عوامل مؤثر بر مخارج مصرفی کالاهای بی‌دوام در اقتصاد ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران

2 کارشناسی ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی

چکیده

هدف این مقاله بررسی عوامل موثر بر مخارج مصرفی کالاهای بی‌دوام با استفاده از آمارهای متغیرهای سری زمانی طی سال‌های 1358 تا 1386، مدل انتخابی از روش الگوی خود بازگشت برداری برآورد شده است. عوامل موثر بر هزینه‌های مصرفی نهایی کالاهای بی‌دوام، شامل درآمد قابل تصرف، ثروت، تورم، شاخص قیمت نسبی کالاهای بادوام به بی‌دوام و نرخ بهره حقیقی می‌باشد. نتایج نشانگر این است که با افزایش ثروت و افزایش درآمد مصرف کالاهای بی‌دوام افزایش می‌یابد. همچنین با افزایش شاخص کالاهای بادوام به کالاهای بی‌دوام، مصرف کالاهای بی‌دوام افزایش می‌یابد.

کلیدواژه‌ها


1- مقدمه

مطالعه و بررسی اقتصادی ترکیب کالاهای مصرفی خانوارهای شهری و روستایی در هر کشور یکی از مهم‌ترین مسائلی است که در هر سیستم اقتصادی- اجتماعی باید بدان توجه داشت. در نتیجه­ی این مطالعات، می‎توان اطلاعات جامعی درباره وضعیت مصرف گروه‎های مختلف درآمدی جامعه و همچنین وضعیت مصرف خانوارها با ابعاد مختلف فراهم کرد. به علاوه دسترسی به متغیرهای مربوط به مصرف، زمینه لازم را جهت بررسی‌های اقتصادی در سطح اقتصاد ملی فراهم می‎آورد و پاره‎ای از اطلاعات لازم را برای برآورد مصرف ملی تجهیز می‎نماید. این مطالعه توجه خود را به قسمت ویژه‌ای از کالاهای مصرفی، به نام کالاهای مصرفی بی‌دوام متمرکز نموده است.

در این مقاله به دو سوال پاسخ داده می­شود. اثر تغییرات شاخص کالاهای بادوام به بی‌دوام بر مصرف کالاهای بی‌دوام چیست؟ آیا رابطه‌ای بین ثروت و درآمد، بر مصرف کالاهای بی‌دوام وجود دارد؟

مقاله به شرح زیر سازماندهی شده است: بخش اول ادبیات پژوهش مورد بررسی قرار گرفته، در بخش دوم به بررسی مطالعات و پژوهش­های تجربی انجام شده در زمینه مصرف کالاهای بی­دوام پرداخته­ایم، سپس در بخش سوم بررسی مطالعات و پژوهش‌های تجربی انجام شده در زمینه مصرف کالاهای بی‌دوام پرداخنه­ایم، در بخش چهارم مروری برحقایق آشکار شده اقتصاد ایران داشته­ایم و در بخش پنجم معرفی مدل و نتایج حاصل از آن ارائه می­گردد.

2- ادبیات موضوع

برای ورود به بحثکالاهای مصرفی بی‌دوام لازم است مروری بر ادبیات مطرح در زمینه مصرف داشته باشیم. در این راستا، نظریه‎های رفتار مصرف­کننده را که جان مینارد کینز[1]، دوزنبری[2] و فرانکو مادیگلیانی[3] ارائه کرده‎اند، بحث می‌شود. از آن جا که هدف بررسی عوامل موثر بر مصرف کالاهای بی­دوام است، در پایان به بررسی و معرفی عوامل موثر بر آن پرداخته می‌شود.

2-1- مروری بر نظریات مصرف

کینز در کتاب خود آورده است:˝اصلی روانشناسی، که ما می‎توانیم با اعتماد کامل به آن اتکا کنیم،... این است که به طور کلی با بالا رفتن درآمد فرد، میزان مصرف او نیز افزایش می‎یابد ولی به میزانی کمتر از اصل درآمد˝. کینز چنین می‎اندیشید که درآمد عامل اصلی و تعیین­کننده مصرف است (منکیو،1383، ص 499).

ایروینگ فیشر[4]، دلیل این که چرا مردم کمتر از آن‌چه مطابق میلشان است مصرف می‎کنند این طور بیان می­کند که افراد از نظر درآمد، محدودیت دارند. به بیانی دیگر، مصرف­کنندگان از نظر میزان مصرف محدودیتی دارند که آن را محدودیت بودجه‎ای[5] می‎نامند.

دوزنبری بیان می­کند که اگر درآمد همه خانوارها با نرخی برابر افزایش یابد، یک خانوار معین حتی اگر درآمد مطلقش افزایش یافته باشد، خواهد دریافت که درآمدش نسبت به سایر خانوارها تغییری نکرده است، بنابراین درصدی از درآمد که به مصرف اختصاص داده می‌شد نیز تغییر نخواهد کرد. اما اگر درآمد یک خانوار سریع‌تر از درآمد سایر خانوارها افزایش یابد، درآمد نسبی آن افزایش می‌یابد و مصرف خانوارها با نرخی کمتر از درآمد افزایش خواهد یافت (فیشر، 1380، ص277).

مادیگلیانی بیان می­کند که مدل کامل‌تر مبتنی بر سیکل زندگی است که در آن فرد علاوه بر درآمدهای حاصل از کار کردن دارای ثروتی نیز می­باشد. مصرف، تابعی مستقیم از هر دوی درآمد و ثروت است. با افزایش ثروت، مصرف افزایش می­یابد و مقدار پس­انداز کاسته می­شود. چنانچه ثروت افزایش یابد سبب افزایش مصرف می­شود.

 

2-2- موضوعات دیگر مصرف[6]

مصرف در سطح کلان معادل مخارج کالاهای بادوام، کالاهای بی‎دوام و خدمات است که کالاهای بادوام شامل: وسایل نقلیه موتوری، اثاثیه و تجهیزات منزل و غیره است و کالاهای بی‎دوام شامل: خوراکی‎ها، لباس، کفش و غیره و خدمات هم شامل: خدمات مستغلات، خدمات عمومی، خدمات بهداشت و درمانی و غیره است.

کابارلو[7] با معرفی کالاهای بادوام مسئله مصرف را در دو راه اصلاح می­کند. اول، برخلاف کالاهای بی­دوام، گرایش کالاهای بادوام به گذشته بیشتر از یک دوره است، بنابراین به مصرف­کننده­ها برای تعدادی دوره­ها مطلوبیت می­دهد. دوم، کالاهای بادوام یک نرخ استهلاک دارند که کمتر از 100 درصد است. بدین­گونه، مصرف­کننده­ها کالاهای بادوام خریداری می‌کنند تا موقعی که کاملا مستهلک شوند.

کالاهای بی­دوام از هر نوعی که تولید شده­اند، اقلام آن به قصد استفاده برای یک دوره زمانی طولانی­مدت تولید نشده­اند. تفاوت عقیده در این است که چه مدت یک کالا می­تواند در کالاهای مصرفی بی­دوام طبقه­بندی شود. توافق عمومی این است که چنانچه آن کالا بیشتر از سه سال قابلیت استفاده نداشته باشد در این طبقه قرار می­گیرد.

تمایز مابین کالاهای مصرفی بادوام و کالاهای مصرفی بی­دوام قابلیت استفاده مجدد خودشان در دوره زمان تمدید شده است. در حقیقت تمایز مابین کالاهای مصرفی بی­دوام و کالاهای مصرفی بادوام مبنی بر دوام فیزیکی نیست. برای مثال زغال سنگ یک کالای بادوام است اما تنها در یک لحظه سوزانده می­شود.

کالاهای بادوام یک طبقه از محصولات مصرفی مصرف­کننده هستند که نیاز به خرید مکرر ندارند؛ زیرا آنها برای مصرف در یک مدت طولانی ساخته شده­اند. کالاهای بادوام اغلب از کالاهای مصرفی بی­دوام گران­تر هستند. ماشین لباس شویی یک مثال از یک کالای بادوام است. ماشین لباس شویی سال­های زیادی مورد استفاده قرار می­گیرد. ماده پاک کننده شستشو که در ماشین لباس شویی به کار می­رود کالای مصرفی بی­دوام است. موقعی که بطری خالی است ماده پاک کننده باید دوباره خریده شود.

3- مطالعات انجام یافته

میخائیل داربی[8] در دوره مطالعاتی 1970-1947 در کشور آمریکا با روش مورد بررسی[9] OLS به این نتیجه رسید که رابطه بلند­مدت بین مخارج مصرفی و درآمد دائمی وجود دارد. بعلاوه نوسانات کوتاه­مدت مخارج مصرفی متاثر از سه عامل، درآمد اتفاقی، موجودی حقیقی کالاهای بادوام و موجودی حقیقی پول می‌باشد. با توجه به مدل داربی، درآمد اتفاقی سهم زیادی در تعیین رفتار مصرفی دارد و تغییرات موقت در درآمد اشخاص الگوی مصرفی آن‌ها را تحت تاثیر قابل توجه‎ای قرار می‎دهد و در همین راستا با اعمال سیاست‌های پولی و مالی به طور مقطعی می‎توان به اهداف اقتصادی در سطح کلان دست یافت؛ اما می‎دانیم یکی از نتایج سیاستی در چهارچوب فرضیه درآمد دائمی، این است که درآمدهای اتفاقی تاثیر ناچیزی بر مصرف دارند و سیاست‌های پولی و مالی که از طرف مصرف‎کنندگان موقتی تلقی می‎شوند، نمی‎تواند الگوی مصرفی آنان را تغییر دهد.

 امیلیو فرناندز کوروگدو و سیمون پرایس و آندرو بلیک[10] پویایی رابطه­ی کوتاه­مدت و بلندمدت مابین مصرف کالاهای بی­دوام، درآمد غیر وابسته به دارایی[11]، ثروت و قیمت نسبی کالاهای بادوام را در کشور انگلستان در دوره مطالعاتی 1975-2001 آزمایش نموده­اند. از محدودیت بودجه بین دوره­ای، هم­انباشتگی[12] هزینه‌های مصرف کالاهای بی­دوام با درآمد و ثروت و با قیمت نسبی کالاهای بادوام و مصرف کالاهای بی­دوام را مورد بررسی قرار دادند و در نهایت به رابطه زیر رسیدند:

(1)

مصرف کل داده شده است ، که در آن  مصرف کالاهای بادوام،  مصرف کالاهای بی­دوام، r نرخ بهره واقعی روی دارایی،  قیمت نسبی کالاهای بادوام به کالاهای بی­دوام،  نرخ تورم قیمت­های نسبی­، ، Y درآمدهای نیروی کار،  ،  و  .  نسبت کشش­های جانشینی مابین مصرف از کالاهای بی­دوام و کالاهای بادوام است.  ‌ثابت نسبت استهلاک کالاهای بادوام است ، مجموعه ثروت (انسان و دارایی) Wt و g حالت پایدار نرخ رشد سهم کالاهای بادوام است.

 جایی که  و  توابع تمام عامل‌ها در مدل هست. برای سهولت تفاوت داریم  یک محدودیت رفتاری قابل آزمایش است به طوری که احتمالا، .

 با ریسک­گریزی ثابت نسبی مطلوبیت لگاریتم مصرف کالاهای بی­دوام، مصرف کالاهای بادوام و قیمت نسبی کالاهای بادوام هم­انباشته­اند. تنها فرض شده است که آن جا یک رابطه بلندمدت خطی مابین، نرخ حقیقی بهره و تورم نسبی قیمت است.

(2)                                                 

نتایج یوهانسون[13] گزارش می­کند که رابطه مابین مصرف کالاهای بی­دوام، درآمد نیروی کار، ثروت و قیمت نسبی، شامل ضریب­های بلندمدت است. مصرف کالاهای بی­دوام، با افزایش­ ثروت، درآمدهای نیروی کار و قیمت نسبی کالاهای بادوام، افزایش می­یابد. میل نهایی به مصرف خارج از درآمد نیروی کار به ثروت بستگی دارد. مصرف عاملی وابسته به تغییرات در ثروت و قیمت نسبی است. مصرف کالاهای بی‌دوام با افزایش ثروت، درآمد نیروی کار و قیمت نسبی کالاهای بادوام افزایش می‌یابد.

ترنس ویلز[14] در دوره مطالعاتی 1947-1968به برآورد سیستم مخارج خطی[15] بر داده­های اقتصاد کانادا را مورد بررسی قرار می‌دهد و به مشخصه تصادفی مدل و برآورد کردن سیستم‌های معادلات تقاضا توجه خاص نموده و کالاها را به چهار گروه زیر طبقه بندی می­کند:

1. خوراکی­ها: آشامیدنی­های غیر الکلی و غذا، آشامیدنی­های الکلی؛

2. پوشاک: پوشاک، کفش و پاپوش، لوازم شستشو و خشک شویی؛

3. پناهگاه: اجاره، سوخت و نیرو، اسباب و اثاثیه خانوار، میز و لوازم آشپزخانه، دیگر اسباب و اثاثیه خانوار؛

4. سایر کالاها و خدمات: محصولات توتون، بهداشت و درمان، تفریحات، سرگرمی­ها و خدمات فرهنگی، تلفن، ارتباطات دیگر (پست و تلگراف)، کالاها و خدمات سایر کالاها و خدمات.

در نهایت به این نتیجه می­رسد که رشد شاخص قیمت در گروه سایر کالاها و خدمات بیشتر از دیگر گروه­ها است. بالا رفتن غیر عادی هزینه­ی غذا، پوشاک و پناهگاه به صورت کاهش هزینه در گروه­ سایر کالاها و خدمات منعکس شده است و همبستگی مثبت بین غذا و پوشاک وجود دارد.

 منصور زراء نژاد با توجه به فرضیه دوگانگی فی – رانیس[16]، تابع مصرف ایران را به یک اعتبار، به دو بخش شهری و روستایی و به اعتبار دیگر، به کالاهای مصرفی بی­دوام و کالاهای مصرفی بادوام قابل تفکیک می‌داند. نتایج تخمین تابع مصرف برای سال­های 1353-1377 نشان می­دهد که نظریه فرید­من در مقایسه با نظریات کینز، دوزنبری و مودیگلیانی قدرت بیشتری در تبیین رفتار مصرفی جامعه ایرانی دارد. تابع مصرف بلند­مدت ایران از مبدا مختصات می­گذرد و در تمام نقاط شیب یکسانی دارد. بنابراین، در بلند­مدت میل نهایی به مصرف در ایران ثابت و برابر با میل متوسط به مصرف است.

4- حقایق آشکار شده در اقتصاد ایران

نمودار (1) روند رشد سالانه مصرف را نشان می­دهد، همان ­طور که ملاحظه می­شود بالاترین میزان رشد 23/10 درصد است که مربوط به سال 1362 می­باشد، این میزان رشد به دنبال افزایش درآمدهای ارزی کشور، افزایش صادرات و بالا رفتن قیمت نفت و همچنین اجرای سیاست­های پولی و مالی انبساطی و حرکت به سمت تک نرخی کردن ارز و آزادسازی واردات که در طول برنامه اول توسعه صورت پذیرفته ایجاد شده است (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران،1362،ص20). همچنین پایین­ترین میزان رشد متغیر مذکور به میزان 15/12- درصد می­باشد که مربوط به سال 1369 است و دلیل آن کاهش رشد متوسط صنایع و معادن است، چون در میان بخش­های مختلف اقتصاد، گروه صنایع و معادن به دلیل وابستگی زیاد به واردات مواد اولیه، تجهیزات و ماشین­آلات، تاثیرپذیری بیشتری از بحران­های ناشی از نوسانات نرخ ارز، سررسید بدهی­های کوتاه­مدت و درنهایت شناورسازی نرخ ارز در سال­های پایانی برنامه اول داشته است. (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران،25:1369) رشد مصرف اندازه­گیری شده در اقتصاد ایران در طی دوره 1358 تا 1386 حاکی از این است که میانگین رشد مصرف 09/2 درصد در سال بوده است، که این رشد پایین می­تواند تأیید کننده نظریات اقتصادی در این خصوص باشد که مصرف متغیر پایداری است به­طوری که در مقابل کاهش­ها و افزایش­های ناگهانی درآمد از خود واکنش چندانی نشان نمی­دهد.

 

نمودار 1: روند رشد سالانه مص

 

منبع: بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران

 

نمودار 2 رشد سالانه شاخص قیمت مصرف­کننده را نشان می­دهد. همین­طور که ملاحظه می­گردد این متغیر کمترین میزان رشد را در سال 1369 دارد. با کاهش سرعت رشد شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی متوسط شاخص مزبور به 5/6 رسید. این متغیر بالاترین رشد را در سال 1374 داشته که به علت زمینه­ای که از سال 1372 در اثر بحران بدهی­ها، تثبیت نرخ ارز، اعلام غیرقانونی شدن بازار ارز غیر رسمی از طریق دولت فراهم شد و همین­طور به دلیل اعلام تحریم آمریکا علیه ایران نرخ رشد 14/40 درصدی را در این سال شاهد بودیم. پایین­ترین رشد برابر با 62/6 بوده و مربوط به سال 1364 می­باشد، که علت آن را می­توان در وقوع جنگ جستجو نمود، زیرا در طی این دوران نرخ متلاطم تورم را شاهد بوده­ایم. به­طور کلی تورم اندازه­گیری شده در اقتصاد ایران در طی دوره 1358 تا 1386 حاکی از این است که میانگین نرخ تورم 59/17 درصد در سال بوده بنابراین، ایران در زمره کشورهای با درجه تورم شدید1 قرار می­گیرد. (علیا 90:1390)

نمودار 2: روند رشد سالانه شاخص بهای مصرف­کننده

 

 

منبع: بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران

 

در نمودار 3 روند رشد سالانه متغیر ثروت ملاحظه می­شود بیشترین میزان رشد این متغیر ثروت مربوط به سال 1385می­باشد که به میزان 47/20 درصد است و علت آن اعمال سیاست­های پولی و مالی انبساطی می­باشد و کمترین مقدار رشد مربوط به سال 1374 و به میزان 23/8- درصد می­باشد که در اثر کاهش رشد متوسط صنایع و معادن در میان زیر بخش­های مختلف اقتصاد رشد منفی شکاف تولید ایجاد گردیده است. میانگین رشد این متغیر در طی سال­های مورد مطالعه برابر با 2/4 درصد در سال بوده است. (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران،1374،ص17)

براساس سیاست‌های کلی برنامه چهارم، در سال ١٣٨٥ تلاش گردید تا سیاست‌های معطوف به کنترل سطح و تغییرات متغیرهای عملیاتی پولی به گونه‌ای به اجرا درآید تا اهداف نقدینگی و تورم در قالب سیاست‌های پولی مصوب در محدوده اهداف برنامه چهارم تحقق یابد. لیکن تداوم استفاده قابل توجه از حساب ذخیره ارزی برای جبران عدم تحقق درآمدهای ریالی دولت موجب افزایش پایه پولی و درنهایت نقدینگی فراتر از اهداف برنامه گردید. (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران،20:1385)

نمودار 3: روند رشد سالانه ثروت

 

منبع: بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران

 

درآمد قابل تصرف از سال 1353 به بعد به دلیل افزایش درآمدهای نفتی افزایش داشته باشد، و بالقوه زمینه را برای مصرف هر چه بیشتر فراهم سازد. در نمودار 4 روند رشد سالانه متغیر ملاحظه می­شود بیشترین میزان رشد این متغیر درآمد قابل تصرف مربوط به سال­های 1362 و 1369 می­باشد که به­ ترتیب برابر با 17/12 و 169/12 درصد است و علت آن اعمال سیاست­های پولی و مالی انبساطی می­باشد. در سال 1362 با افزایش قیمت­های نفت و وجود ذخایر ارزی مناسب تولید نسبتا مطلوب بوده است. (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران،1373،ص37) کمترین مقدار رشد درآمد قابل تصرف مربوط به سال 1365 و به میزان 9/8- درصد می­باشد؛ که در اثر کاهش رشد متوسط صنایع و معادن در میان زیر بخش­های مختلف اقتصاد رشد منفی شکاف تولید ایجاد گردیده است. همچنین با کاهش شدید بهای نفت و وضعیت نامساعد بازاهای جهانی به همراه تشدید جنگ سرمایه­گذاری در بخش­های اقتصادی کاهش یافت. میانگین رشد این متغیر در طی سال­های مورد مطالعه برابر با 08/2 درصد در سال بوده است (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران 20:1373)

 

 نمودار 4 : روند رشد سالانه درآمد قابل تصرف  

 

منبع: بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران

 

5- تصریح مدل

 هدف این مقاله بررسی عوامل موثر بر مخارج مصرفی کالاهای بی‌دوام در اقتصاد ایران می‌باشد. مدل این مقاله برگرفته از مدل مورد مطالعه امیلیو فرناندز کوروگدو و سایرین است. مدل مورد بررسی در این مقاله به صورت زیر است:

(3)                             

Cd هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور کالاهای بی‌دوام، Yd درآمد قابل تصرف، W ثروت، R(cpi) نرخ تورم، Pd شاخص کالاهای بادوام به بی‌دوام و rr نرخ بهره حقیقی است.

در خصوص علامت مورد انتظار ضریب درآمد قابل تصرف در الگو باید گفت تمامی نظریات مصرف به اتفاق تاثیر درآمد قابل تصرف بر مصرف بخش خصوصی را مثبت می‎دانند.

درآمد قابل تصرف = تولید ناخالص داخلی - ارزش افزوده بخش نفت-­­مالیات‌های مستقیم (تشکینی و سوری 27:1382).

نقدینگی = سپرده‌های مدت‌دار + سپرده‌های پس‌انداز + سپرده‌های جاری + اسکناس و مسکوک

برای متغیر ثروت آمار نقدینگی واقعی (M2/CPI) به عنوان نماینده‌ای از میزان ثروت خانوارهای کشور به کار گرفته شده است. (نوفرستی و عرب مازار،8:1371) با افزایش نقدینگی، مصرف نیز افزایش می‌یابد.

داده‌های نرخ تورم[17] را می‌توان از شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی در مناطق شهری ایران در ماه‌ها و سال‌های مختلف منتشره بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران بدست آورد. هر چقدر تورم بالاتر باشد، قدرت خرید خانوارها و در نتیجه مصرفشان کاهش می‌یابد. تورم وضعیتی است که سطح عمومی قیمت‌ها، به‌طور مداوم و به مرور زمان افزایش می‌یابد. نکته حائز اهمیت در تعریف تورم عنصر زمان و تداوم افزایش سطح عمومی قیمت‌هاست. هر چقدر تورم بالاتر باشد، قدرت خرید خانوارها و در نتیجه مصرفشان کاهش می‌یابد. (تفضلی، 1376، ص 45)

افزایش نرخ بهره منجر به افزایش پس‌انداز مردم می‌شود و در نتیجه هزینه مصرفی آن‌ها کاهش می‌یابد. تغییرات نرخ بهره به عنوان عاملی بر تصمیمات مصرفی خانوارها تاثیر بگذارد. افزایش نرخ بهره منجر به افزایش پس‌انداز مردم می‌شود و در نتیجه هزینه مصرفی آن‌ها کاهش می‌یابد. (اصغرپور، 4:1385)

منظور از نرخ بهره در مطالعه حاضر، نرخ بهره اسمی تسهیلات بانکی است، لذا، برای نشان دادن این متغیر، نرخ سود تسهیلات بانکی می‌تواند جایگزین مناسبی باشد. آمار نرخ سود انواع تسهیلات بانکی از سال 1350 در نماگرهای بانک مرکزی آمده است. برای محاسبه نرخ بهره واقعی طبق نظریه فیشر نرخ بهره اسمی را از تورم کسر می‌کنیم.

بانک مرکزی در آمارهای سالانه خود، فقط به محاسبه هزینه‌های مصرفی کالاهای بادوام، هزینه‌های مصرفی کالاهای بی‌دوام و هزینه‌های مصرفی کالاهای نیمه بادوام می‌پردازد. یعنی بانک مرکزی به محاسبه قیمت و میزان مصرف کالاهای بی‌دوام، کالاهای بادوام و کالاهای نیمه بادوام نمی‌پردازد. پس به محاسبه شاخص کالاهای بادوام به کالاهای بی‌دوام می‌پردازیم.

 

شاخص کالای بادوام

=

هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور بر حسب کالاهای بادوام به قیمت‌های ثابت سال 1376/ هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور بر حسب کالاهای بادوام به قیمت‌های جاری

شاخص کالای بی دوام

=

 

هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور بر حسب کالاهای بی‌دوام به قیمت‌های ثابت سال 1376/ هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور بر حسب کالاهای بی‌دوام به قیمت‌های جاری

 

نسبت شاخص کالای بادوام به نسبت شاخص کالای بی دوام

=

شاخص‌کالاهای‌ بادوام/شاخص‌کالاهای ‌بی‌دوام‌

 

بر اساس تئوری مصرف کننده با افزایش قیمت یک کالا (کالای بادوام) منجر به افزایش تقاضا برای کالای (بی­دوام) می­شود در صورتی که دو کالا جانشین باشند. بنابراین قیمت نسبی کالاهای بادوام به کالاهای بی‌دوام همواره رو به افزایش است و با افزایش قیمت نسبی کالاهای بادوام به کالاهای بی‌دوام، مصرف افزایش می‌یابد. بنابر­این همواره صورت کسر از مخرج کسر بزرگ­تر است. طبق تعریف، کشش جانشینی مبین درصد تغییر در مقدار کالای مورد تقاضا به درصد تغییر در قیمت سایر کالاهاست. که مقدار آن برای نسبت مصرف کالاهای بادوام به بی­دوام در زمان افزایش قیمت بزرگ­تر از یک می­باشد.

5-1- آزمون مانایی متغیرهای مدل

آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته[18] بر روی متغیرهای مدل (هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور کالاهای بی‌دوام، درآمد قابل تصرف، ثروت، نرخ تورم، شاخص کالاهای بادوام به بی‌دوام و نرخ بهره حقیقی) صورت گرفت. این متغیرها در سطح مانا نبوند و با یک مرتبه تفاضل گیری مانا شدند. اساس کار بدین صورت است که آماره آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته ارائه شده می‌باید در سطح اطمینان مورد نظر بزرگتر از مقادیر بحرانی باشد. نتایج نشان می‌دهند که به دلیل کوچک‌تر بودن آماره آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته از مقادیر بحرانی نمی‌توان فرضیه H0 را مبنی بر نامانایی متغیرها در سطح 10% رد کرد. بنابراین این متغیرها در سطح نامانا هستند و با یک مرتبه تفاضل گیری آماره آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته از مقادیر بحرانی بزرگ‌تر می‌شود. فرضیه صفر مبنی بر نامانایی این متغیرها در سطح اطمینان 90% رد می‌شود. در نتیجه این متغیرها مانا از تفاضل مرتبه اول یا[19] I(1) است.

جدول 1: آزمون مانایی متغیر‌های مدل

هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور کالاهای بی‌دوام

مقدار آماره آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته

مقادیر بحرانی در 10% اطمینان

آزمون در سطح متغیر

-0/214890

-2/60486

نامانا

آزمون در تفاضل مرتبه اول

-4/923200

-2/60583

مانا

درآمد قابل تصرف

 

 

 

آزمون در سطح متغیر

-0/486306

-2/60065

نا مانا

آزمون در تفاضل مرتبه اول

-4/992704

-2/60222

مانا

ثروت

 

 

 

آزمون در سطح متغیر

1/426333

-2/60065

نا مانا

آزمون در تفاضل مرتبه اول

-3/192474

-3/18423

مانا

نرخ تورم

 

 

 

آزمون در سطح متغیر

-1/401345

-1/61249

نا مانا

آزمون در تفاضل مرتبه اول

-7/598011

-1/61232

مانا

شاخص کالاهای بادوام به بی‌دوام

 

 

 

آزمون در سطح متغیر

-1/021090

-1/61171

نا مانا

آزمون در تفاضل مرتبه اول

-8/794365

-1/61171

مانا

نرخ بهره حقیقی

 

 

 

آزمون در سطح متغیر

-2/338605

-1/61120

نا مانا

آزمون در تفاضل مرتبه اول

-6/716811

-1/61090

مانا

5-2- تعیین وقفه بهینه

می‌خواهیم با استفاده از داده‌های سالانه بانک مرکزی مدل را برآورد کنیم. اولین مرحله تعیین مرتبه الگوی خود بازگشت (خودرگرسیون) برداری[20] است. مقادیر آماره‌های حاصل از برآورد الگو را، برای طول وقفه k=0 تا k=2 در جدول 4 مشاهده می‌کنیم. بدین منظور می‌توان از معیار آکائیک استفاده کرد. لذا بر اساس این آزمون طول وقفه بهینه معیار آکائیک که با ستاره نشان داده شده است، 2 می‌باشد.

جدول 2: تعیین طول وقفه

طول وقفه

لگاریتم

درست‌نمایی[21]

معیار آکائیک[22]

معیار شوارتز[23]

آماره نسبت درست‌نمایی

0

-964.1637

66.90784

67.19073

NA

1

-824.8600

59.78345

61.76367*

211.3573*

2

-779.4019

59.13117*

62.80872

50.16064

 

 5-3 - آزمون هم‌انباشتگی یوهانسن[24]

پس از تعیین طول وقفه باید نسبت به تشخیص وجود روند و عرض از مبدا در رابطه کوتاه‌مدت و بلندمدت اقدام نمود. در این جا به طور هم­زمان برای تشخیص شکل الگوی تصحیح خطا و تعداد بردارهای هم‌انباشتگی، از روش هم‌انباشتگی یوهانسن بر اساس آزمون اثر  و آزمون حداکثر مقدار ویژه  استفاده می‌شود.

برای داده‌های سری زمانی، روند زمانی خطی و برای توابع، هم‌انباشتگی را در نظر داشته باشیم و بر اساس آماره AIC، مرتبه مناسب الگوی VAR را برابر k=2 داشته باشیم، نتایج برآورد یوهانسن را بر مبنای نسبت درست‌نمایی  در جدول 5 ارائه شده است. بر اساس آماره‌های جدول 3 و جدول 4 یا با توجه به مقادیر بحرانی برای سطح اهمیت 5%، تعداد معادلات هم‌انباشتگی، حداکثر برابر سه است. با توجه به این که آماره نسبت LR کمتر از مقدار بحرانی مربوطه است، نمی‌توانیم فرضیه  را رد کنیم. نتایج به شرح زیر است.

 آزمون اثر[25] در حالت الف فرضیه H0 بیان می‌دارد که، رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها وجود ندارد. در حالت ب فرضیه H0 بیان می‌دارد که، حداقل یک رابطه بلندمدت بین متغیرها وجود دارد. در حالت ج فرضیه H0 بیان می‌دارد که، حداقل دو رابطه بلندمدت بین متغیرها وجود دارد. با توجه به نتایج به دست آمده فرضیه H0 با احتمال 95% رد می‌شود. این نشان می‌دهد ترکیب خطی متغیرها مانا بوده و رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها وجود دارد. وجود حداقل یک رابطه هم‌انباشتگی مبنی بر وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها تایید می‌شود.

 

جدول 3: بررسی نتیجه آزمون حداکثر مقادیر ویژه

مقدار بحرانی> آزمون حداکثر مقادیر ویژه

فرضیه H1 (فرضیه مخالف)

فرضیه H0

حالت

117.1514>40.07757

   

الف

64.28222>33.87687

   

ب

34.51980>27.58434

   

ج

 

در آزمون حداکثر مقادیر ویژه[26] در حالت الف فرضیه H0 بیان می‌دارد که، رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها وجود ندارد. در حالت ب فرضیه H0 بیان می‌دارد که، حداقل یک رابطه بلندمدت بین متغیرها وجود دارد. در حالت ج فرضیه H0 بیان می‌دارد که، حداقل دو رابطه بلندمدت بین متغیرها وجود دارد. با توجه به داده‌ها در جدول (3)، فرضیه H0 با احتمال 95% رد می‌شود. این نشان می‌دهد ترکیب خطی متغیرها مانا بوده و رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها وجود دارد. وجود حداقل یک رابطه هم‌انباشتگی مبنی بر وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها تایید می‌شود.

6-1- نتایج تجربی

با توجه به وجود حداقل یک رابطه بلندمدت بین متغیرها می‌توانیم رابطه بلندمدت را بر اساس الگوی تصحیح خطای برداری بدست آوریم ( با طول وقفه 1). حال مقادیر بدست آمده در رابطه (3) جای­گذاری می‌شود.

 

 

 

ضریب ثابت  نشان دهنده متوسط تاثیر متغیرهایی است که در مدل وجود ندارند، اما بر هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور کالاهای بی‌دوام تاثیر دارند. به عبارتی با یک واحد افزایش درآمد قابل تصرف، ثروت و شاخص کالاهای بادوام به بی‌دوام، هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور کالاهای بی‌دوام به ترتیب، 3/0، 22 و 74346 میلیارد ریال افزایش می‌یابد. یک واحد افزایش هزینه‌های مصرفی نهایی خانوارهای کشور کالاهای بی‌دوام، نرخ تورم و نرخ بهره حقیقی به ترتیب 2973 و 3078 میلیارد ریال کاهش می‌یابد.

ضریب درآمد قابل و ثروت مثبت است. ضریب نرخ تورم منفی معنی دار است. هر چه نرخ تورم افزایش یابد، مصرف فرد کاهش می‌یابد. ضریب شاخص نسبت کالاهای بادوام به بی‌دوام مثبت است. هر چقدر شاخص کالاهای بادوام به بی‌دوام افزایش پیدا کند، مصرف فرد افزایش می‌یابد. ضریب نرخ بهره حقیقی منفی و معبا دار است.

بنابراین زمانی که نسبت کالاهای بادوام به بی‌دوام افزایش می‌یابد، مصرف کالاهای بی‌دوام افزایش می‌یابد. همچنین افزایش ثروت و درآمد بر مصرف کالاهای بی‌دوام اثر مثبت و معنا دار دارد.

تغییرات سطح عمومی قیمت‌ها و تغییرات در انتظارات مردم نسبت به آینده دو عامل مهم هستند که بر مخارج مصرفی و سطح پس‌انداز تاثیر می‌گذارند. هر‌گاه سطح عمومی قیمت‌ها افزایش یابد، با این فرض که درآمد پولی ثابت بماند، میل متوسط به مصرف بالا می‌رود. در این صورت درآمد واقعی کاهش می‌یابد و نسبت مصرف به درآمد را بالا می‌برد.

انتظارات مصرف‌کننده نسبت به افزایش قیمت‌ها در آینده موجب می‌شود که مصرف‌کنندگان نسبت به سایر موارد سهم بیشتری از درآمدشان را برای کالاهای مصرفی خرج کنند. این امر ممکن است موجب تغییر وضعیت و شیب تابع مصرف شود. برای مثال هرگاه پیش‌بینی شود که با افزایش ملایم قیمت‌ها، تورم ملایمی در اقتصاد به وجود می‌آید، مصرف‌کنندگان نسبت بیشتری از درآمدشان را به خرید کالای مصرفی اختصاص خواهند داد.

مصرف، تابعی مستقیم از درآمد و ثروت است. با افزایش ثروت مصرف افزایش می­یابد و مقدار پس­انداز کاسته می­شود. چنانچه ثروت افزایش یابد سبب افزایش مصرف می­شود.

درآمد و ثروت خانوارها نقش مهمی را در مصرف کالاها ایفا می‌کند. خانوارها در صورتی که درآمد دایمی مشخصی داشته باشند، می‌توانند برای مصرف خود برنامه‌ریزی کنند. اگر درآمدهایی غیر از کار کردن (سهام، اوراق مشارکت، دریافت اجاره و...) را داشته باشند، سهم مصرف کالاهای بی‌دوام افزایش می‌یابد. از این رو بهتر است افراد را برای سرمایه­گذاری در سهام و یا خرید اوراق مشارکت تشویق نمود. در صورت افزایش درآمد افراد، مصرف آن‌ها نیز افزایش می‌یابد و باعث افزایش تولید می‌گردد.

تورم به عنوان متغیر اساسی در ایجاد نااطمینانی در اقتصاد، تاثیر به سزایی بر رفتار مصرف خانوارها دارد. لذا بررسی مستقل تاثیر این متغیر بر مصرف و راهکارهای کاهش اثرات سوء آن‌ ضروری به نظر می‎رسد.



[1]- John Maynard Keynes

[2]- James Dusenberry

[3]- Franco Modigliani

[4]- Irving Fisher

[5]- Budget Constraint

[6]- Corugedo

[7]- Caballero

[8]- Michael Darby

[9]- Ordinary Least Squares (OLS)

[10]- Emilio Fernandez-Corugedo , Simon Price , Andrew P. Blake

[11]- Non-asset Income

[12]- Cointegration

[13]- Johansen

[14]- Wales, Terence

[15]- linear Expenditure System (LES)

[16]- John Fei - Gustav Ranis

1- Galloping Inflation

1- رشد متوسط شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی (نرخ تورم) که برابر است با شاخص قیمت مصرف کننده (CPI)

[18]- Augmented Dickey-Fuller (ADF) Test

[19]- Integrated of Degree one

[20]- Model Vector Auto Regression (VAR)

[21]- Likelihood-ratio test (LR)

[22]- Akaike info Criterion (AIC)

[23]- Schwarz ‍Criterion (SC)

[24]- Johansen Cointegration Test

[25]- Trace Statistic

[26]- Max-Eigen Statistic

منابع

ــ بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1362). گزارش اقتصادی و ترازنامه سال1362، تهران.

ــ بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1369). گزارش اقتصادی و ترازنامه سال1369، تهران.

ــ بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1374). گزارش اقتصادی و ترازنامه سال1374، تهران.

ــ بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1373). بررسی تحولات اقتصادی کشور طی سال­های 1369-1361. به انضمام خلاصه تحولات اقتصادی کشور در سال­های 1371-1370، اداره بررسی­های اقتصادی، تهران.

ــ بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1385)، گزارش اقتصادی و ترازنامه سال1385. تهران.

ــ تفضلی، فریدون(1376). اقتصاد کلان نظریه‌ها و سیاست‌های اقتصادی، نشر نی، تهران.

ــ دورنبوش، رودیگر و فیشر، و استانلی (1380).اقتصاد کلان. ترجمه محمد حسین تیزهوش تابان، نشر سروش، تهران.

ــ زراء نژاد، منصور )1382). تخمین تابع مصرف کالاهای مصرفی برای دو­گروه خانوارهای شهری و روستایی ایران در دوره 1353-1377.فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، 16 :23-46.

ــ علیا، میترا (1390). برآورد شکاف تولید و تاثیر آن بر نرخ تورم در اقتصاد ایران. پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد واحد علوم و تحقیقات تهران.

ــ منکیو، گریگوری ن (1383). اقتصاد کلان. ترجمه حمید رضا برادران شرکا و علی پارسائیان، نشر دانشگاه علامه طباطبایی، تهران.

ــ تشکینی، احمد و مولود، امیررشا (1382). تخمین تابع مصرف بخش خصوصی در اقتصاد ایران. تهران، پژوهشنامه اقتصادی،25:25-27.

ــ مهرگان، نادر، مرتضی عزتی و حسین اصغرپور (1385). بررسی رابطه علی بین نرخ بهره و تورم: با استفاده از داده­های تابلویی. فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی،3: 4-5.

ــ نوفرستی،محمد و عباس عرب مازار (1371). یک الگوی اقتصاد سنجی کلان برای اقتصاد ایران. مجله پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، 45: 18-21.

-    Caballero, R. J. (1994). Notes on the theory and evidence on aggregate purchases of durable goods. Oxford Review of Economic Policy, 10(4):107-117.

-    Corugedo, F.E, (2004). Consumption theory. Bank of England, 23(7): 27-31.

-    Darby, M.R, (1970). The dynamics of the allocation of transitory income among consumer’s assets. PHD Thesis, University of Chicago.

-    Fernandez-Corugedo, E., Price, S., Blake, P.A. )2007( The dynamics of aggregate UK consumers'non-durable expenditure. Economic Modelling 24(12): 453–469.

-    Johansen, S., 1995. Likelihood-Based inference in cointegrated vector auto-regressive models. , Oxford, Oxford University Press.

-    Wales,, Terence. I., l971. A generalized linear expenditure model of the demand for nondurable goods in Canada. Canadian Journal of Economics 4(1):471–484.