرعقلايي است.
نتيجه ديگر اينكه تسري اطلاعات رشد پول با سه تاخير (فصلي) بر سطح قيمت‌ها صورت گرفته و لذا خنثي نبودن پول در كوتاه‌مدت مورد تأييد قرار گرفته است.

در مقاله‌اي ديگر تحت عنوان ”آثار رشد پولي قابل انتظار و غير قابل انتظار بر متغيرهاي كلان اقتصادي“ ختائي و دانه كار (1379)، ضمن توضيحاتي درباره انتظارت عقلايي و كاربرد آن، اثر رشد پولي قابل انتظار و غيرقابل انتظار را به بوته آزمون كشيده و از مدل بارو بر اساس انتظارات عقلايي استفاده شده كه در آن ابتدا معادله رشد نقدينگي و همچنين رشد پول قابل انتظار با بكارگيري متغيرهاي رشد مخارج دولتي، نرخ بيكاري (لگاريتمي) و رشد پولي با يك دوره تاخير، بعنوان متغير توضيحي تخمين زده شده و مشاهده گرديده است كه ضريب بيكاري تفاوت معني‌داري با صفر ندارد.

نتايج حاصله، براي متغير رشد نقدينگي و براي رشد پول، تفاوت معني‌داري نداشته و منجر به رد فرضيه بارو شده است. چرا كه در هر دو حالت ضرايب نرخ رشد پيش‌بيني شده پول و نقدينگي مخالف صفر شده است.
نتايج كلي كه در اين مقاله عنوان شده است عبارتند از:
اول رابطه بين نرخ بيكاري و رشد پولي، مطابق نظريه بارو نبوده كه اين تناقض ممكن است به علت عدم توجه مقامات پولي به ميزان نرخ بيكاري در هنگام اتخاذ سياست‌هاي پولي و عدم دقت آمارهاي مربوط به نرخ بيكاري باشد. دوم سياستهاي پولي در بلند مدت خنثي است. سوم سياست‌هاي پولي قابل انتظار، در كوتاه‌مدت برخلاف فرضيه انتظارات عقلايي بر متغيرهاي حقيقي اثر مي‌گذارد. همچنين سياست‌هاي پولي غيرقابل انتظار، برخلاف انتظارات عقلايي بر متغيرهاي حقيقي اقتصاد اثر عكس دارد.

در يك مقاله ديگر، كه براساس روش ميشكين، توسط ختايي و قديمي‌نيا (1379) ارايه گرديده است، آزمون خنثايي پول همراه با عقلايي بودن انتظارات براي دوره 72-1338 انجام گرفته است. نتايج حاصله بيانگر اين است كه تشكيل انتظارات در ايران همانند بعضي از كشورهاي اوپك و كشورهاي آسياي جنوب‌شرقي، به صورت غيرعقلايي مي‌باشد. همچنين فرضيه مشترك خنثايي پول و عقلايي بودن انتظارت رد شده و عنوان شده است كه در رد اين فرضيه، انتظارات عقلايي نسبت به خنثايي پول، نقش بيشتري داشته است.
8 . بررسي مدل كلاسيك تورم

اين مدل با يك تابع تقاضا براي پول كه توسط كاگان (Cagan, 1956) تصريح شده است، شروع مي‌شود.
(1) mt - pt = yt -it +t
mt نشانگر لگاريتم طبيعي ذخير پول، Pt لگاريتم طبيعي سطح عمومي قيمتها، yt لگاريتم طبيعي محصول واقعي، it نرخ بهره اسمي و t نيز جمله تصادفي خطا با ميانگين صفر در دروه t مي‌باشند. فرض استاندارد نرمال بيانگر اين است كه t از فرايند گام تصادفي تبعيت مي‌نمايد، يعني:
(2) t = t-1 + t

كه در اينجا t نوفه سفيد مي‌باشد. همچنين مقصود از درآمد واقعي، درآمد دايمي است. مدل كلاسيك رابطه فيشر (Fischer, 1978) را براي نرخ بهره اسمي فرض مي‌كند، يعني:
(3) it = rt +E [t+1 | t-k+1]
rt نرخ بهره واقعي و E[ ] اميد رياضي و t = pt -pt-1 نرخ تورم لگاريتمي و نيز
t-k+1 مجموعه اطلاعات در دسترس در دوره t-k+l مي‌باشد. مدل تحت سيستم انتظارات عقلايي است يعني اينكه افراد از تمام اطلاعات در دسترس براي ساختن انتظاراتشان از نرخ تورم آينده استفاده مي‌كنند. فرض مي‌شود محصول واقعي و نرخ بهره واقعي از فرايند گام تصادفي تبعيت كرده و محصول واقعي داراي يك جمله رانش است ( درواقع، جمله رانش، ، معرف نرخ رشد محصول مي‌باشد):
(4)
به طوري كه جزء اخلاهاي داراي ويژگي نوفه سفيد هستند.
با گرفتن تفاضل مرتبه اول از معادله اول و تركيب آن با معادلات (2 تا 4) عبارت زير حاصل خواهد شد:
(5)
به طوري كه t = (1-L)mt نشانگر رشد لگاريتمي پول بوده و عبارت
t =t + 1t -2t از خصوصيات نوفه سفيد برخوردار است. با گرفتن اميد رياضي از معادله (5) به شرط وجود اطلاعات t-k+1 و حل آن براي n دوره آينده، نتايج زير حاصل مي‌شود:
براي اينكه انتظارات تورمي و در نتيجه تورم ايستا بدون حباب بوده باشد بايستي شرايط اريب به صورت زير برقرار باشد
(7)

يعني اگر معادله (7) برقرار باشد،‌راه حل بدون حباب براي نرخ تورم به صورت زير خواهد بود:

از طرف ديگر اگر شرايط اريب ارضاء نگردد، حبابهاي عقلايي پيدا خواهند شد و براي اينكه با انتظارات سازگار باشند، بايستي به طريقه زير تكميل گردند:
(9)
در نهايت، راه‌حل معادله (9) منجر به معادله تفاضلي زير مي‌شود
(10)
در حالي‌كه متغير تصادفي t شرايط زير را خواهد داشت:
(11)
بنابراين راه حل براي تورم همراه با حبابها به صورت زير خواهد بود :
(12)
حضور حبابها يكسري پيمادهايي راخواهد داشت. اينكه ايستايي تفاضل‌هاي تورم را از هر درجه كه باشد از بين مي‌برد. با گرفتن تفاضل مرتبه اول از حبابها در معادله (10)، و به‌كار بردن وقفه (L)، نتايج زير حاصل مي‌شود :
(13)
مي‌توان عمل تفاضل‌گيري را در مورد حباب‌ها ادامه داد. درهر حال فرم ARMA هرگز ايستا نخواهد بود و يا اينكه معكوس پذير نخواهد بود زيرا ريشه درون دايره به شعاع واحد است.
در واقع حباب‌ها معرف يك نا ايستايي غير قابل تفاضل گيري‌اند، و همچنين همگرايي بين تورم و رشد پول را از بين مي‌برند. چرا كه حباب‌ها در مدل‌هايي مي‌توانند بوجود بيايند كه سطح قيمت فعلي (تورم)، تابعي از سطح قيمت مورد انتظار در آينده (تورم) باشد. از لحاظ تئوري، در چنين

حالتي، حتي اگر رشد پول هم ثابت مانده باشد، تورم مي‌تواند شتاب بگيرد و در نتيجه فاصله ما بين تورم و رشد پول به مرور زمان بيشتر و بيشتر گرديده تا اينكه همگرايي آنها غيرممكن مي‌گردد. از اينرو، اگر تورم و رشد پول همگرا باشند مي‌توان وجود حبابهاي تورمي را نفي كرد . مطابق معادله (12) با فرض اين كه رشد پول و تورم بعد از يك بار تفاضل‌گيري ايستا باشند ( انباشته از درجه يك باشند
(1) I)، و نيز اينكه رشد محصول واقعي ثابت است، مطابق ديدگاه كلاسيكها، سمت چپ معادله (12) يك رابطه تعالي از رشد پول و تورم با بردار همگرائي / = [1, -1] و يك عرض از مبدا مي‌باشد، به طوري كه سمت راست، پسماندهاي (Zt) را نشان مي‌دهد. اگر هيچ حبابي وجود نداشته باشد، پسماندها ايستا بوده و تورم و پول همگرا از مرتبه (1، 1) مي‌باشند. در هر حال در حضور حباب‌ها، پسماندهاي رگرسيون ايستا نخواهد بود. از اين‌رو اگر تورم و رشد پول همگرا باشند، هيچ حبابي وجود نخواهد داشت. به علاوه همگرايي رشد پول و تورم، ناايستايي هر گونه مشاهدات غيرقابل مشاهده را از بين مي‌برد .
9. محدوديت‌هاي بين معادله‌اي

ديدگاه كلاسيكهاي جديد از تورم نمايانگر اين است كه نرخهاي تورم تابعي از نرخهاي رشد فعلي و آينده پول بوده و نيز عاملان اقتصاد در تشكيل انتظاراتشان نمي توانند دچار خطاي منظم بشوند. اين روابط يكسري از محدوديت‌هاي قابل آزمون را روي فرايند تورم به منظور عقلايي بودن انتظارات بوجود مي‌آورند. فرايند ايجاد تورم بدون حضور حباب‌ها در مدل كلاسيك به شكل زير است:
(14)
حال بايد يك شكل تصحيح خطا از فرايند رشد پولي به منظور پيش‌بيني فراهم نموده و سپس محدوديت‌هاي بيان شده بوسيله معادله (1) را آزمون نمود.
فرض كنيد تورم و رشد پول هر دو انباشته از درجه يك، (1)I، و همگرا، يعني (1 و 1)CI هستند. در حال حاضر هدف ايجاد يك شكل تصحيح خطا از فرايند تورمي است.
بردار سري زماني Xt = [t , t] را در نظر بگيريد،‌كه بر طبق قضيه تجزيه والد ( به نقل از كاتبرسون و همكاران، 1992، صص 88-78) مي‌تواند به صورت زير باشد،
(15) (1- L) Xt = C(L) Vt
در حالي كه C(L) يك ماترس 2×2 از عملگر وقفه و Vt بردار نوفه

سفيد و به صورت
Vt =[V1t¬, V2t] مي‌باشد.
انگل و گرنجر نشان دادند كه شكل ARMA از فرايند ( ميانگين متحرك، MA) معادله (15) معكوس‌پذير نبوده و يك شكل تصحيح خطاي بسيار مناسب مي‌باشد. به همين منظور هر دو طرف معادله (15) را در بردار همگراي /= [1, -1] ضرب كرده تا نتايج زير بدست‌ آيد:
(16)‌ (1-L) Zt = / (1-L)Xt =/C(L) vt
Zt برابر با منفي نرخ رشد واقعي پول، يعني t -t مي‌باشد. براي اينكه Zt ايستا باشد (يعني (I(0) بايستي شرط زير برقرار باشد.

(17)
بردار صفر است. لذا، C (L) = C(1) + (1-L) C* (L) به راحتي نمي‌تواند قابل معكوس به فرم AR از بردار Xt باشد.
انگل و گرنجر (1987) نشان دادند كه فرايند CI (1, 1)از معادله (15) يك شكل تصحيح خطا به شكل زير خواهد داشت
(18) (1-L) Xt = A* (L) (1-L) Xt - . Zt-1 + b (L)Vt
A* (0) = 0 و  يك بردار 1×2 ثابت بوده و det[C(L)]=[(1-L)b(L)] و b (L) يك چند جمله‌اي وقفه‌دار عددي است . از آنجائيكه b(L) معكوس‌پذير است. با ضرب كردن معادله (18) به b-1(L) نتيجه زير را خواهد داد:
(19) 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 مي‌تواند به شكل زير نوشت :
(21)

به منظور ايجاد تخمين‌هاي بهينه از رشد پول، مي‌توان شكل ديگري از معادله فوق را به صورت زير نوشت:
(22)
(23) Yt = et =

(24) 12p 12p-1 . 122 121 11p 11p-1 . 112 111
0 0 . 0 0 0 0 . 0 1
0 0 . 0 0 0 0 . 1 0
. . . . . . . . . .
0 0 . 0 0 0 1 . 0 0
22p 22p-1 . 222 221 21p 21p-1 . 212 211
0 0 . 0 1 0 0 . 0 0
0 0 . 1 0 0 0 . 0 0
. . . . . . . . . .
0 1 . 0 0 0 0 . 0 0

ماتريس قرينه مدل VAR مي‌باشد. بنابراين تخمين‌هاي بهينه از Yt مي‌تواند به شكل زير باشد:
(25)
مجموعه اطلاعات در دسترس براي اقتصاد مي‌باشد. در قسمت بعدي، آزمونهاي لازم آورده خواهند شد.
10 . نتايج تجربي
10ـ1 . آزمونهاي ايستايي
قبل از حركت به سمت آزمون‌هاي همگرايي، لازم است كه درجه انباشتگي متغيرهاي مورد نظر مشخص گردد. به همين منظور، آزمون‌هاي ايستايي ديكي ـ فولر، آزمون تابع خودهمبستگي (آماره باكس ـ پايرس و لانگ ـ باكس)، فيليپس پرون و آزمون پرون، راه‌هايي هستند كه مي‌ توان بوسيله آنها به درجه ايستايي متغيرها پي‌برد. ولي از آنجايي‌كه كشور ايران شاهد انقلاب و جنگ بوده، در نتيجه احتمال تغييرات ساختاري و شكستگي در داده‌ها وجود داشته و بنا به استدلال پرون، در اين

حالت آماره ديكي ـ فولر و آماره‌هاي مشابه مناسب نمي‌باشند، لذا از آزمون پرون براي سه حالت مختلف تغيير در عرض از مبدا تابع روند، تغيير در شيب تابع روند و تغيير در عرض از مبدا و شيب تابع روند و نيز آزمون تابع خود همبستگي‌ استفاده گرديده است. نتايج در جدول‌هاي (1) و (2) كه بوسيله نرم‌افزارهاي Microfit و Eviews آماده گرديده‌اند، نوشته شده است.
10ـ2. آزمون ريشه واحد پرون

آزمون پرون براي متغيري نظير Y، با برآورد معادله زير شروع مي‌شود(Perron, 1990) .

اگر زمان شكست ساختاري با TB نشان داده شود، خواهيم داشت:
IF t = TB+1 du1=1 در غير اينصورت du1=0 خواهد بود
IF t>TB du=1 در غير اينصورت du=0 خواهد بود
در آزمون فوق، فرض H0 (صفر) وجود ريشه واحد با شكستگي در يك زمان، در مقابل فرض پايايي و روند معين است. نتايج اين آزمون در جدول (1) آورده شده است.
جدول شماره 1 ـ آزمون پرون (پارامتر  برابر 4/0 در نظر گرفته شده است)
آماره پرون براي حالت سطح آماره پرون براي حالت تفاضل مرتبه اول

وضعيت / متغير تورم (تفاضل مرتبه اول لگاريتم قيمتها) رشد نقدينگي (تفاضل مرتبه اول لگاريتم نقدينگي) مقادير بحراني پرون (5/2%) تورم رشد نقدينگي
تغيير در شيب 56/3- 4- 01/4- 64/5- 61/7-
تغيير در عرض از مبدا 69/3- 55/3- 26/4- 7/5- 95/7
تغيير در شيب و عرض از مبدأ 53/3- 88/3- 53/4- 47/5- 78/7-

نتيجه فرضيه H0 رد نمي‌شود رد نمي‌شود رد‌مي‌شود رد مي‌شود

نتايج مندرج در جدول (1)‌ نشان مي‌دهند كه متغيرهاي تورم و رشد نقدينگي (لگاريتمي)، با تفاضل مرتبه اول ايستا مي‌شوند و يا به عبارت ديگر، متغيرهاي مدل انباشته از مرتبه اول I(1) هستند. در عين حال، از آنجايي كه تورم و رشد نقدينگي، به ترتيب، تفاضل اول قيمت‌ها و نقدينگي هستند، مي‌توان نتيجه گرفت كه متغيرهاي قيمت‌ها و نقدينگي، انباشته از مرتبه دوم I(2) هستند ( البته به صورت لگاريتمي).
10ـ3 . آزمون ايستايي با استفاده از تابع خودهمبستگي
در اين آزمون، فرضيه مخالف صفر بودن ضرايب تابع خود همبستگي وقفه‌هاي يك سري زماني به صورت توأم با استفاده از آماره‌هاي باكس ـ پايرس (Q) و لجانگ ـ باكس (LB) آزمون مي‌شوند . اين آماره‌ها به صورت زير مي‌باشند:

Q و LB داراي توزيع كاي ـ مربع با درجه آزادي m، حجم نمونه n، تعداد وقفه k و k نيز تابع خود همبستگي با k وقفه زماني مي‌باشند. نتايج اين آزمون براي متغيرهاي رشد پول و تورم در جدول (2) آورده شده‌اند.
جدول شماره 2 ــ آزمون ايستايي تابع خودهمبستگي، باكس ـ پايرس و لجانك ـ‌ باكس
LB Q LB LB Q Q متغير
تفاضل دوم تفاضل دوم تفاضل اول در سطح تفاضل اول در سطح
0053/0 005/0 43/23 94/37 76/21 3/35 لگاريتم قيمتها
09/3 87/2 33/15 24/14 46/38 78/35 لگاريتم پول

براي داده‌هاي دو سري زماني لگاريتم قيمت‌ها و لگاريتم نقدينگي، در هر دو حالت سطح و تفاضل اول داده‌ها، بالا بودن مقادير آماره‌هاي Q و LB كه عملاً مقادير احتمال به دست آمده براي چنين مقاديري از كاي ـ دو برابر صفر هستند، نشانگر معني‌دار بودن آماره‌ها هستند ولي براي حالت تفاضل مرتبه دوم كه همان تفاضل مرتبه اول متغيرهاي تورم (لگاريتمي) و رشد نقدينگي (لگاريتمي) مي‌باشند، چنين نيست. بنابراين مي‌توان نتيجه گرفت كه متغيرهاي تورم و رشد نقدينگي

(لگاريتمي)، ايستا از تفاضل مرتبه اول بوده و يا به عبارتي ديگر متغيرهاي لگاريتم نقدينگي و لگاريتم سطح قيمتها (‌عمده‌فروشي) ايستا از تفاضل مرتبه دوم، (2)I هستند.