همگرایی شاخص قیمت در استان‌های ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استدیار دانشگاه ارومیه

2 استادیار دانشگاه تبریز

3 کارشناس ارشد اقتصاد

چکیده

کم‌تر بودن موانع تجاری و غیرتجاری در بین مناطق یک کشور، امکان برقراری نظریه برابری قدرت خرید و قانون قیمت واحد را در داخل یک کشور مطرح می‌کند. البته، به دلیل شرایط جغرافیایی، اقتصادی و... ممکن است قیمت‌ها تحت تاثیر شوک‌های محلی نیز قرار گیرند. لذا پرسش این است که آیا شاخص‌های قیمت‌ در استان‌های کشور همگرا می‌باشند؟ در صورت وجود شوک‌های محلی، شاخص‌های قیمت استان‌ها با چه سرعتی به سمت روند مشترک تعدیل خواهند شد؟ این مقاله با به کارگیری آزمون‌های ریشه واحد پانلی و با استفاده از داده‌های ماهانه‌ی استان‌های کشور طی دوره زمانی 89-1381 به بررسی همگرایی شاخص قیمت مصرف‌کننده در ایران می‌پردازد. نتایج نشان می‌دهد که همگرایی شاخص‌های قیمت‌ در استان‌های کشور به انتخاب استان پایه بستگی دارد و با پیدایش انحراف از قانون قیمت واحد در اثر یک شوک محلی، نیمه عمر همگرایی در حدود 5/1 سال خواهد بود.

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

برابری قدرت خرید[1] ((PPP و قانون قیمت واحد[2] (LOOP) موضوع تحقیقات تجربی بسیاری بوده است و در مدل­های اقتصاد کلان بین­الملل نقش اساسی ایفا می­کنند. عمده این تحقیقات تجربی در مورد آزمون سطح قیمت­های نسبی بین کشورها می­باشد. بنابراین اغلب مطالعات همگرایی قیمت، به مطالعات در مورد قانون قیمت واحد و  یکپارچگی بازارها[3] مربوط است.

     شرط قانون قیمت واحد در یک بازار کارآمد در حضور پول مشترک این است که کالاهای مشابه باید با قیمت­های مشابه عرضه شود. دلیل شهودی این قانون این است که فروشندگان به دنبال، حداکثر قیمت رایج و خریداران به دنبال، حداقل قیمت رایج می­باشند. البته لازم به ذکر است که این قانون فقط برای کالاهای قابل مبادله و تجاری برقرار است. بررسی­های صورت گرفته در این زمینه نشان می­دهد که اختلاف قیمت­ها بین کشور­های مختلف تمایل به تداوم در طول زمان داشته و از بین نمی­رود. از جمله دلایلی که باعث تعدیل ناقص قیمت­های نسبی می­شود می­توان به موارد زیر اشاره کرد: الف) موانع تجاری مانند تعرفه­ها و سهمیه­ها؛ ب) موانع غیرتجاری مانند مشکلات اداری، وجود بنگاه­های انحصاری، چسبندگی قیمت­ها، هزینه‌های حمل و نقل، تفکیک بازار نیروی کار، تفاوت بهره­وری، اطلاعات نامتقارن و حضور کالاهای غیرتجاری.

  با توجه به این که موانع تجاری و موانع غیرتجاری و هم‌چنین انحراف یا عدم تعادل­ها در داخل یک کشور به مراتب نسبت به بین کشورها  کمتر می­باشد، در نتیجه احتمال صادق بودن نظریه برابری قدرت خرید در داخل یک کشور در مقایسه با مقیاس بین­المللی بیشتر می‌باشد. هم‌چنین این انتظار وجود دارد که سرعت همگرایی قیمت در داخل یک کشور بیش از همگرایی قیمت بین کشورها باشد. از طرف دیگر، پراکندگی بالای نرخ تورم بین مناطق و دوام آن در طول زمان ممکن است تاثیر زیادی بر نرخ دستمزد و سطح زندگی آن منطقه داشته باشد. این مساله همچنین نگرانی­هایی را در خصوص تخصیص منابع مطرح می­کند. وجود واگرایی قیمت سیستماتیک با وجود پول مشترک و عدم وجود محدودیت­های صریح یا ضمنی روی تحرک عوامل تولید ممکن است بیانگر جداسازی بازارها[4]باشد که در این صورت ریشه‌کن نمودن آن چالشی فراروی سیاستگذاران خواهد بود. برداشت عمومی این است که در یک کشور به دلیل وجود پول واحد، تحرک آزاد عوامل تولید و اتخاذ سیاست­ها به وسیله دولت، قیمت­ها در مناطق مختلف کشور به طور همزمان با همدیگر همبستگی خواهند داشت. از طرف دیگر، این احتمال نیز وجود دارد که به دلیل شرایط آب و هوایی، جغرافیایی، اقتصادی،... قیمت­ها تحت تاثیر شوک­های محلی قرار گیرند. لذا این سوال مطرح می­شود که با یک شوک محلی، شاخص قیمت استانی آیا به سمت روند مشترک تعدیل می­گردد؟

 بنابراین باتوجه به مطالب یاد شده، بررسی وجود همگرایی قیمت در استان­های کشور حایز اهمیت می­باشد. در این راستا، هدف تحقیق حاضر بررسی و تحلیل وجود همگرایی شاخص قیمت استان­های کشور می­باشد.

 ساختار ادامه مقاله بدین شرح می­باشد: در بخش دوم مبانی نظری و پیشینه مطالعات تجربی انجام یافته بررسی می­گردد. در بخش سوم به بیان روش­شناسی تحقیق پرداخته می­شود. در بخش چهارم آزمون­های ریشه واحد و تخمین نیمه عمر صورت می­گیرد و در پایان نیز خلاصه و نتیجه گیری ارایه می­گردد.

2. پیشینه تحقیق

2-1. نظریه برابری قدرت خرید

فرضیه برابری قدرت خرید، ابتدا به وسیله گوستاو کاسل[5] اقتصاددانان سوئدی در سال­های 1919 و 1922 مطرح شد. وی تاکید کرد که نرخ ارز متناسب با افزایش سطح عمومی قیمت­ها کاهش پیدا می­کند. بدین ترتیب اگر قیمت­ها در کشوری دو برابر شود و قمیت­ها در خارج تغییر نکند، ارزش پول کشور نصف خواهد شد. فرضیه برابری قدرت خرید با این نگاه آغاز شد که در نقطه­ای از زمان یک سطح تعادلی نرخ ارز وجود دارد که قیمت داخلی کالاهای مبادله شده را با قیمت همان کالاها در کشور دیگر برابر می­سازد. اگر افزایش قیمت کالاها در دو کشور مشابه باشد تغییری در نرخ ارز به وجود نخواهد آمد. زیرا به طور نسبی ارزش هیچ یک از دو پول تغییر نکرده است. اما با فرض وجود تورم، چون ارزش دو پول به طور مطلق کاهش یافته است، هردو پول در برابر پول سوم ارزش کمتری خواهند داشت. اما اگر نرخ تورم در دو کشور متفاوت باشد، باید نرخ ارز برای تغییر وضع به شرایط تعادلی تغییر کند. پول کشوری که نرخ تورم بالاتری دارد، نسبتاً سریع­تر ارزش خود را از دست می‌دهد و نرخ ارز به نسبت دو نرخ تورم کاهش می‌یابد.

سه شکل از فرضیه برابری قدرت خرید در متون اقتصادی مورد استفاده قرار گرفته است:

الف) قانون قیمت واحد: ساده­ترین مفهوم برابری قدرت خرید قانون قیمت واحد می­باشد. طبق این قانون، در صورتی که هزینه­های حمل و نقل و موانع تجاری وجود نداشته باشد، کالاهای یکسان، در صورت سنجش با یک واحد پولی، بایستی در کشورهای مختلف قیمت واحدی داشته باشند. از لحاظ نظری، جستجوی سود و عملیات آربی‌تراژ قیمت یک کالای یکسان را در کشورهای مختلف برابر می­سازد. از نظر تجربی به نظر می‌رسد قانون قیمت واحد برای مواد اولیه مبادله شده در بورس­های عمده کالا، البته پس از تعدیل برای منظور ساختن تفاوت قراردادها و تاخیر در تحویل کالا، صادق باشد. اما برای محصولات متمایز از یکدیگر مانند مصنوعات و خدمات صادق نیست (کاربوق[6]، 2009).

ب) نظریه برابری قدرت خرید مطلق[7]: این نظریه قانون قیمت واحد را به سطح عمومی قیمت­ها تعمیم می­دهد. بر اساس این نظریه، ارزش یک مجموعه مشابه از کالا و خدمات، اگر به پول واحدی بیان شود، باید در همه کشورها مشابه باشد، روشن است که اگر قانون قیمت واحد برای همه کالاها صادق باشد، در این صورت نظریه برابری قدرت خرید مطلق باید معتبر باشد. نظریه برابری قدرت خرید مطلق برداشت تعادلی خاصی برای نرخ ارز اسمی به دست می‌دهد. این نرخ ارز مطابق تعریف نرخی است که قیمت سبد مشابه از کالاها را در دو کشور مختلف برابر می­سازد. تفاوت بین نرخ ارز بازار و نرخ ارز محاسبه شده براساس نظریه برابری قدرت خرید مطلق، پدیده­ای کوتاه مدت فرض می­شود که به وسیله آربی‌تراژ کالا یعنی خرید کالا در کشوری که قیمت ارزان­تر است و فروش آن در کشوری دیگر (که کالا گرانتر است) از بین می­رود. با وجود سادگی، فایده تجربی قانون قیمت واحد و نظریه برابری قدرت خرید مطلق محدود است. هزینه اطلاعات، حمل و نقل و موانع نهادی برای تجارت مانند تعرفه و سهمیه واردات ممکن است واکنش مصرف کنندگان و بنگاه­های اقتصادی را نسبت به تفاوت قیمت کالاها در کشورهای مختلف محدود سازد و از برابری قیمت کالاها در کشورهای مختلف جلوگیری کند. به طور کلی، نظریه برابری قدرت خرید مطلق به صورت زیر نشان داده می­شود (تامپسون[8]، 2006):

    (1)                                                                      

  که در آن،  بیانگر سطح قیمت­ها در کشور خودی،  بیانگر سطح قیمت­ها در کشور خارج و  بیانگر نرخ ارز می­باشد.

 عواملی مانند هزینه­های حمل و نقل و محدودیت­های وارداتی، که باعث ممانعت از تساوی قیمت­ها بین بازارهای مختلف می­شوند، همراه با تفاوت در ساخت و اهمیت نسبی کالاهای مختلف تا حدودی توضیح می­دهد که نظریه برابری قدرت خرید مطلق در سطح بین‌الملل از نظر تجربی تأیید نمی­شود. به طور خلاصه، اندازه سطح قیمت هر کشور منعکس کننده گروهی از کالاها و خدمات منحصر با آن کشور است و مستقیماً قابل مقایسه نیست. به همین دلیل اغلب نوع ضعیف­تری از مفهوم برابری قدرت خرید مورد استفاده قرار می­گیرد که تغییر نرخ ارز را به نرخ­های تورم در دو کشور مربوط می­کند (اپل­یارد و فیلد[9]، 1386) که در ادامه به توضیح آن پرداخته می­شود.

ج) نظریه برابری قدرت خرید نسبی[10]: براساس این نظریه، در بلندمدت، تغییرات سطح قیمت­های نسبی کشورها تغییرات نرخ ارز را تعیین می­نماید. این نظریه پیش­بینی می­کند که ارزش مبادله یک پول با نرخی برابر با تفاوت بین نرخ تورم در کشور خودی و خارج افزایش یا کاهش می­یابد. نظریه برابری قدرت خرید می­تواند برای پیش­بینی نرخ تورم در بلندمدت مورد استفاده قرار گیرد. در صورتی که ° بیانگر سال پایه و t بیانگر سال جاری باشد، در این صورت، نظریه برابری قدرت خرید می­تواند به صورت زیر بیان شود:

   (2)                                                          

به طوری که،  بیانگر نرخ ارز در زمان t،  بیانگر نرخ ارز در زمان °،  و  به ترتیب بیانگر سطح عمومی قیمت­ها در کشور خودی در زمان t و °،  و  به ترتیب بیانگر سطح عمومی قیمت­ها در کشور خارج در زمان t و °،  بیانگر نرخ رشد نرخ ارز و  به ترتیب نشان دهنده نرخ تورم در کشور خارج و خودی می­باشند (کاربوق، 2009).

      در اقتصاد بین­الملل، صادق بودن نظریه برابری قدرت خرید و قانون قیمت واحد بین کشورهای مختلف از طرف اقتصاددانان به دلیل وجود موانع تجاری و غیرتجاری مورد تردید واقع شده است. اما با توجه به دلایلی نظیر کمتر بودن موانع تجاری و غیرتجاری، یکسان بودن واحد پولی، تحرک آزاد عوامل تولید و اتخاد سیاست­های دولت، احتمال صادق بودن نظریه برابری قدرت خرید در داخل یک کشور در مقایسه با مقیاس بین­الملل بیشتر می­باشد. البته این احتمال نیز وجود دارد که به دلیل شرایط جغرافیایی، اقتصادی و... قیمت­ها تحت تأثیر شوک‌های محلی قرار گیرند.

2-2. پیشینه­ی مطالعات تجربی

طبق بررسی­های انجام یافته، در این زمینه در ایران تاکنون تحقیق خاصی صورت نگرفته است. مطالعات انجام شده در خارج از کشور پیرامون محورهای اساسی تحقیق حاضر را می‌توان به شرح زیر معرفی نمود:

 سسچتی و همکاران[11] ( 2002) پویایی شاخص­های قیمت شهرهای مهم آمریکا را با استفاده از روش­­های اقتصاد سنجی پانلی بررسی کرده­اند و بدین نتیجه رسیده­اند که در سطوح قیمت­های نسبی بین شهرهای آمریکا خاصیت بازگشت به میانگین وجود دارد. هم‌چنین آنها با استفاده از داده­های 19 شهر از دوره 1918 - 1995 نیمه عمر همگرایی را 9 سال برآورد کردند که نرخ بسیار آهسته همگرایی می­تواند به وسیله هزینه­های حمل و نقل، وجود کالاهای غیر تجاری و... توضیح داده شود.

 دایاناندن و رالهان [12] (2005) همگرایی شاخص قیمت برای استان­ها و شهرهای کشور کانادا را طی دوره 1987 - 2001 مطالعه کردند. در این مطالعه آنها برای 10 استان، 9 گروه مختلف کالایی و برای 50 شهر، 4 گروه مختلف کالایی را در نظر گرفتند و با استفاده از آزمون­های ریشه واحد پانلی نرخ همگرایی را تخمین زدند که در مقایسه با مطالعات مشابه برای کشور آمریکا، نرخ همگرایی برآورد شده سریع­تر می­باشد.

     مرشد و لی[13] (2006 ) همگرایی شاخص قیمت را برای کشور هندوستان با روش هم انباشتگی مطالعه کرده­اند. در این تحقیق یک روند مشترک بین قیمت­های 25 شهر تشخیص و محاسبه شده است و با استفاده از تابع عکس العمل آنی نرخ همگرایی قیمت به دست آمده است. سرعت همگرایی در حدود سه ماه محاسبه شده است که در مقایسه با سایر مطالعات مشابه، شاخص قیمت ها با نرخ بسیار سریع همگرا می­شود.

     فان و ویی[14] (2006) همگرایی شاخص قیمت را برای کشور چین با استفاده از آزمون­های ریشه واحد پانلی و مدل غیر خطی بازگشت به میانگین مطالعه کرده­اند. آنها با استفاده از داده‌های ماهانه شاخص قیمت مصرف کننده برای 36 شهر مهم چین به مدت 7 سال نرخ همگرایی را در حدود 3 الی 4 ماه برآورد کرده­اند.

    داس و باتاچاریا[15] (2008 ) همگرایی شاخص قیمت مصرف کننده از ژانویه 1995 تا ژوئن 2004 را برای مناطق مختلف کشور هندوستان با استفاده از ریشه واحد پانلی که نسبت به وجود وابستگی­های مقطعی استحکام بیشتری دارند، بررسی کرده­اند. آنها نشان دادند که در سطوح قیمت نسبی بین مناطق مختلف هند، خاصیت بازگشت به میانگین برقرار است. ضمناً این محققین هر سری را به دو جزو از عوامل مشترک و عوامل غیر مشترک تجزیه کردند. این تجزیه محقق را قادر می­سازد تا ایستایی را آزمون نموده و سپس به طور جداگانه نیمه عمر عوامل مشترک و غیر مشترک را برآورد نماید. نتایج نشان می­دهد که هر دو این اجزا ایستا می­باشند. البته شوک­های قیمتی غیر مشترک نسبت به شوک­های مشترک پایدارتر می­باشند. نتایج این تحقیق همچنین نشان می­دهد که هزینه­های حمل و نقل می­تواند بخشی از تغییر پذیری قیمت­ها بین دو منطقه مختلف در هند را توضیح دهد.

ویماندا[16](2009) تغییرپذیری قیمت و همگرایی قیمت برای کشور اندونزی را با استفاده از شاخص قیمت 35 کالا در 45 شهر طی دوره ژانویه 2002 تا آوریل 2008 بررسی نموده است. وی نشان داده است که در طول دوره مورد بررسی، قیمت­ها در اندونزی، به سمت قانون قیمت واحد همگرا می­شوند. در عین حال تغییرپذیری قیمت یک کالا در کل شهرها نسبت به تغییرپذیری قیمت کل کالاها در یک شهر کمتر می­باشد. هم‌چنین هزینه­های حمل و نقل و سطح توسعه در تغییرپذیری قیمت­ها دارای نقش مؤثری می­باشند. در این مطالعه سرعت متوسط همگرایی که توسط نیمه عمر اندازه­گیری می­شود، برای کالاهای بی­دوام در حدود 9 ماه، برای کالاهای بادوام در حدود 32 الی 36 ماه و برای گروه خدمات در حدود 19 ماه تخمین زده شده است. به طور کلی میانگین کل نیمه عمر کالاها در حدود 16 الی 17 ماه    می­باشد. ویماندا معتقد است که سرعت همگرایی به تفاوت قیمت­های اولیه بستگی دارد نه به فاصله بین شهرها.

 چملاروا و نات[17] (2010 ) با استفاده از داده­های شاخص قیمت مصرف کننده برای 17 شهرآمریکا از سال 1918 تا 2007 و با انتخاب شهر شمارنده[18] (پایه) رفتار قیمت نسبی را بررسی کرده­اند. این محققین برای درک ماهیت رفتار قیمت­های نسبی از ارایه عامل مشترک قیمت نسبی استفاده کردند. نتایج نشان می­دهد که انتخاب شهر شمارنده در رفتار پویایی قیمت­های نسبی بر حسب آزمون­های ریشه واحد و برآوردهای نیمه عمر دارای نقش کلیدی می­باشد. با انتخاب شهرهای آتلانتا، شیکاکو و لس آنجلس، عوامل مشترک و غیر مشترک هر دو   می­باشند که بیانگر رفتار همگرایی قیمت­های نسبی می­باشد. علاوه بر این نتایج نشان می­دهد که دلیل فقدان همگرایی در قیمت های نسبی با بوستون، سینسیناتی، هیوستون، سانفرانسیکو، سیاتل و سنت لوئیس در مرحله اول به خاطر غیر ایستایی عامل مشترک می­باشد. در عین حال در مقایسه با نیویورک، فیلادلفیا و پورتلند، عامل مشترک ایستا بوده و عوامل غیر مشترک غیرایستا می­باشند. در این مقاله نیمه عمر تخمینی نسبت به مطالعات قبلی کوچک­تر بوده و این برآورد با توجه به انتخاب شهر شمارنده تغییر پیدا می­کند.

یازگان و ییلمازکودای[19](2011) همگرایی سطح قیمت را با شواهد جدیدتری برای کشور آمریکا بررسی کردند. در این تحقیق همگرایی سطح قیمت دو طرفه بین 52 شهر آمریکا با استفاده از روش اقتصاد سنجی نوین مطالعه شده است و میانگین نیمه عمر تخمین زده شده بسیار پایین­تر از مطالعات مشابه برای آمریکا می­باشد.  

3. روش­­شناسی تحقیق

با استفاده از داده­های شاخص قیمت مصرف کننده لگاریتم قیمت نسبی در استان i  نسبت به استان j به صورت زیر محاسبه می­شود:

    (3)                                                                                    

که در آن  لگاریتم  CPI در استان i و   لگاریتم CPI در استان j، در سال t می­باشد. استان j را به عنوان استان پایه یا استان مرجع در نظر می­گیریم.

به منظور به دست‌ آوردن پویایی‌های قیمت­های نسبی، فرض می­کنیم که  می­تواند توسط یک مدل عامل مشترک به صورت زیر نشان داده شود:

     (4)                                                                                   

که  نشانگر عامل مشترک و  نشانگر عامل غیرمشترک می­باشد که مسقل از   است. در عین حال فرض می­کنیم که هر دو جزء دارای فرایند AR(p)  می­باشند. بنابراین،

  (5)                                                                         

    (6)                                                            

به طوری که:   .

بی و ان­جی[20] (2002) به طور گسترده روی مسایل مختلف مربوط به این ساختار عامل در ابعاد بزرگ پانلی بحث نموده­اند. این نوع نمایش عامل مشترک کمک می­کند تا تعیین شود که آیا غیر ایستایی در یک سری کلی است یا فقط مربوط به  یک متغیر خاص می­باشد. (یعنی این که آیا ناشی از عامل مشترک است یا ناشی از عامل غیر مشترک). اگر عامل مشترک، ، ریشه واحد داشته و  باشد، قیمت نسبی نیز  خواهد بود. حتی اگر عامل غیر مشترک، ، ایستا،  بوده باشد. بنابراین، در کارهای تجربی، می­توان از آزمون جداگانه ویژگی­های روند تصادفی  و   و ترکیب آنها به منظور استخراج نتایج مربوط به رفتار پویایی قیمت­های نسبی استفاده نمود.

      در مطالعه حاضر از میانگین برش­های مقطعی قیمت­های نسبی در پانل j (28.......1 =j ) به عنوان معیاری برای عامل مشترک  برای آن پانل  استفاده می­شود. سپس با استفاده از آزمون­های دیکی فولر تعمیم یافته تک­متغیره وجود ریشه واحد در ، بررسی می­شود. میانگین برش­های مقطعی به عنوان معیاری از عامل مشترک در نظر گرفته می­شود.

به کارگیری میانگین برش مقطعی به عنوان مقیاسی از عامل مشترک اینامکان را فراهم می­سازد که آزمون­های ریشه واحد پانلی نسل دوم[21] پشنهادی توسط پسران (2007) برای آزمون ریشه واحد اجزای غیرمشترک به کار گرفته شود. فرآیند این آزمون شامل ترکیب دیکی- فولر استاندارد (DF ) یا دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF) با سطوح وقفه­دار میانگین برش­های مقطعی و تفاضل مرتبه اول سری­های انفرادی به منظور محاسبه همبستگی مقطعی می­باشد:

   (7)          

که در آن،          و             می­باشد.

 

آزمون ریشه واحد پانلی بر مبنای میانگین ساده آماره­ دیکی – فولر تعمیم یافته مقطعی  می‌باشد که با نسبت­های  t ضرایب   داده شده است. با در نظر گرفتن مقادیر وقفه­دار و جاری میانگین قیمت­های نسبی برش­های مقطعی در طرف راست معادله آزمون فوق، این فرایند اثرات عامل مشترک را بر پویایی رفتار قیمت­های نسبی کنترل می­کند. بنابراین، این آزمون ضرورتاً یک آزمون ریشه واحد برای عامل غیر مشترک،  ،در معادله (3) می­باشد. توجه کنید که این آزمون ریشه واحد پانلی، آزمون ریشه واحد پانلی اصلاح شده ایم، پسران و شین (2003) است که در فرضیه صفر آن همه سریهای زمانی ریشه واحد (غیر ایستا) دارند و در فرضیه مقابل این آزمون، حداقل یکی از سری ها ایستا می­باشد (چیملاروا و نات، 2010).

 

 

4. نتایج و بحث

4-1. توصیف داده­ها

داده­های مورد استفاده در این مقاله شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی در استان­های کشور (سال پایه 1383) با تواتر ماهیانه از  مهر ماه 81 تا آذر 89  می­باشد که از گزارش­های اقتصادی بانک مرکزی استخراج شده است. استان­های پایه در این تحقیق عبارتند از: آذربایجان­ شرقی، آذربایجان­ غربی، اصفهان، تهران، خراسان، خوزستان، فارس و مازندران. مبنای انتخاب استان‌های پایه جمعیت بالای استان­های یاد شده بوده‌است. برای تجزیه و تحلیل داده­ها از نرم‌افزار Eviews6 استفاده شده است.

  نمودار (1) روند شاخص قیمت استان­های کشور را بین سال­های 1381 الی 1389 نشان می­دهد. همان­گونه که مشاهده می­شود از سال 1381 الی 1385 با وجود این­ که شاخص قیمت مصرف کننده در استان‌های کشور روند صعودی دارد ولی به مرور زمان شکاف بین شاخص قیمت در بین استان­های کشور افزایش می­یابد. بین سال­های 1386 الی 1387 شکاف مذکور کمتر شده و دوباره از سال 1387 به بعد این شکاف افزایش می­یابد و این شکاف در سال­های اخیر به حداکثر خود می­رسد. کمترین شاخص قیمت در سال 1381 مربوط به استان بوشهر با 01/68 واحد و بیشترین آن مربوط به استان کرمانشاه با 18/78 واحد می­باشد که تفاوت آنها 17/10 واحد می­باشد. در پایان دوره مورد بررسی (آذر ماه 1389) نیز کمترین شاخص مربوط به استان بوشهر با 9/207 واحد و بیشترین آن مربوط به استان قم با 6/261 واحد بوده است. هم‌چنین شکاف بین استان دارای بیشترین و کمترین شاخص نیز 7/53 واحد بوده است.

نمودار1. روند شاخص قیمت­ مصرف کننده (CPI) در استان­های کشور

منبع داده­ها: گزارشهای بانک مرکزی

وجود همگرایی در قیمت­های نسبی می­تواند از ترسیم لگاریتم قیمت هر کدام از 28 استان کشور نسبت به قیمت متوسط استان­های کشور یا یک استان پایه استنباط گردد. در نمودار 2 انحراف لگاریتم قیمت 5 استان بزرگ کشور در طول دوره مورد بررسی از میانگین قیمت استان­های کشور نشان داده شده است. نمودار (2) نشان می­دهد که بیش از حدود 7 درصد انحراف از میانگین در طول دوره مورد بررسی وجود دارد ولی این انحراف پایدار نیست. در اوایل دوره مورد بررسی قیمتهای نسبی در استان آذربایجان شرقی روند نزولی داشته و بازگشت به میانگین ندارد ولی از سال 1386 به بعد تقریباً همگرا می­باشد. از سال 1387 به بعد قیمت­های نسبی در استان فارس روند نزولی داشته و تمایل به برگشت به میانگین ندارد. از سال 1386 به بعد در روند قیمت­های نسبی استان‌های آذربایجان شرقی، خراسان و اصفهان تمایل به برگشت به میانگین مشاهده می­شود.

نمودار2. انحراف لگاریتم قیمت 5 استان بزرگ کشور در طول دوره مورد بررسی از میانگین قیمت استان­های کشور

 

منبع داده ها: گزارش‌های بانک مرکزی

 

4-2. نتایج آزمون ریشه واحد

ابتدا با توجه به مبانی تشریح شده در بخش روش­شناسی تحقیق، لگاریتم قیمت­های استان­های مختلف کشور نسبت به استانهای پایه محاسبه شده است. سپس با توجه به معادله (4) عامل‌های مشترک ( ) و غیرمشترک ( ) محاسبه گردیده است. آزمون­ ریشه واحد برای عامل­های مشترک و غیر مشترک در جدول(1)آورده شده است. ستون اول نتایج آزمون ADF یک متغیره را برای میانگین برش­های مقطعی با استان­های پایه متفاوت نشان می­دهد. آماره­های آزمون ارایه شده در ستون (1) با انتخاب طول وقفه مناسب از طریق معیار SIC برآورد شده­اند. جدول (1) نشان می­دهد که با در نظر گرفتن استان­های خراسان و اصفهان به عنوان استان پایه، عامل مشترک  بوده و با در نظر گرفتن سایر استان­ها به عنوان استان پایه، عامل مشترک  می­باشد.

  نتایج آزمون ریشه واحد پانلی اصلاح شده ایم، پسران و شین (پسران، 2007) در ستون دوم جدول (1) نشان داده شده است. مطابق نتایج این آزمون، فرضیه وجود ریشه واحد در عامل غیرمشترک قیمت‌های نسبی در تمامی موارد رد می­گردد.

 ترکیب نتایج مندرج در جدول(1) نشان می­دهد که در صورت در نظر گرفتن استان­های خراسان و اصفهان به عنوان استان پایه، هر دو عامل مشترک و غیرمشترک  می­باشند. این مطلب به رفتار همگرای قیمت­های نسبی در استان­های کشور اشاره دارد. با در نظر گرفتن استان­های آذربایجان­ شرقی، آذربایجان­ غربی، تهران، خوزستان، فارس و مازندران به عنوان استان پایه، عامل­های مشترک   و عاملهای غیر مشترک   می­باشند. بنابراین، فقدان همگرایی قیمت­های نسبی در این موارد از غیر ایستا بودن عامل مشترک ناشی می­شود.

 نتایج فوق نشان می­دهد که اولاً همگرایی قیمت­های نسبی به انتخاب استان پایه وابسته می­باشد و ثانیاً در اغلب موارد عدم همگرایی قیمت­های نسبی از غیر ایستا بودن عامل مشتـرک ناشـی می­شود.

        جدول 1. نتایج آزمون ریشه واحد  ADFو آزمون ریشه واحد پانلی CPIS برای عامل غیرمشترک

استان­ پایه

آماره t (ADF)

آماره  t(CPIS)

آذربایجان­شرقی

86/1-

*19/4-

آذربایجان­غربی

36/2-

*96/3-

اصفهان

*83/4-

*02/4-

تهران

1/2-

*13/4-

خراسان

**3/3-

*15/4-

خوزستان

97/2-

*39/3-

فارس

74/1-

*6/4-

مازندران

58/2-

*39/4-

       منبع: محاسبات تحقیق، * معنادار در سطح %1، ** معنادار در سطح %10

اگر شوک­های انفرادی غالب باشند، اولین مسئولیت کنترل تورم بر عهده مسئولین محلی است و اغلب شامل مدیریت عرضه محلی می­باشد. برعکس، غالب بودن شوک­های مشترک منعکس کننده این است که کنترل تورم بایستی نگرانی اصلی دولت باشد. با توجه به این که طبق نتایج در اغلب موارد عدم همگرایی قیمت­های نسبی از غیر ایستا بودن عامل مشترک ناشی می­شود، لذا، شوک­های محلی یا غیر مشترک در مقایسه با شوک­های مشترک نقش زیادی در عدم همگرایی یا همگرایی کند شاخص قیمت­ها در استانهای کشور ندارند و دلیل عدم همگرایی در برخی موارد را بایستی در سیاست­های کلان اقتصادی جستجو کرد.

4-3. نتایج تخمین­های نیمه عمر

روش دیگری که رفتار قیمت­های نسبی را با توجه به انتخاب استان پایه بررسی می­کند، سرعت همگرایی می­باشد که توسط نیمه عمر اندازه­گیری می­شود و عبارت است از مدت زمانی که طول می­کشد تا هر انحرافی از برابری قدرت خرید به نصف کاهش یابد. روش معمول برای محاسبه نیمه عمر تخمین رگرسیون زیر می­باشد:

      (8)                                            

که در آن i استان،   لگاریتم CPI در استان  i نسبت به استان پایه،  عملگر تفاضل،  جزء خطای دارای توزیع مستقل یکسان (i.i.d.)، و  حداکثر تعداد وقفه­ها می­باشد. در نظر گرفتن اثرات ثابت به منظور لحاظ تفاوت سطح درآمد و سایر تفاوت‌ها بین استان‌ها ضروری می­باشد (ویماندا، 2009). اگر متغیر مورد بررسی از یک فرآیند خود رگرسیونی درجه یک پیروی ­کند، نیمه عمر انحرافات از قانون قیمت واحد به شکل زیر محاسبه می­شود (یازگان و ییلمازکودای، 2011):

      (9)                                                                                 

که در آن  نشانگر نیمه عمر می­باشد.

آزمون همگرایی بر مبنای مقدار برآورد شده β می­باشد. اگر  باشد، لگاریتم قیمت­های نسبی غیر ایستا می­باشد، که بیانگر واگرایی مداوم قیمت­ها می­باشد. مقادیر منفی و معنادار β بیانگر همگرایی قیمت­ها بوده و اندازه آن سرعت همگرایی را تعیین می­کند (ویماندا، 2009).

 جدول (2) نتایج تخمین نیمه عمر قیمت­های نسبی را به ازای استـان­های پایه مختـلف نشان می­دهد. حداکثر نیمه عمر تخمینی حدود 32/21 ماه و مربوط به استان پایه فارس      می­باشد و حداقل آن حدود 14 ماه و به استان خراسان مربوط می­باشد. متوسط نیمه عمرهای تخمینی به وسیله استان­های پایه متفاوت تقریباً 19 ماه می­باشد. نتایج به دست آمده گویای این است که اولاً، تخمین­های نیمه عمر به انتخاب استان پایه بستگی دارد. ثانیاً، تخمین­های نیمه عمر در مقایسه با مطالعات مشابه در کشورهای خارجی کوتاه­تر بوده و متوسط آن به نیمه عمر تخمینی به وسیله ویماندا (2009) برای کشور اندونزی (20 ماه) نزدیک می­باشد. به طور کلی، نتایج تخمین نیمه عمر حاکی از وجود همگرایی شاخص قیمت مصرف کننده در استان­های کشور بوده و به دنبال یک شوک محلی وارده بر شاخص قیمت متوسط نیمه عمر همگرایی تقریباً 19 ماه خواهد بود. کم بودن نیمه عمر در صورت در نظر گرفتن استان تهران به عنوان استان پایه بیانگر این است که استان­های کشور بیشتر با مرکز کشور مرتبط می­باشند.

جدول 2. تخمین ضرایب AR و  نیمه عمر قیمت­های نسبی

استان­ پایه

وقفه

ضریب AR

نیمه عمر

آذربایجان شرقی

1

*036/0-

60/19

آذربایجان غربی

5

*035/0-

15/20

اصفهان

1

*036/0-

60/19

تهران

1

*042/0-

85/16

خراسان

1

*051/0-

93/13

خوزستان

5

*034/0-

73/20

فارس

4

*032/0-

32/21

مازندران

2

*041/0-

25/17

میانگین

 

 

68/18

مینیمم

 

 

93/13

ماکزیمم

 

 

32/21

            منبع: محاسبات محققین       * معنا­دار در سطح %1

5. خلاصه و نتیجه­گیری

در این مقاله همگرایی قیمت­های نسبی ­بین استان­های کشور با توجه به انتخاب استان­های پایه مختلف بررسی گردید. ابتدا، قیمت­های نسبی به دو قسمت عامل مشترک و غیر مشترک تجزیه گردید و آزمون­های ریشه واحد به طور جداگانه روی این مؤلفه­ها انجام شد تا این‌که ویژگی‌های روند تصادفی آنها مشخص گردد. سپس، همگرایی سطوح قیمت­ها بین استان­های کشور با برآورد نیمه عمر قیمت­های نسبی تحت انتخاب استان­های پرجمعیت کشور به عنوان استان پایه آزمون گردید.

 نتایج حاکی از آن است که در صورت در نظر گرفتن استان­های خراسان و اصفهان به عنوان استان پایه، هر دو عامل مشترک و غیرمشترک  می­باشند. این مطلب به رفتار همگرای قیمت­های نسبی در استان­های کشور اشاره دارد. با در نظر گرفتن استان­های آذربایجان­ شرقی، آذربایجان­ غربی، تهران، خوزستان، فارس و مازندران به عنوان استان پایه، فقدان همگرایی قیمت­های نسبی از غیر ایستا بودن عامل مشترک ناشی می­شود. لذا، همگرایی قیمت­های نسبی به انتخاب استان پایه وابسته بوده و در اغلب موارد عدم همگرایی قیمت­های نسبی از غیر ایستا بودن عامل مشترک ناشی می­شود.

 به طور کلی، نتایج تخمین نیمه عمر حاکی از وجود همگرایی جزو غیر مشترک شاخص قیمت مصرف کننده در استان­های کشور بوده و به دنبال یک شوک محلی وارده بر شاخص قیمت متوسط نیمه عمر همگرایی تقریباً 19 ماه خواهد بود.

 با توجه به این که طبق نتایج در اغلب موارد عدم همگرایی قیمت­های نسبی از غیر ایستا بودن عامل مشترک ناشی می­شود، لذا، شوک­های محلی یا غیر مشترک در مقایسه با شوک­های مشترک نقش زیادی در عدم همگرایی یا همگرایی کند شاخص قیمت­ها در استان­های کشور ندارند و دلیل عدم همگرایی در برخی موارد را بایستی در سیاست­های کلان اقتصادی جستجو کرد.



[1]. Purchasing Power Parity (ppp)

[2]. Law Of One Price

[3].  Market Integration

[4].  Market Segmentation

[5]. Gustav Cassel

[6]. Carbaugh

[7]. Absolute Version of  PPP

 

[8].Thompson

[9]. Appleyard & Field

[10].Relative Purchasing-Power Parity

 

[11]. Cecchetti , Sonra & Mark

[12]. Dayanandan & Ralhan

[13]. Morshed&  Lee

[14]. Fan & Wei

[15]. Das & Bhattacharya

[16]. Wimanda

[17]. Chmelarova & Nath

[18]. Numeraire

[19]. Yazgan & Yilmazkuday

[20]. Bai & Ng

[21]. Second-Generation

منابع

-     ­ اپل­یارد، دنیس و آلفرد فیلد (1386).  مالیه بین­الملل. ترجمه محمدعلی مانی. نشر نی، تهران.

-   Bai, J., & Ng, S. (2002). Determining the number of factors in approximate factor models. Econometrica, 70(1): 191–221.

-   Carbaugh R. J. (2009). International economics. 12th edition, South-Western Cengage Learning.

-   Cecchetti, SG., & Mark, NC., & Sonora, RJ. (2002). Price index convergence among United States cities. International Economic Review, 43(4): 1081–1099.

-   Chmelarova, V., & Nath, H.K. (2010). Relative price convergence among US cities: Does choice of numeraire city matter? Journal of Macroeconomics, 32(1): 405–414.

-   Dayanandan, A., & Ralhan, M. (2005). Price index convergence among provinces and cities across Canada: 1978–2001. University of Victoria, Econometrics Working paper ewp2504.

-   Dos, S., & Bhattacharya, K. (2008). Price convergence across regions in India. Empirical Economics, 34(2): 299– 313.

-   Fan, C.S., & Wei, X. (2006). Price index convergence in china. The Review of Economics and Statistics, 88(4): 682 – 697.

-   Morshed, A., & Ahn, S., & Lee, M. (2005). Price convergence among Indian cities: A cointegration approach. Working Paper, Southern Illinois University Carbondale.

-   Pesaran, M.H. (2007). A simple panel unit root test in the presence of cross section dependence. Journal of Applied Econometrics, 22(2): 265–312.

-   Thompson, H. (2006). International economics: Global markets and competition, 2nd edition, world scientific publishing co. Pte. Ltd.

-   Yazgan, E., & Yilmazkuday, H. (2011). Price-level convergence: New evidence from U.S. cities. Economic Letters, 110(2): 76-78.

-   Wimanda, R.E. (2009). Price variability and price convergence: Evidence from Indonesia. Journal of Asian Economics, 20(4): 427–442.