تأثیر شوک های مالی بر تولید و سطح قیمت در ایران با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری ساختاری

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار دانشگاه علامه طباطبایی

2 استادیار دانشگاه علامه طباطبایی

3 دانشجوی کارشناسی ارشد علوم اقتصادی

چکیده

هدف این مقاله بررسی آثار تکانه‌های مالی بر تولید ناخالص داخلی و سطح قیمت‌ در ایران با استفاده از داده‌های فصلی، طی دورة زمانی 1389:4-1367:1 است. در این راستا از الگوی خودرگرسیون‌ برداری ساختاری (SVAR) استفاده شده است. نتایج حاصل از توابع واکنش آنی برای متغیرهای مدل نشان می‌دهد اجزای مختلف هزینه‌ی دولت و درآمد مالیاتی آثار متفاوتی در کوتاه‌‌مدت و بلند‌مدت بر متغیرهای کلان به‌جای می‌گذارند. تکانة مثبت در مخارج کل و مخارج جاری دولت، تولید را در کوتاه‌مدت به صورت موقت افزایش می‌دهد و نیز منجر به افزایش سطح قیمت‌ها می‌شود؛ این درحالی است که هزینه‌های عمرانی اثر مثبت پایدارتری بر تولید دارد، اما بر سطح قیمت تأثیر ندارد. تکانة مثبت در کل درآمد مالیاتی اثر چندانی بر تولید نشان نمی‌دهد، اما در کوتاه‌مدت اثر منفی بر سطح قیمت‌ اعمال می‌کند. بررسی اجزای درآمدهای مالیاتی حاکی از آن است که تکانه‌های مثبت در مالیات‌های مستقیم باعث کاهش تولید و سطح قیمت‌ در کوتاه‌مدت می‌شود و مالیات‌های غیرمستقیم اثر معناداری بر این متغیرها ندارد.  

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

از جمله سیاست­هایی که توسط دولت در جهت تحقق اهداف اقتصادی به کار گرفته می­شود، سیاست­های مالی در قالب استفاده از ابزارهای عمده­ی بودجه یعنی مخارج دولت و مالیات­ها است. تغییرات در متغیرهای بودجه می­تواند واکنش خودکار این متغیرها نسبت به تغییرات در شرایط اقتصادی باشد یا از سوی دولت و سیاستگذاران به­صورت صلاحدیدی و سیستماتیک انجام گیرد، اما از سوی دیگر این تغییرات ممکن است، تغییرات برون­زا و پیش­بینی نشده در سیاست­ها را نشان دهد که از آن­ها تعبیر به تکانه یا شوک­های سیاست مالی می­شود. درواقع منظور از تکانه­ی مالی، هر نوع انحراف از قاعده و قانونِ بودجه به­صورت غیرمنتظره و پیش­بینی نشده است.  

     اثر مستقیم وقوع شوک­ها ایجاد تلاطم و نابسامانی در متغیرهای اقتصادی است. شوک­ها ازطریق رابطه­ی متقابل هر یک از متغیرهای اقتصادی با سایر متغیرها در کل اقتصاد انتشار می­یابند و می­توانند منجر به بی­ثباتی در اقتصاد شوند. با توجه به حساسیتی که متغیرها نسبت به تکانه­های ناشی از سیاست­های مالی دولت می­توانند داشته باشند، ضروری است این تکانه­ها شناسایی شوند و اثرات آن­ها در کوتاه­مدت و بلندمدت بر متغیرهای اقتصاد کشور مورد بررسی قرار گیرد.

     در این مقاله به دو سوال اصلی پاسخ داده می­شود؛ اول، آیا وقوع شوک وارده از طرف متغیرهای مالی یعنی مخارج دولت و درآمدهای مالیاتی و اجزای آن­ها می­تواند بر متغیرهای مهم اقتصاد مانند تولید و سطح قیمت­ها تأثیر معناداری بگذارد و دوم، اثرات کوتاه­مدت و بلندمدت شوک­های مالی بر این متغیرها به چه صورت است. به عبارت دیگر هدف این مقاله بررسی اثرات پویای تغییرات پیش­بینی نشده در متغیرهای سیاست­های مالی، یعنی انواع مخارج دولت و درآمدهای مالیاتی بر تولید ناخالص داخلی و سطح قیمت­ها در ایران است. در این راستا جهت شناسایی تکانه­های مالی و بررسی اثرات آن­ها از مدل خودرگرسیون برداری ساختاری(SVAR) و توابع واکنش آنی به دست آمده از آن استفاده می­شود.

ساختار مقاله به این صورت است که در بخش دوم ضمن اشاره به پیشینة موضوع تحقیق، توضیح مختصری در رابطه با وضعیت بودجه­ی ایران داده خواهد شد. بخش سوم به ارایه مدل و برآورد آن اختصاص یافته است و بخش چهارم نیز به تفسیر نتایج می­پردازد.

2. پیشینه موضوع

مناقشه بین مکاتب مختلف اقتصادی پیرامون حوزة دخالت دولت در اقتصاد و نحوة اثرگذاری سیاست­های دولت از دیرباز وجود داشته است. هر یک از مکاتب بسته به شرایط زمانی که در آن قرار داشتند و مفروضاتی که در چارچوب آن، نظرات خود را مطرح کرده­اند، دیدگاه متفاوتی در رابطه با سیاست­های دولت ارائه داده­اند. برخی اقتصاددانان مانند کینزین­ها دخالت دولت را در اقتصاد ضروری می­دانند و طرفدار استفاده از سیاست­های مالی هستند و برخی دیگر(کلاسیک­های جدید و طرفداران مکتب پولی) معتقدند سیستم اقتصادی ذاتاٌ پایدار است و دخالت دولت و سیاستگذاری نامناسب را عامل اصلی نوسانات اقتصادی و تشدید آن­ها می­دانند. به هر حال این انتظار وجود دارد که دخالت دولت در بازار به دلیل اثر متقابل بین متغیرها که از آن­ها اطلاعی نداریم، آثار گسترده­ای به دنبال داشته باشد و منجر به بی­ثباتی در اقتصاد گردد. برای وارد شدن به بحث، بررسی کوتاهی از بودجه در ایران می­تواند مؤثر باشد که در ادامه به آن پرداخته می­شود.

     مطالعات زیادی در خارج از کشور اثر تکانه­های مالی دولت را بر اقتصاد بررسی کرده­اند. در سال1999 بلنچارد و پروتی[1]، اثرات پویای شوک­های مخارج دولت و مالیات­ها را بر تولید امریکا طی دورة زمانی 1949:1 - 1997:4، بررسی کرده­اند. آن­ها در مدل خود باقیمانده­های فرم خلاصه شده از مدل خودرگرسیون برداری برای معادلات مخارج دولت و مالیات­ها، که درواقع بیانگر تغییرات غیر منتظره در این دو متغیر هستند را به صورت ترکیب خطی از نوسانات غیرمنتظره در تولید و شوک­های ساختاری مخارج و مالیات درنظر می­گیرند و پس از شناسایی شوک­های مالی از طریق وضع یک­سری محدودیت بر روابط همزمان بین متغیرها، اثر آن­ها را بر متغیر تولید بررسی می­کنند. نتایج حاکی از آن است که شوک­های مثبت در مخارج دولت، اثر مثبت و شوک­های مثبت مالیات­ها، اثر منفی بر تولید دارد. روش بلنچارد و پروتی برای شناسایی شوک­های مالی، در مطالعات زیاد دیگری از جمله مطالعه­ی پروتی[2] (2004) برای 5 کشور عضو OECD شامل امریکا، آلمان غربی، انگلستان، کانادا و استرالیا، یونال[3] (2011) برای 4 کشور عضو OECD، باریل و همکاران[4](2009) در اتحادیة اروپا و آمریکا، تنهافن و همکاران[5] (2006) برای کشور آلمان و دی‌کاسترو و هرناندز دی­کاس[6] (2006)دراسپانیا به کار گرفته شده است.[7] اکثر این مطالعات اثر مثبتِ افزایش مخارج دولت یا کاهش مالیات­ها را بر تولید در کوتاه­مدت نشان می­دهند، اما اندازه و تداوم این اثرات در پژوهش­های مختلف بسته به شرایط اقتصاد کشور، تصریح مدل و دوره­ی زمانی مورد بررسی متفاوت است.  

     برای شناسایی شوک­های مالی، مانتفورد و آهلیگ[8](2005) و کمال[9](2010)، روش متفاوتی را   به­کار می­گیرند. در این روش به جای اعمال قیدهایی که در مدل خودرگرسیون برداری ساختاری به­کارگرفته می­شود، قیود علامتی[10] را بر روی توابع واکنش آنیِ به­دست آمده از مدل خودرگرسیون برداری ساختاری وضع می­کنند. نتیجة این مطالعات حاکی از آن است که 1- شوک­های مخارج دولت اثر ضعیفی بر تولید دارند و 2- بهترین سیاست مالی که برای افزایش تولید می­تواند اتخاذ شود، کاهش مالیات با ثابت نگه داشتن مخارج دولت است.

رستریپو و رینکون[11](2006) نیز توسط مدل تصحیح ­خطای ساختاری(SECM)[12] و روش خود رگرسیون برداری ساختاری نشان می­دهند که در شیلی شوک مثبت درآمد مالیاتی اثر منفی گذرا و شوک مخارج دولت اثر مثبت گذرا بر رشد تولید دارد؛ در حالی­که در کلمبیا شوک مالیاتی اثری بر تولید نشان نمی­دهد، برخلاف شوک مخارج دولت که تأثیر چشم­گیری بر تولید دارد. به طور کلی تقریباٌ تمام این مطالعات اعمال سیاست­های مالیِ غیرمنتظرة دولت را عاملی برای بی­ثباتی متغیرها را دانسته­اند، هرچند در پژوهش­های مختلف نحوة اثرگذاری این سیاست­ها بر متغیرها متفاوت است.  

    در ایران نیز نتایج حاصل از پژوهش شفیعی و همکاران(1384)، روش­ خود بازگشت با وقفه‌های توزیعی[13](ARDL) حاکی از آن است که از میان ابزارهای سیاست مالی دولت، مخارج عمرانی و مالیات­ها به ترتیب دارای اثر مستقیم و معکوس معناداری بر رشد اقتصادی هستند، ولیکن مخارج مصرفی اثر معناداری بر رشد اقتصادی ندارد.

    زایر و غلامی(1386) به کمک الگوی خودتوضیح برداری غیرمقید نشان می­دهند که مالیات در کوتاه­مدت تأثیر معنا­داری بر متغیرهای تولید، مصرف و سرمایه­گذاری ندارد؛ اما مخارج دولت بر سرمایه­گذاری بخش­خصوصی و تولید ناخالص داخلی اثر مثبت دارد. نتایج حاصل از تجزیه­ی واریانس هم بیانگر تأثیرِ کم سیاست­ مالی بر هر یک از متغیرهای کلان در کوتاه­مدت است.      هم‌چنین گسکری و اقبالی(1386) با استفاده از یک تابع کاب داگلاس با بازدهی ثابت و با روش خودرگرسیون برداری با وقفه­های توزیعی، عرب مازار و چالاک(1387)با به­کارگیری مدل تعادل عمومی و سامتی و همکاران(1382) توسط سیستم معادلات همزمان در مطالعات خود به این نتیجه می­رسند که افزایش مخارج دولت (مصرفی و عمرانی)، اثر مثبت بر رشد اقتصادی ایران دارد.  کمیجانی و نظری(1389) با به­کارگیری روش خودرگرسیون برداری غیرمقید در همین رابطه، اثر منفی افزایش مخارج دولت بر رشد اقتصادی در کوتاه­مدت و اثر مثبت آن را در بلندمدت نتیجه می­گیرند.

     در هیج یک از مطالعات داخلی در این زمینه از روش خودرگرسیون برداری ساختاری (SVAR) استفاده نشده است، این درحالی است که این مدل­ها در بررسی اثرات تکانه­ها نتایج دقیق­تری نسبت به الگوهای خودرگرسیون برداری ساده ارایه می­دهند.

 

 

1-2. وضعیت بودجه در اقتصاد ایران

   مهم­ترین ویژگی بودجه در اقتصاد ایران نقش کلیدی درآمدهای نفتی در کل درآمدهای دولت و اتکای درصد بالایی از بودجة کشور به این درآمدها است. وابستگی زیاد به درآمدهای نفتی در بخش هزینه­های دولت به­وضوح خود را نشان داده است؛ به­گونه­ای که این عامل همواره از مهم‌ترین عوامل تأثیرگذار بر نوسانات هزینه­ها، به­خصوص هزینه­های عمرانی دولت بوده است. نمودار (1) هزینه­های عمرانی واقعی و درآمدهای نفتی واقعی دولت را که با شاخص ضمنی تولید ناخالص ­داخلی تعدیل شده­اند، با یکدیگر مقایسه می­کند. همبستگی قوی میان این دو متغیر به این معنا است که برنامه­های عمرانی دولت براساس یک راهبرد برنامه­ریزی شده و بلندمدت اجرا نمی‌شود و کاملا تحت تأثیر نوسانات درآمدهای نفتی است؛ این درحالی است که هزینه­های جاری دولت که نسبت به هزینه­های عمرانی سهم بیشتری از کل هزینه­های دولت را شامل می­شوند، به دلیل ماهیت چسبندگی و انعطاف­ناپذیری، با کاهش درآمدهای نفتی به اندازه‌ی هزینه­های عمرانی کاهش نمی­یابد و این امر می­تواند منجر به کسری بودجه شود.

 

نمودار1. مقایسة درآمدهای نفتی و هزینه­های عمرانی به قیمت ثابت سال 1376  

 

وابستگی زیاد به درآمدهای نفتی ازسوی دیگر موجب غفلت در استفاده از ابزارهای مالیاتی شده است. در ایران مالیات به دلیل ساختار ضعیف نتوانسته نقش چندانی در تأمین مالی دولت ایفا کند؛ به ­طوری ­که طی چهار دهه­ی اخیر نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی، به عنوان یک شاخص قابل قبول جهانی برای سنجش عملکرد نظام­های مالیاتی، به­طور متوسط، تنها 5/6 درصد[14] بوده است.

     وجود درآمدهای نفتی و عدم توجه به درآمدهای منطقی دولت مانند مالیات­ها، امکان گسترش بی­رویه­ی هزینه­های دولت در بودجه را فراهم کرده است و به دولت اجازه داده که در برخی موارد تصمیماتی اختلال­زا اتخاذ نماید. این امر بی­ثباتی متغیرهای کلان را به دنبال داشته است.

 

3.­ معرفی الگوی تجربی و متغیرها

در این مقاله به بررسی آثار شوک­های سیاست­ مالی بر متغیرهای تولید و سطح قیمت با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری ساختاری (SVAR) و با ایده گرفتن از روش بلنچارد و پروتی جهت شناسایی شوک­های مالی پرداخته می­شود. برخلاف مدل­های VAR غیرمقید یا ساده که فاقد پشتوانه نظریه اقتصادی هستند و تنها نقشی که اقتصاددان در تخمین مدل ایفا می­کند، تعیین نوع متغیرهایی است که باید وارد مدل شود، در روش SVAR با استفاده از نظریه­های اقتصادی و با درنظر گرفتن یک سری محدودیت­های نظری می­توان شوک­های ساختاری را از جملات پسماند فرم خلاصه­شدة مدل VAR غیرمقید استخراج و اثر پویای آن­ها را بررسی کرد. در این راستا در ابتدا باید یک مدل VARساده برآورد شود. الگوی مورد استفاده در پژوهش به صورت زیر است:     

 (1)                                                                                           

 

 

، بردار متغیرهای درون­زای سیستم، ماتریس ، رابطة بین بردار  و وقفه­های مربوط به آن، ماتریس  متغیرهای غیرتصادفی نظیر عرض از مبدأ، انواع متغیرهای مجازی و روند را نشان   می­دهد. بردار  نیز بردار باقیمانده­های فرم حل شده­ی مدل خودرگرسیون برداری است که بین این باقیمانده­ها همبستگی وجود دارد. در این مقاله برای بررسی اثر تکانه­های مالی دولت، از متغیرهای مخارج دولت و درآمدهای مالیاتی استفاده می­شود و با توجه به این که اجزای مختلف مالیات­ها و مخارج دولت ممکن است آثار متفاوتی بر اقتصاد داشته باشند، اثر این متغیرها به­تفکیک بررسی می­شود. هم‌چنین متغیرهای اقتصادی که به دنبال تحلیل واکنش آن­ها به شوک­های مالی هستیم، تولید و قیمت هستند. بنابراین متغیرهای درون­زا در مدل­های مختلفِ تحقیق شاملِ ( ): تولید ناخالص­داخلی به قیمت ثابت سال 1376، ( ): شاخص ضمنی تولید ناخالص داخلی به‌ عنوان شاخص قیمت،( ) هزینه­های جاری دولت،( )، هزینه­های عمرانی دولت، ( ): کل هزینه­های دولت که از جمع هزینه­های جاری و عمرانی به ­دست آمده است،( ): درآمدهای مالیاتی مستقیم (مالیات بر درآمد اشخاص، مالیات بر شرکت­ها و مالیات بر ثروت)، ( ): درآمدهای مالیاتی غیرمستقیم(مالیات بر واردات و مالیات بر مصرف و فروش) و( ): کل درآمدهای مالیاتی دولت است. لازم به ذکر است که تمام متغیرها توسط شاخص ضمنی تولید ناخالص داخلی سال 1376، به قیمت­های ثابت تبدیل شده­اند و به صورت لگاریتمی هستند. در این مطالعه از داده­های فصلی منتشره توسط بانک مرکزی ایران برای دورة زمانی 1367:1- 1389:4 استفاده شده است.

      قبل از تخمین، باید پایایی کلیه­ی متغیرها بررسی شود. نتایج مربوط به آزمون پایایی دیکی‌فولر تعمیم یافته(ADF)[15] برای متغیرها نشان می­دهد که تمام متغیرها انباشته از درجة یک هستند و با یک بار تفاضل­گیری مانا می­شوند. پس از بررسی مانایی، وقفة بهینة الگو باید تعیین شود. در الگوی اولیه یا پایه متغیرها شامل تولید، شاخص قیمت، کل مخارج و درآمدهای مالیاتی دولت هستند. برای تخمین مدل، وقفة مناسب با در نظر گرفتن عرض از مبدأ، روند و متغیرهای مجازیِ مورد نیاز، معادل 3 انتخاب شده است. در مرحلة بعد درصورتی که متغیرها هم­انباشته باشند، می­توان مدل خودرگرسیون برداری را در سطحِ متغیرها تخمین زد. جهت بررسی وجود رابطة هم­انباشته بین متغیرها از روش یوهانسن و یوسلیوس[16](1990) استفاده شده است. در این آزمون آمارة حداکثر مقدار ویژه(  ) و آمارة اثر( ) - در الگوهای مختلف از نظر وجود یا عدم وجود عرض از مبدأ و روند- مؤید وجود دو رابطة بلندمدت بین متغیرها است. بنابراین می­توان از الگوی خودرگرسیون برداری در سطح متغیرها جهت برآورد اولیة الگو استفاده و پس از آن مدل ساختاری را از فرم خلاصه شدة الگوی VAR استنباط کرد.

 3-1.­  برآورد مدل

  معادلة 2 فرم کلی مدل خودرگرسیون برداری ساختاری مورد استفاده را نشان می­دهد:  

(2)                                                         

                                                           

 ماتریس B (ماتریس  ) ضرایب شوک­های ساختاری و ، بردار شوک­های فرم ساختاری که متقابلا غیرهمبسته (و در نتیجه متعامد) فرض می­شوند، را نشان می­دهند. این فرض مورد نیاز است تا بتوان اثر پویای یک شوک را به­صورت جداگانه در نظر گرفت[17]. با ضربِ طرفین معادلة (2) در معکوس ماتریس A، رابطة زیر بین باقیمانده­های سیستم VAR و SVAR حاصل می­شود: 

                 (3)                                                                                  

   جهت برآورد پارامترهای فرم ساختاری لازم است تعدادی قید بر روابط بین پسماندهای رگرسیون ( ) و جملات اخلال سیستم معادلات ساختاری( ) وضع شود تا فرم ساختاری قابل تشخیص گردد. این محدودیت­ها باید از ملاحظات نظری سرچشمه بگیرد. با توجه به قیدهای وضع شده می­توان مدل­های SVAR را به سه حالت کلی دسته­بندی کرد: حالت اول که در آن ماتریس  به­صورت ماتریس واحد در نظر گرفته می­شود و حداقل قیود مورد نیاز برای شناسایی سیستم، تعداد   قید است که بر ماتریس  وضع می­گردد. حالت دوم که در آن ماتریس  و تعداد قیود لازم بر ماتریس ، مانند حالت اول است و حالت سوم که محدودیت­ها بر هر دو ماتریس A و B، وضع می­شود و حداقل قیود لازم برای شناسایی برابر با   است[18]. در مدل SVAR مورد استفادة ما، با پیروی از روش بلنچارد و پروتی، ارتباط میان باقیمانده‌های فرم حل­شده (جملات ) و فرم ساختاری( ) برای چهار معادلة مربوط به متغیرهای مورد بررسی به صورت زیر است:

 

 

 

 

 (4)                                             

 

 

 

 

دو معادلة اول تجزیة نوسانات بخش مالی را نشان می­دهند و تغییرات غیرمنتظره در ابزار سیاستی را به­عنوان تابعی از تغییرات غیرمنتظره در متغیرهای غیر سیاستیِ تولید و قیمت و فعالیت­های سیاستی صلاحدیدی غیرمنتظرة دولت (شوک­های مالی) درنظر می­گیرند. دو معادله­ی دیگر که مربوط به متغیرهای تولیدناخالص داخلی و شاخص قیمت هستند، تغییرات غیرمنتظره در تولید و قیمت را ناشی از تغییرات غیرمنتظره در متغیرهای مالی، سایر متغیرهای سیستم و شوک­های وارد بر تولید و قیمت فرض می­کنند. روابط بالا را می­توان به شکل ماتریسیِ زیر نوشت: 

 

 

 

 (5)                                                                                                                       

 

     A                                     B            

   با توجه به این‌که قیدها بر هر دو ماتریس A و B وضع شده­اند، بنابراین مدل خودرگرسیون برداری ساختاری در این تحقیق از نوع سوم یعنی مدل AB است. به دلیل وجود 4 متغیر در هر الگو تعداد محدودیت­ها حداقل باید برابر با 22 قید باشد. براساس روابط 4 و 5، تعداد 10 قید صفری بر ماتریس B (عناصر خارج از قطر اصلی به جز ضرایب (  و   )) و نیز 4 قیدِ برابر با یک (عناصر قطر اصلی ماتریس A ) و دو قیدِ صفر برای ضرایب  و   در ماتریس A لحاظ شده است. درنتیجه برای شناسایی کامل سیستم حداقل 6 قید دیگر موردنیاز است:

1- در ماتریس  بسته به اولویت­بندی دولت در تصمیمات بودجه در طول یک فصل، می­توان ضرایب  یا  را برابر با صفر قرار داد. با توجه به این که انتظار بر این است که دولت ابتدا هزینه­ها را مشخص کند و با توجه به آن­ها اقدام به جمع­آوری مالیات نماید، ضریب  را برابر با صفر قرار داده و ضریب  تخمین زده می­شود.  

2- از آنجا که در طول یک فصل مخارج دولت نسبت به تغییردر تولید عکس­العمل نشان نمی­دهد، ضریب  در ماتریس ، برابر با صفر است.   

3- با پیروی از روش بلنچارد و پروتی(1999)، کشش قیمتی مخارج دولت( )، بین صفر و 1- (معادل5/0-) در نظر گرفته می­شود؛ زیرا یک بخش از هزینه­های دولت (جزء غیر دستمزدی) نسبت به قیمت­ها بی­کشش است و بخش دیگر (جزء دستمزدی) نسبتا کشش­پذیر است.[19]

     سه قید مورد نیازِ باقیمانده برای شناسایی کامل سیستم، توسط محاسبه­ی کشش تولیدی و قیمتی کل درآمدهای مالیاتی و کشش قیمتی تولید به­دست می­آید. در این تحقیق با توجه به وجود روابط هم­انباشته بین متغیرها می­توان برای به­دست آوردن کشش­های مورد نیاز از مدل تصحیح خطا (ECM) استفاده کرد. براساس نتایج به­دست آمده از این روش، فقط معناداری کشش­های تولیدی مالیات­ها تأیید می­گردد و مقدار کشش­های بی­معنا در ماتریس A صفر لحاظ می­شود. بنابراین در این ماتریس، کشش تولیدی کل درآمدهای مالیاتی برابر با 6/1 و کشش قیمتی درآمدهای مالیاتی( ) و کشش قیمتی تولید ناخالص داخلی( ) صفر در نظر گرفته می‌شود. پس از وضع ­قیود موردنیاز بر دو ماتریس، مدل SVAR توسط تخمین­زن حداکثر درستنمایی(MLE[20]) تخمین زده می­شود. آزمون معناداری ضرایب نشان می­دهد که در میان 10 ضریبی که توسط نرم­افزار تخمین زده شده است، صفر بودنِ سه ضریبِ ( )، ( ) و ( ) را نمی­توان رد کرد. در نتیجه پس از صفر قرار دادن این سه ضریب، مجدداٌ مدل تخمین زده می­شود. البته باید توجه داشت که در مدل خودرگرسیون برداری ساختاری آمارة t قابل اعتماد نیست. ولی از آنجا که ارزش احتمالِ مربوط به آزمونِ نسبت درستنمایی برابر با 92/0 است، فرضیة صفر که در مدل SVAR معتبر بودن قیود را نشان می­دهد، پذیرفته و قیدها تأیید می­گردند. نتیجة تخمین دو ماتریس A و B با قیود بیش از حد شناسا به قرار زیر است:

              

                                     

با دراختیار داشتن مقادیر دو ماتریس و جملات پسماند فرم حل شدة  می­توان شوک­های ساختاری را استخراج و اثر آن­ها را بر متغیرها با استفاده از توابع واکنش آنی مورد بررسی قرار داد.

3-2.  توابع واکنش آنی حاصل از تخمین

نمودار2، واکنش متغیرهای تولید ناخالص داخلی و قیمت را به یک تغییر ناگهانی به اندازه‌ی یک انحراف معیار در متغیرهای مخارج دولت و درآمدهای مالیاتی را طی یک دوره‌ی 5 ساله (20 فصل) نشان می­دهد. منحنی­های نقطه­چین نمایانگر فواصل اطمینان در سطح اطمینان 95 درصد هستند.

 

 

 

واکنش قیمت به شوک مالیات

نمودار 2. توابع واکنش آنی کل هزینه­های دولت و کل درآمد مالیاتی

 

واکنش تولید به شوک هزینه

واکنش قیمت به شوک هزینه

واکنش تولید به شوک مالیات

 

 

        مأخذ: براساس نتایج تحقیق با استفاده از نرم افزار Eviews 7

 

 

وقوع یک شوک مثبت در مخارج دولت به اندازة یک انحراف معیار بر تولید ناخالص داخلی تنها طی دو فصل اثر مثبت دارد، پس از آن این اثر کاهش می­یابد که از نظر آماری در سطح اطمینان 95درصد معنادار نیست. لذا شوک­هایی از این نوع بر تولید فقط اثر موقتی دارد. از طرفی به دنبال این شوک، سطح قیمت­ها افزایش می­یابد و معناداری این اثر به لحاظ آماری تقریبا تا 3 سال تأیید می­گردد.افزایش ناگهانی درآمدهای مالیاتی منجر به کاهش معنادار سطح قیمت­ها تا فصل دهم  می­شود، اما بر تولید به لحاظ آماری اثر معناداری نشان نمی­دهد، علت این امر می­تواند نحوه­ی تأثیرگذاری متفاوتِ اجزای درآمدهای مالیاتی بر تولید باشد. از این­رو، در ادامه اثر درآمدهای مالیاتی مستقیم و غیرمستقیم به­صورت جداگانه بررسی می­شود.

 

3-2-1.‌ بررسی اثر اجزای مخارج و درآمدهای مالیاتی دولت

3-2-1-1.‌  اثر مخارج جاری و عمرانی دولت

برای بررسی نحوه‌ی اثرگذاری هزینه­های جاری و عمرانی دولت بر متغیرهای مورد نظر، دو مدل خودرگرسیون برداری ساختاری دیگر تخمین زده شده است. توابع واکنش آنیِ حاصل که در ردیف اول از نمودار 3 رسم شده است، نشان می­دهد با افزایش غیرمنتظره­ی هزینه­های جاری، در کوتاه­مدت تولید تنها در فصل اول افزایش می­یابد؛ این درحالی است که این تکانه، افزایش معنادار سطح قیمت­ها را تا 10 فصل به­دنبال دارد. لذا، گسترش هزینه­های جاری دولت نه­ تنها اثر چندان مثبتی بر تولید نشان نداده، بلکه منجر به افزایش سطح قیمت­ها و تورم گشته است. شوک مثبت در هزینه­های عمرانی، نسبت به هزینه­های جاری بر تولید ناخالص داخلی اثر پایدارتری نشان می­دهد و این متغیر را تا 15 فصل افزایش می­دهد. این افزایش در سطح اطمینان 95 درصد تا فصل ششم به لحاظ آماری معنادار است. واکنش سطح قیمت به این شوک، مثبت، اما از نظر آماری معنادار نیست.

3-2-1-2.‌ اثر شوک درآمدهای مالیاتی مستقیم و غیرمستقیم

 اثر شوک­های مالیاتی مستقیم و غیرمستقیم توسط تخمین دو مدل خودرگرسیون­برداری ساختاری دیگر بررسی شده است. یادآوری می­شود که در این دو الگو، کشش تولیدی و قیمتی درآمدهای مالیاتی مستقیم و غیرمستقیم باید جایگزین کشش تولیدی و قیمتی کل درآمدهای مالیاتی در ماتریس A شود. توابع واکنش آنی حاصل از تخمین این دو الگو، در نمودار (3)، نشان می­دهند که افزایش غیرمنتظره­ی درآمدهای مالیاتی مستقیم، اثر انقباضی بر تولید ناخالص داخلی دارد که این تأثیر از فصل سوم تا ششم در سطح اطمینان بالا معنادار است. سطح قیمت­ها نیز در واکنش به این تکانه، تا 8 فصل کاهش قابل توجهی پیدا می­کند. به دنبال افزایش پیش­بینی نشده­ی مالیات­های غیرمستقیم سطح قیمت­ها و تولید ناخالص داخلی پاسخ معناداری نشان نمی­دهد.  

نمودار 3. توابع واکنش آنی اجزای مخارج و درآمدهای مالیاتی دولت

      واکنش قیمت به هزینه عمرانی       واکنش تولید به هزینه عمرانی      واکنش قیمت به هزینه جاری            واکنش تولید به هزینه جاری            

 

واکنش قیمت به مالیات غیر مستقیم       واکنش تولید به مالیات غیر مستقیم     واکنش قیمت به مالیات مستقیم     واکنش تولید به مالیات مستقیم

 

          مأخذ: براساس نتایج تحقیق با استفاده از نرم افزار Eviews 7

 

3-3. تجزیة واریانس ساختاری[21]

 با کمک این روش می­توان فهمید که تغییرات یک متغیر(سری زمانی) تا چه حد متأثر از اجزای اختلال خود متغیر بوده و تا چه میزان از اجزای اختلال سایر متغیرهای درون سیستم تأثیر پذیرفته است. در جدول (1)، تجزیه‌ی واریانس دو متغیر تولید ناخالص داخلی و تورم برای مدل پایه (مدلِ شامل چهار متغیر کل مخارج دولت، کل درآمدهای مالیاتی، تولید و سطح قیمت) نشان داده شده است. ستون SE خطای استاندارد متغیرهای مربوط را نشان می­دهد. براساس اطلاعات این جدول، می­توان گفت شوک مخارج دولت نسبت به درآمدهای مالیاتی تأثیر بیشتری در نوسانات تولید ناخالص داخلی ایجاد می­کند؛ اما بیشترین سهم از تغییرات تولید مربوط به شوک خودِ این متغیر است. در رابطه با متغیر قیمت نیز نتایج تجزیة واریانس ساختاری نشان می­دهد که به­طور متوسط حدود 30 درصد از تغییرات قیمت­ از طریق شوک کل هزینه­های دولت، 30 درصد ازطریق درآمدهای مالیاتی و 40 درصد از طریق شوک مربوط به خودِ متغیر ایجاد شده است. تولید ناخالص داخلی قدرت کمی در توضیح­دهندگی قیمت­ها نشان می­دهد.

       به طور کلی نتایج تجزیة واریانس خطای پیش­بینی تولید ناخالص داخلی و سطح قیمت حاکی از آن است که تغییرات پیش­بینی نشده و غیرمنتظره در متغیرهای بودجه تأثیر خود را بیشتر در نوسانات سطح قیمت­ها نشان می­دهند تا تولید.

 

جدول 1. تجزیة واریانس متغیرهای تولید ناخالص داخلی و قیمت

متغیر

دوره(فصل)

S.E.

شوک مخارج دولت

شوک مالیاتی

شوک تولید

شوک قیمت

تولید

1

112/0

591/15

004/0

353/84

05/0

5

123/0

389/7

818/2

56/89

234/0

10

124/0

97/6

135/3

024/89

868/0

15

125/0

249/7

169/3

63/87

951/1

20

125/0

638/7

481/3

658/86

22/2

قیمت

1

123/0

274/2

219/8

582/0

923/88

5

169/0

08/22

399/15

491/0

020/62

10

181/0

918/29

420/26

541/0

120/40

15

183/0

624/29

624/30

557/0

193/39

20

184/0

218/29

981/30

645/0

145/39

 مأخذ: بر اساس خروجی نرم­افزار Eviews7 خلاصه و گزارش شده است.               

4. نتیجه­گیری

 در این مقاله اثر شوک­های مالی بر تولید ناخالص داخلی و سطح قیمت در اقتصاد ایران با استفاده از مدل خودرگرسیون برداری ساختاری برای دورة زمانی 1367:1 تا 1389:4 مورد بررسی قرار گرفت. نتایج حاصل از تخمین مدل و توابع واکنش آنی حاکی از آن است که افزایش غیرمنتظره­ی مخارج جاری بر تولید اثر مثبت موقت دارد، درحالی که چنین تکانه­ای افزایش معنادار سطح قیمت­ها را تا 12 فصل به دنبال داشت. در مقایسه با تکانه­ی هزینه جاری، آثار مخربِ تکانه­های مخارج عمرانی کمتر است. شوک مثبت در هزینه­های عمرانی دولت اثر مثبتِ پایدارتری بر تولید نشان داد که به لحاظ آماری تا 6 فصل معنادار بود، اما بر سطح قیمت اثر چندانی نشان نداد. البته این نکته را باید درنظر گرفت که اگر چه پروژه­های عمرانی تأثیر بیشتر بر تولید دارند، اما چون در نهایت بر گسترش هزینه­های جاری هم تأثیرگذار هستند، تورم­زا خواهند بود. در صورت مدیریت صحیح پروژه­های عمرانی، آثار این هزینه­ها می­تواند سریعا به سمت عرضه کشانده شود و تورم ایجاد شده را تعدیل کند. اما تأخیر در اجرا و اتمام این پروژه­ها جریان تقاضا را تسریع و جریان عرضه را کند می­کند.

     بررسی درآمدهای مالیاتی مستقیم و غیرمستقیم نشان داد که سیاست­های مالیاتی پیش­بینی نشده و غیرمنتظره توسط دولت نیز بی­ثباتی در متغیرها را به دنبال دارند. افزایش مالیات­های مستقیم مطابق انتظار، کاهش تولید ناخالص داخلی و کاهش سطح قیمت­ها را موجب شد، اما مالیات­های غیرمستقیم نوسان کمتری در متغیرهای موردنظر ایجاد کرد و تأثیر چندانی بر تولید و سطح قیمت نشان نداد.

     به­طور کلی می­توان گفت که اعمال سیاست­های برنامه­ریزی نشده و غیرمنتظره از سوی دولت می­تواند در کوتاه­مدت منجر به بی­ثباتی در متغیرهای اقتصاد شود. هرچقدر اندازه‌ی دولت در اقتصاد بزرگتر باشد، منابع ایجاد شوک می­توانند گسترده‌تر باشند و به تبعِ آن نابسامانی بیشتری در متغیرها ایجاد کنند. همانطور که نتایج تجزیة واریانس خطای پیش­بینیِ متغیرهای تولید و قیمت نیز نشان داد، تغییرات غیرمنتظره در متغیرهای بودجه خصوصاٌ تلاطم شدید در قیمت­ها را سبب می‌شوند و اثر خود را بیشتر در نوسانات سطح قیمت­ها نشان می­دهند تا تولید.

     بنابراین تلاش برای ایجاد انضباط مالی در دولت و پرهیز از اعمال سیاست­های مالی غیرمنتظره و پیش­بینی نشده و تغییرات تصادفی در بودجه از اهمیت زیادی برخوردار است.

     با توجه به این که اجزای تشکیل­دهنده‌ی مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم ممکن است آثار متفاوتی بر متغیرهای اقتصاد برجای گذارند، تجزیه و بررسی اثر مالیات­های متفاوت می­تواند به تصحیح رفتارهای مالیاتی دولت کمک نماید. مطالعات بعدی می­توانند با جزئیات بیشتری تأثیر انواع اقلام مالیاتی و نیز اجزای مخارج در بخش­های مختلف را مدنظر قرار دهند.

    هم‌چنین با توجه نقش و تأثیر زیاد درآمدهای نفتی در اقتصاد ایران، تکانه­های وارده از جانب آن­ها می­تواند تلاطم بیشتری در متغیرهای اقتصادی را سبب شود. مطالعات بعدی می­توانند اثر تکانه­های وارد از طرف درآمدهای نفتی و سایر درآمدها را بر اقتصاد مورد بررسی قرار دهند.  



[1]. Blanchard and Perotti.

[2]. Perotti

[3]. Unal

[4]. Burriel et al.

[5]. Tenhofen et al.

[6]. De Castro and Hernandez de Cas.

[7]. در این مقاله نیز ایدة اصلی برای بررسی و شناسایی شوک­های مالی در ایران با استفاده از مدل SVAR از روش بلنچارد و پروتی گرفته شده است که در بخش چهارم توضیح بیشتری در رابطه با آن داده خواهد شد.

[8]. Mountford and Uhlig

[9]. Kamal

[10]. Sign Restrictions

[11]. Restrepo and Rincon

[12]. Structural Error Correction Model

[13]. Auto Regressive Distributed Lag

[14]. رقم مذکور از داده­های بانک مرکزی به دست آمده است. www.tsd.cbi.ir.

[15]. Augmented Dickey-Fuller Test

[16]. Johanson and Joselius

[17]. یکی از موارد مهمی که برتری مدل SVAR را بر مدل VAR غیرمقید نشان می­دهد، همین مساله است. در مدل VAR غیر مقید به دلیل وجود همبستگی بین جملات اخلال در معادله­های مختلف، نمی­توان پیامدهای یک شوک را بر متغیرها بدون تأثیرپذیری از سایر شوک­ها بررسی کرد. اما در مدل SVAR  به دلیل عدم همبستگی بین باقیمانده­ها در معادلات مختلف(شوک­ها)، امکان بررسی اثر هر شوک به صورت منفرد فراهم می­شود.

[18].  Helmut Luktepohl and Markus Krutzig

[19]. در مطالعات دیگری ازجمله Kamps and Caldra (2006)، Lozano and Rodriquez (2009)، Ravnic (2011) نیز همین مقدار برای کشش قیمتی مخارج دولت در نظر گرفته شده است. البته در ادامه این کشش توسط تخمین اقتصاد سنجی نیز محاسبه می­گردد. برابر صفر قرار دادن آن تغییر محسوسی در نتایج ایجاد نمی­کند.

[20]. Maximum Likelihood Estimator

[21]. Structural Variance  Decomposition

منابع

-  سامتی، مرتضی، سامتی، مجید و شاهچرا، مهشید (1382). جهت­گیری مناسب هزینه­های جاری و عمرانی دولت به منظور دستیابی به رشد بهینة اقتصادی. فصلنامه­یپژوهش­هایاقتصادیایران، 5(18):1-15.

-  شفیعی، افسانه و برومندجزی، شهرزاد و تشکینی، احمد (1384). آزمون تأثیرگذاری سیاست مالی بر رشد اقتصادی. پژوهشنامه­ی اقتصادی، 6(4): 112-81..   

- زایر، آیت و غلامی، الهام (1386). بررسی آثار سیاست­های مالی بر متغیرهای کلان اقتصادی در ایران با استفاده از الگوی VAR، فصلنامة پژوهشنامه­ی مالیات، (5): 42-31.

-  عرب مازار، علی اکبر و چالاک، فرشته (1389). تحلیل پویای اثر مخارج دولت بر رشد اقتصادی در ایران. مجلة تحقیقات اقتصادی، 45(2): 140-121.  

-  کمیجانی، اکبر و نظری، روح الله (1389). تأثیر اندازة دولت بر رشد اقتصادی در ایران. فصلنامه­ی پژوهشهای اقتصادی، 9(3): 28-1.

-  گسکری، ریحانه و اقبالی، علیرضا (1388). مخارج دولت و رشد اقتصادی در ایران. مجله­ی تحقیقات اقتصادی، 43(2): 226-209.

-  Blanchard, O., & Perotti, R. (1999). An empirical characterization of the dynamic effects of changes in government spending and taxes on output. Quarterly Journal of Economics, 117 (4): 1329-1368.  

-  Burriel, P., &de Castro, F., & Garrote, D., &Gordo, E., &Paredes, J., & Peres, J. (2009). Fiscal policy shocks in the euro area and the US: An empirical assessment. Fiscal Studies, 31(2): 251-285.   

-  de Castro, F., & Hernandez de Cos, P. (2006). The economic effects of fiscal policy, The case of Spain. Journal of Macroeconomics, 30: 1005-1028.  

-  Kamal, M. (2010). Empirical investigation of fiscal policy shocks in the UK, the Empirical Economics Letters, No. 4. 

-  Kamps, C., & Caldara, D. (2006). What do we know about fiscal policy shocks effects, A comparative analysis. European Central Banks and International Institute for Economic Studies. Working Paper Series, 887.

-  Lozano, I., & Rodriquez, K. (2009). Assessing the macroeconomic effects in Colombia. Borradores de Economia, No. 552.

-  Lutkepohl, H., & Kratzig, M. (2004). Applied time series econometrics. Cambridge University Press.

-  Mountford, A., & Uhlig, H. (2005). What are the effects of fiscal policy shocks?. Journal of Applied Econometrics, 24: 960-999.

-  Perotti, R. (2004). Estimating the effects of fiscal policy in OECD countries. CEPR Working Paper, 168.

-  Ravnik, R. (2011). The use of SVAR analysis in determining the effects of shocks in Croatia. Financial Theory of Practice, 35(1): 25-58.

-  Restrepo, J., & Rincon, H. (2006). Identification fiscal policy shocks in Chile and Colombia. Research Papers in Economics.  

-  Tenhofen, J., Heppke-Falk, K., & Wolff, G. (2006). The macroeconomic effects of exogenous fiscal policy shocks in Germany: A disaggregated SVAR analysis.  Deutsche Bundesbank, discussion paper, 41: 312-368.

-  Unal, U. (2011). Rethinking the effects of fiscal policy on macroeconomic aggregates:  A disaggregated SVAR analysis. Working Papers at IDEAS, 1109.