بررسی اثرات سیاست پولی بر تولید ناخالص داخلی از طریق کانال وام دهی سیستم بانکی در ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

هدف این مقاله بررسی اثرات سیاست پولی بر تولید ناخالص داخلی و سطح عمومی قیمت‌هااز طریق کانال اعتباری (کانال وام دهی بانکی) در ایران طی دوره 2Q1387- 1Q1368 می‌باشد. بدین منظور با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری (VEC) اثرات سیاست پولی از طریق کانال وام دهی مورد بررسی قرار گرفت. به طور کلی نتایج حاکی از این است که افزایش حجم پول، به دلیل افزایش بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی، تنها در کوتاه مدت سطح تولید را افزایش می‌دهد و حتی در بلند مدت اثر منفی بر آن دارد. ولی سطح عمومی قیمت‌ها را هم در کوتاه مدت و هم در بلند مدت افزایش می‌دهد. بنابراین استفاده از این ابزار سیاستی برای متاثر ساختن سطح تولید مناسب نمی‌باشد ولی می‌توان از آن به منظور سیاست‌های ضد تورمی کمک گرفت.

کلیدواژه‌ها


1- مقدمه

اخیراً کشورهای مختلف از جمله ایران، بحران‌های پولی و بانکی و شوک‌های نرخ ارز را که به صورت فرسایش سرمایه بانک و کاهش وام دهی بانک‌ها نمایان شده است، تجربه کرده اند. مسائل و مشکلات ایجاد شده در بخش بانکی، اعتماد سرمایه گذار را کاهش و شتاب خروج سرمایه از کشورها را افزایش داده است. لذا کاهش فعالیت­های واسطه گری سبب از بین رفتن شاهراه اعتباری بنگاه‌ها در طول بحران‌ها و سوق یافتن کسب و کار به سمت مخارج و تولید کوتاه مدت شده است.

یکی از مهمترین عوامل اثرگذار بر اعتبار بانک‌ها در جهت اعطای وام، سیاست پولی است، این سیاست معمولاً توسط بانک مرکزی و با استفاده از ابزارهای متعددی از جمله ابزار نرخ ذخیره قانونی، نرخ تنزیل مجدد و عملیات بازار باز انجام می‌شود. سیاست پولی از طریق کانال‌های مختلفی مانند: کانال نرخ بهره[1]، کانال نرخ ارز[2]، کانال قیمت سایر دارایی‌ها[3] و کانال اعتباری[4] بر تولید اثرگذار می­باشد. اقتصاددانان بر این دیدگاه که سیاست پولی در کوتاه مدت بر بخش واقعی اقتصاد مؤثر است اتّفاق نظر دارند ولی اختلاف نظر آنها بر سر کانال­های اثرگذاری و اهمیت آنها نسبت به یکدیگر می­باشد.

از آنجایی که بانک‌ها نقش ویژه­ای در سیستم مالی در خصوص حل مسئله اطلاعات نامتقارن[5] بازارهای اعتباری ایفاء می­کنند، کانال وام دهی بانک­ها بر اساس همین نقش ویژه آنها مطرح شده است. به ترتیبی که قرض گیرندگان به واسطه سیستم بانکی به بازارهای مالی دسترسی پیدا می­کنند. از طرف دیگر هیچ جانشین کاملی بین سپرده‌های جزئی بانکی و دیگر منابع مالی وجود ندارد. در این مقاله، ساز و کار انتقال سیاست پولی از کانال اعتباری(کانال وام دهی سیستم بانکی) مورد بررسی قرار خواهد گرفت. در واقع، سیاست پولی از طریق کارکرد کانال اعتباری به اقتصاد منتقل می‌شود و در نهایت بر تولید و سطح عمومی قیمت‌ها اثرگذار خواهد بود.

فرضیه­هایی که در این تحقیق مورد بررسی قرار می‌گیرند عبارتند از: شوک مثبت بدهی بانک­ها به بانک مرکزی منجر به افزایش تولید ناخالص داخلی از طریق وام دهی سیستم بانکی نمی­شود و همچنین شوک مثبت بدهی بانک­ها به بانک مرکزی منجر به افزایش سطح عمومی قیمت­ها از طریق وام دهی سیستم بانکی نمی­شود. در این مقاله بعد از مقدمه، مروری بر ادبیات موضوع ارائه می­شود. در ادامه نیز با اشاره کوتاهی به الگوی تصحیح خطای برداری (VEC)[6] به بررسی نتایج تجربی در ایران پرداخته و در نهایت جمع بندی و نتیجه­گیری ارائه خواهد شد.

2- مروری بر ادبیات موضوع

2-1- مبانی نظری

سیاست پولی مجموعه اقداماتی است که بانک مرکزی به منظور کنترل فعالیت‌های اقتصادی جامعه به کار می‌برد. چنین سیاستی بر عرضه پول و نرخ بهره اثر می‌گذارد و از این طریق بسیاری از اهداف اقتصادی مانند: افزایش اشتغال، ثبات قیمت‌ها و حل مشکل رکود را متأثر می­سازد. در واقع سیاست پولی، اتخاذ تدابیری به منظور کنترل و تنظیم حجم پول در گردش است. مکاتب مختلف دیدگاه‌های متفاوتی در مورد اثرگذاری سیاست پولی بر اقتصاد دارند. مرکانتلیست‏ها[7] اعتقاد داشتند که لازمه رشد سریع تجارت، گردش پول بیشتر در اقتصاد مى‏باشد. به عبارت دیگر بین عرضه پول و میزان فعالیت اقتصادى رابطه مستقیم وجود دارد و براین‏ اساس هر گاه عرضه پول افزایش یابد (در صورت ثابت بودن سایر عوامل) این عامل موجب افزایش حجم فعالیت‌هاى اقتصادى مى‏شود. همچنین استدلال مى‏کردند که افزایش حجم پول در گردش گاهى اوقات موجب افزایش تورمى قیمت‌ها مى‏شود (تفضلى، 1375: 332).

اقتصاددانان کلاسیک همچون اسمیت و سی بر این عقیده‏اند که پول در بلند مدت خنثى و بى‏اثر است؛ زیرا تعادل اشتغال کامل یک پدیده بلند مدت است و در صورت عدم دخالت دولت هیچ دلیلى براى پیدایش تورم و رکود اقتصادىوجود ندارد (رحمانی، 1378: 204).

کینزین‌ها نیز در سیاست پولى، هدف میانى را نرخ بهره قرار داده و معتقد به اثرگذارى سیاست پولى از مجراى تغییر نرخ بهره هستند. موضع افراطى این دیدگاه که گروهى ازاقتصاددانان به عنوان مالیون یا طرفداران نظریه مالى از آن حمایت مى‏کنند، آن است که کشش سرمایه‏گذارى نسبت به نرخ بهره در کوتاه مدت بسیار اندک و حتى صفر است (منحنی IS عمودی است) و این موجب مى‏شود که تغییرات حجم پول و اجراى سیاست پولى تنها موجب تغییر نرخ بهره شده و نه تنها اثری بر تولید نداشته باشد، بلکه فقط ترکیب آن را تغییر دهد (میشکین، 1995).

فریدمن(1956) بیان می‌دارد که افزایش حجم پول فقط در کوتاه‏مدت مى‏تواند بر تولید ناخالص ملى اثر محسوس داشته باشد، ولى در میان ‏مدت و بلند مدت، افزایش حجم پول فقط اثر تورمى دارد (تفضلی، 1375: ‏503).

از مکاتبى که اصول فکرى خود را بر اساس فرضیه انتظارات عقلایى بنا نهاد، کلاسیک‏هاى جدید مى‏باشد. یکى از مفروضات این دیدگاه آن است که سیاست پولى با نوسانات اقتصادى ارتباطى ندارد. طبق الگوى انتظارات عقلایى کلاسیک‏هاى جدید، تلاش سیاست­گذاران به منظور تغییر سطح تولید نه تنها بى اثر خواهد ماند، بلکه سیاست‌هاى فعّال پولى نیز در مقایسه با سیاست نرخ ثابت رشد پول، به افزایش نوسانات تولید مى­ انجامد. برخلاف تفکر کلاسیک‏هاى جدید مبنى بر به بن ‏بست رسیدن انقلاب کینزى، اقتصاددانان کینزى یا کینزین‏هاى جدید بر این باورند که تحلیل‌ها و سیاست‌هاى کینزى همچنان پاسخ‏گوى مسایل اقتصادى جارى مى‏باشد. اصول فکرى این مکتب توسط اقتصاددانان کینزى آمریکایى و بالأخص توبین (1960) و مودیگلیانى (1960) توسعه یافته است. آنها ضمن طرفدارى از سیاست مالى معتقدند که استفاده از سیاست فعّال پولى (به جاى سیاست مداوم رشد عرضه پول مکتب پولى و کلاسیک‌های جدید) نیز براى مقابله بانوسان‌هاى اقتصادى مفید مى‏باشد. ‏فیشر (1977) به عنوان یکى از طرفداران این مکتب بیان می‌دارد که مى‏توان با انتظارات عقلایى نیز الگویى طرح کرد که در آن اعمال سیاست پولى هماهنگ بتواند اقتصاد را به حالت تعادل برگرداند (برانسون 1376:297).

2-2- ساز و کار اثرگذاری سیاست پولی از طریق کانال اعتباری (کانال وام دهی)

همان طور که بیان شد سیاست پولی با استفاده از ابزارهای مناسب و از طریق کانال نرخ بهره، کانال نرخ ارز، کانال قیمت سایر دارایی‌ها و کانال اعتباری بر تولید و در نهایت اقتصاد اثرگذار می‌باشد. ادبیات موضوع نشان می‌دهد که کانال اعتباری از طریق دو کانال وام دهی و ترازنامه بانکی موجب اثرگذاری سیاست پولی بر اقتصاد می­گردد. طبق کانال وام دهی بانکی فرض می­شود که اعتبارات بانکی منبع اصلی تأمین مالی بنگاه‌های کوچک و متوسط هستند، حال آنکه بنگاه‌های بزرگ می‌توانند به طور مستقیم از طریق انتشار سهام و اوراق قرضه، به بازار‌های اعتباری دسترسی داشته باشند. بنابراین اعتبارات نقش مهمی در انتقال و ایجاد ارتباط بین بخش پولی و مالی و بخش واقعی اقتصاد بازی می­کنند. اثرگذاری سیاست پولی از طریق کانال وام دهی بانکی مورد توجه ویژه ای در مطالعاتی همچون برنانک و بلایندر (1992)[8]، برنانک (1993)[9]، برنانک و گرتلر(1995)[10]، مشکین (1995)[11] و تیلور (1995)[12] قرار گرفته است.

برنانک و گرتلر (1995) اعتقاد دارند که یک سیاست پولی انقباضی که باعث کاهش در وام دهی بانک‌ها می‌شود، باعث یک کاهش پایدار در قدرت خرید مصرف کنندگان می­شود. همچنین برنانک و بلایندر (1992) نشان دادند که سیاست پولی انقباضی، سبب کاهش غیرمستقیم مخارج از طریق کاهش عرضه وام بانکی می­شود. زیرا انقباض‌های پولی، سپرده‌ها را در سمت بدهی‌های ترازنامه بانک‌ها کاهش خواهد داد. با فرض اینکه وام‌ها و اوراق بهادار در سمت دارایی‌های ترازنامه بانک‌ها جانشین ناقص یکدیگر باشند، بانک‌ها تمایل به جذب کامل زیان‌های سپرده از طریق کاهش نگهداری اوراق بهادار را نخواهند داشت در نتیجه تحت چنین شرایطی انقباض پولی باعث کاهش عرضه وام‌های بانکی خواهد شد.

دو دیدگاه اصلی متّضاد در مورد کانال وام دهی در ساز و کار اثرگذاری سیاست پولی وجود دارد که شامل دیدگاه رومر و رومر (1989)[13] و دیدگاه کاشیاپ و استین (2000)[14] می‌باشد. رومر و رومر (1989) با استفاده از سیستم معادلات همزمان بیان می­دارند که سیاست پولی فعالیت‌های واقعی اقتصاد را تحت تأثیر قرار داده و روی بخش واقعی اقتصاد اثرگذار می‌باشد. در نهایت آنها به این نتیجه رسیدند که وام­های بانکی نقش مهمی در ساز و کار اثرگذاری سیاست پولی بازی نمی‌کنند و پاسخ وام دهی سیستم بانکی به این سیاست‌ها صرفاً یک پاسخ درونی به شکل کاهش در محصول و تولید است. از طرف دیگر کاشیاپ و استین (2000) بیان می‌دارند که بانک‌های تجاری نتیجه ای متّضاد دیدگاه رومر و رومر(1989) بدست آوردند. آنها اعتقاد دارند که تأثیر سیاست پولی بر روی رفتار وام دهی بانک­ها بستگی به نقدینگی و ترازنامه مالی بانک­ها دارد. آنها در نهایت به این نتیجه رسیدند که اگر سیاست پولی، وام دهی بانک­ها را تحت تأثیر قرار دهد، آنگاه سبب کاهش بیشتر وام‌ها در بانک­های با دارایی‌های کمتر نقدشونده خواهد شد. زیرا بانک‌ها با دارایی­های نقدتر می­توانند از سبد دارایی وام خود از طریق کم کردن ذخایر احتیاطی و اوراق بهادار محافظت نمایند. این در حالی است که اگر بانک­ها با دارایی­های کمتر نقدشونده، نخواهند که نسبت وجوه نقد و اوراق بهادار خود را خیلی کمک کنند، مجبور خواهند بود که وام دهی خود را کاهش دهند.

2-3- پیشینه تحقیق

در این خصوص سنگونول و توربک (2005)[15] در ترکیه این موضوع را که آیا سیاست پولی انقباضی عرضه وام‌های بانکی را کاهش می‌دهد بررسی کردند. آنها براساس مطالعه کاشیاپ و استین (2000) دریافتند که کاهش عرضه پول حتماً عرضه وام‌های بانکی در ترکیه را کاهش می­دهد. به نحوی که احتمالاً افزایش نرخ‌های بهره، طی یک دوره بحران تراز پرداخت‌ها ممکن است ضد تولید باشد. چنین سیاستی ممکن است نیازمند جذب سرمایه و تقویت نرخ ارز باشد. به هر حال اگر بتوان از طریق اعمال سیاستی، وام دهی بانک را کاهش داد، اثر انقباضی آن چند برابر خواهد شد. رکود اقتصادی ناشی از این سیاست ممکن است سبب کاهش اعتماد سرمایه گذار و تشدید بحران شود.

همچنین هیوالسیگ و مایر (2005)[16] در مطالعه برای آلمان نشان دادند که مطابق با کانال اعتباری، سیاست پولی بر سطح سرمایه گذاری و مخارج مصرف کنندگان با تغییراتی در هزینه سرمایه و بازدهی پس انداز اثرگذار است. آنها همچنین اشاره می­کنند که سیاست پولی مخصوصاً روی رفتار وام دهی بانک‌های کوچک دارای ترازنامه‌هایی با نقدی کمتر، موثرتر است. به این معنی که در اثر یک شوک انقباضی سیاست پولی، عرضه و تقاضای وام در بانک­های کوچک به تدریج کاهش می­یابد.

از طرفی آنگلونی و بنویت (2002)[17] با استفاده از داده‌های مربوط به تقاضای کل، ترازنامه بخش بانکی و بنگاه‌های غیر مالی کشورهای منطقه اروپا (آلمان، فنلاند، فرانسه، ایرلند، ایتالیا، لوگزامبورگ، هلند، پرتغال و اسپانیا) و آمریکا با استفاده روش تخمین الگوهای ساختاری، خود رگرسیون برداری (VAR)[18] و روش داده‌های تابلویی به بررسی ساز و کار اثرگذاری پولی پرداختند. آنها دریافتند که افزایش در نرخ بهره کوتاه مدت، تولید را به طور لحظه­ای کاهش می­دهد و قیمت‌ها نیز خیلی به آرامی واکنش نشان می‌دهند به طوری که تورم در سال اول افزیش می­یابد و در چند سال بعد به تدریج تنزل می­یابد. از طرفی تقاضای سرمایه گذاری نیز نسبت به مخارج مصرفی در انتقال انقباض پولی به تولید نقش مهم تری را به عهده دارد. کانال نرخ بهره در اکثر کشورها وجود دارد ولی بدین معنا نیست که این کانال همواره کانال اصلی بوده است. نقش کانال اعتباری درکشورهای مختلف متفاوت بوده است و شاید نقش کانال اعتباری از آن مقداری که در منطقه اروپا از سیستم بانکی در تأمین مالی انتظار می­رفته کمتر بوده است.

آلفارو، فرانکن، گارسیا و جارا (2004)[19] نیز در مطالعه­ای در خصوص روسیه دریافتند که با اعمال یک سیاست پولی، بانک­ها متناسب با سبد دارایی خود نسبت به این سیاست واکنش نشان می­دهند. آنها در واقع به همان نتیجه کاشیاپ و استین (2000) رسیدند که بانک­های با نقدینگی بیشتر حساسیت کمتری به اجرای سیاست‌های پولی از خود نشان می­دهند.

همچنین ژوریکالا و کاراس (2009)[20] بررسی کردند که بانک‌هایی با سرمایه بالا، رفتار وام دهی خود را سازگار با اعمال سیاست پولی نمی‌دانند و در هنگام اعمال این نوع سیاست­ها حساسیت و واکنش کمی در وام دهی از خود نشان می­دهند. ویهانس دسوزو (2006)[21] نیز به این نتیجه رسیدند که عکس العمل بانک­ها نسبت به اعمال سیاست‌های پولی بستگی به دارایی و سرمایه بانک‌ها دارد.

کاراس، کوئن و ویل (2009)[22] در این زمینه بیان می‌دارد که بانک‌های خارجی و بانک­های عمومی داخلی در هنگام اعمال سیاست پولی کاراتر از بانک‌های خصوصی عمل می‌کنند. کریلوا (2002)[23] نیز بیان داشت که اعمال سیاست پولی انقباضی موجب کاهش سپرده­های بانکی شده و به تبع آن اعتبارات بانکی کاهش می­یابد. کاهش اعتبارات بانکی خود باعث کاهش سرمایه­گذاری و لذا افت تولید واقعی خواهد شد. در واقع سیاست پولی انقباضی، موجب کاهش سپرده‌های بانکی شده و بانک‌ها نمی­توانند به آسانی میزان کاهش در سپرده­ها را با منابع دیگر جایگزین کنند و به ناچار تعدادی از متقاضیان دریافت اعتبار از چرخه اعتبارات حذف می­شوند و به دنبال آن سرمایه­گذاری و تولید واقعی کاهش می­یابد. وی بیان می­دارد که عکس این حالت زمانی اتفاق می‌افتد که سیاست پولی انبساطی اعمال شود.


3- روش شناسی و تصریح الگو

3-1- چارچوب عمومی الگوی VEC

فیلیپس (1954)[24]در مقالاتی که در مجله اقتصادی منتشر ساخت، الگوی تصحیح خطای برداری را برای اولین بار به ادبیات اقتصادسنجی معرفی کرد. این الگو، جزء الگوهای پویا به شمار می‌رود. البته در سری‌های زمانی کاربردی، انواع گوناگونی از الگو‌های پویا وجود دارند. مبنای آماری استفاده از الگو‌های تصحیح خطای برداری وجود همجمعی[25] بین متغیرهای اقتصادی است. الگو‌های پویای تصحیح خطای برداری امکان تعیین روابط بلند مدت بین متغیرهای درونزا را مهیا می‌سازند. علاوه بر آن، این الگو‌ها رفتار کوتاه ‌مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلند مدت آنها ربط می‌دهند و نشان می‌دهند چگونه عدم تعادل مربوط به روابط تعادلی بلند مدت متغیرها بر تغییرات پویای کوتاه ‌مدت آنها تأثیر می‌گذارد. این ویژگی‌های منحصر بفرد الگو‌های تصحیح خطای برداری که آنها را از سایر الگو‌های اقتصادسنجی متمایز می‌سازد، باعث شده است که این الگوها در دهة 1990 به سرعت رشد تکاملی خود را تجربه کند. فرم کلی الگوی تصحیح خطای برداری توسط لوتکپل(2005)[26] به شکل زیر معرفی شده است:

(1)          

در این رابطه a ماتریس k´r"ضریب سرعت تعدیل"[27] است که سرعت تعدیل به سمت تعادل بلند مدت را نشان می‌دهد. bماتریس k´rهمجمعی است که نشان دهنده بخش بلند مدت مدل می‌باشند. Gj ماتریس k´kضرایب کوتاه مدت و ut نیز بردار اجزاء خطای اختلال خالص با  است.[28] (لوتکپل و کراتزیگ، 2004: 89)

اصولاً استفاده از روش‌های معمول اقتصادسنجی در تخمین ضرائب الگوهای سری زمانی، بر فرض مانایی متغیرهای الگو، مبتنی است. در الگوی تصحیح خطای برداری که از الگوهای خودتوضیح برداری همجمع[29] به شمار می‌رود، جهت مانا نمودن متغیرهای نامانا از مفهوم همجمعی بهره گرفته می‌شود و اطلاعات مربوط به روابط تعادلی بلند مدت بین متغیرها نیز در مدل حفظ می‌گردد. یکی از کاربردهای الگوی VEC که به وسیلة سیمز (1980) و دیگران استفاده شده است، ردیابی واکنش الگو (متغیرها) در پی شوک در هر یک از متغیرهاست که به آن‌ تابع عکس‌العمل (IRF)[30] گویند. به عبارت دیگر، این توابع مسیر پویایی سیستم در پاسخ به شوک‌های وارده را نشان می‌دهند.آنالیز واکنش ضربه به عنوان تجزیه و تحلیل عکس العمل پویا بین متغیرهای درونزا در یک الگوی VECدر نظر گرفته می‌شود.

تجزیه واریانس خطای پیش بینی (FEVD)[31]، ابزار دیگری از الگوهایVECبرای بررسی علمکرد پویایی کوتاه ‌مدت است. به کمک FEVD سهم بی‌ثباتی هر متغیر در مقابل شوک وارده به هر یک از متغیرهای دیگر الگو تعیین می‌شود. با تجزیه واریانس خطای پیش‌بینی، قادر خواهیم بود اثر هر متغیر بر روی متغیرهای دیگر را در طول زمان اندازه‌گیری کنیم. به عبارت دیگر، تجزیه­ی واریانس خطای پیش‌بینی، به برآورد اثر متغیرها در اثر شوک در یک متغیر در چهارچوب یک الگوی عکس‌العملی می‌پردازد. (اندرز،1995)

3-2- تصریح الگو

جامعه آماری در این تحقیق کشور ایران در دوره زمانی،2Q13871Q1368 می‌باشد. داده‌های آماری، بر اساس آمار موجود در آمارنامه‌های بانک مرکزی و سازمان مدیریت و برنامه ریزی در دوره مورد نظر برای هر یک از متغیرهای مربوطه و همچنین با بررسی مدارک و اسناد به روش کتابخانه ای (کتاب‌های مرجع و مقالات) مورد استفاده قرار گرفته است. ابزار گردآوری، فیش برداری از منابع و گزارشات و استفاده از اینترنت و بانک‌های اطلاعاتی و آمار‌های منتشره توسط بانک مرکزی است. ابزار اصلی تجزیه و تحلیل اطلاعات، روش اقتصادسنجی با استفاده از نرم افزار JMulTi 4است.

به منظور بررسی کانال وام دهی سیستم بانکی از بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی به عنوان ابزار‌های سیاست پولی استفاده می‌شود[32]. الگویی که به بررسی اثرات سیاست پولی بر تولید ناخالص داخلی و سطح عمومی قیمت‌ها از طریق وام دهی سیستم بانکی در ایران بر اساس الگوی VEC می‌پردازد شامل بردار متغیرهای درونزا به شکل ماتریس زیر است:

(2)                                      

در این رابطه (GDP) تولید ناخالص داخلی؛ (CPI) شاخص بهای مصرفی خانوار‌های شهری به عنوان متغیر نهایی؛ (M) حجم پول به عنوان متغیر سیاستی پولی کلی است؛ (Bd) بدهی بانک­ها به بانک مرکزی، به عنوان ابزار سیاستی و (Cr) تسهیلات اعطایی بانک‌ها به بخش خصوصی به عنوان متغیر میانی و انتقال دهنده سیاست پولی می­باشد[33]. قابل ذکر است که دو حالت ایجاد شوک در ابزار سیاست پولی قابل تصور است: شوک در Bd و شوک در حجم پول به عنوان متغیر سیاستی پولی کلی، یعنی بدون توجه به نوع ابزار سیاست پولی به هر دلیلی حجم پول تغییر کند. الگوی VEC را در قالب ماتریس (3) به شکل کلی زیر می­توان معرفی کرد:

(3)  

 

در این رابطه a، ماتریس همجمعی است که نشان دهنده بخش بلند مدت الگو می‌باشد،ai، ماتریس ضرایب کوتاه مدت، uit نیز بردار اجزاء خطای اختلال و cijماتریس ضرایب متغیرهای از پیش تعیین شده می‌باشند. در این رابطه شکل تفاضلی متغیرها در قالب الگوی VEC، معرفی شده است.

4- تجزیه و تحلیل نتایج تجربی

در این بخش به دنبال بحث و بررسی نتایج تجربی، ابتدا به بررسی آزمون ریشه واحد و آزمون همجمعی یوهانسن پرداخته و سپس تعداد روابط بلند مدت بین متغیرها مشخص می‌شود و در نهایت بعد از تعیین وقفه بهینه به تحلیل واکنش ضربه و تجزیه واریانس خطای پیش بینی الگوی VEC پرداخته خواهد شد.

آزمون مانایی:برای بررسی مانایی متغیرها می‌توان از آزمون ریشه واحد دیکی فولر یا دیکی فولر تعمیم یافته[34] استفاده نمود. در این مقاله برای آزمون مانایی سری زمانی مورد نظر از آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم یافته فصلی استفاده می‌شود. در جدول زیر، نتیجه این آزمون برای متغیرهای معرفی شده ارائه شده است.

 

جدول (1) آزمون ریشه واحد

متغیرها

آماره آزمون

GDP

1.58-

CPI

2.22-

M

2.13-

Bd

1.92-

Cr

2.06-

ΔGDP

10.49-

ΔCPI

4.81-

ΔM

7.25-

ΔBd

8.60-

ΔCr

3.00-

میزان آماره آزمون در سطوح بحرانی بر اساس مطالعه دیویدسون و مکینون (1993)

- جزء ثابت، متغیرهای مجازی فصلی و روند خطی     1%: (3.96-)        5%: (3.41-)       10%: (3.13-)

- جزء ثابت و متغیرهای مجازی فصلی                   1%: (3.43-)       5%: (2.86-)        10%: (2.57-)

مأخذ: محاسبات تحقیق

همان گونه که از نتایج جدول (1) مشخص است، تمام متغیرهای سطح، در سطح معناداری 99% نامانا می‌باشند ولی با یک بار تفاضل گیری مانا می‌شوند و بدین ترتیب یکی از شروط مهم برآورد الگوهای مورد نظر فراهم شده است.

آزمون همجمعی[35]: برای بررسی همگرایی، آزمون‌های مختلفی وجود دارد که از میان آن­ها می‌توان آزمون یوهانسون[36] را نام برد. در این تحقیق از آزمون یوهانسون (1995) استفاده می­شود. در صورتی که همجمعی بین متغیرها تعیین گردد می­توان گفت که رابطه تعادلی و بلند مدت بین متغیرهای مورد نظر برقرار است. با انجام این آزمون و محاسبه آزمون نسبت راست­نمایی (LR)[37] و نیز مقایسه آن با مقادیر بحرانی جدول در سطوح 1%، 5% و 10%، همجمعی و رابطه تعادلی بین متغیرهای الگو اثبات می­شود. در این آزمون بر اساس نتایج جدول (2) مشاهده می­شود که در سطح معناداری 10%، 3 و 1%، 2 رابطه بلند مدت وجود دارد. نتایج این آزمون در تخمین الگوی VECمورد نیاز می­باشد.

 

جدول (2) آزمون همجمعی یوهانسن

فرضیه صفر

LR

آماره p

90%

95%

99%

 

158.60

0.00

82.27

88.55

96.97

 

76.57***

0.00

60.00

63.66

70.91

 

40.60**

0.00

39.73

42.77

48.87

 

14.64

0.00

23.32

25.73

30.67

 

4.95

0.04

10.68

12.45

16.22

** در سطح معناداری 10% فرضیه صفر رد می‌شود.

*** در سطح معناداری 1% فرضیه صفر رد می‌شود.

مأخذ: محاسبات تحقیق

 


تعیین وقفه بهینه: تعیین وقفه بهینه در تصریح الگوی VEC از اهمیت زیادی برخوردار است. بدین منظور از "معیار اطلاعات آکائیک (AIC)"[38]، "معیار شوارز (SC)"[39]، "معیار حنان کوئین (HQC)"[40] و "خطای پیش بینی نهایی (FPE)"[41] استفاده می­شود. وقفه­های بهینه با توجه به این معیارها 4 و 1 مشخص شده است. همچنین با توجه به روند متغیرها در نمودار (1) و همچنین از آن­جایی که در این­جا نیز داده­های آماری مربوط متغیرهای تولید (GDP سطح عمومی قیمت­ها (CPI حجم پول (M بدهی بانک­ها به بانک مرکزی (Bd) و تسهیلات اعطایی بانک­ها (Cr) به طور فصلی تعدیل نشده­اند، در کنار 5 متغیر درونزا، جزء ثابت، روند خطی و متغیرهای مجازی فصلی نیز به الگو اضافه می‌شوند.

 

 


نمودار (1) سری زمانی متغیرهایGDP، CPI، M، Bd و Cr

 

 

 

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

آزمون‌های تشخیصی: برای تعیین وقفه بهینه و ارزیابی مناسب بودن الگوی تخمینی از "آزمون پورتمن"[42] و "آزمون بروش- گادفری"[43] برای تشخیص خودهمبستگی اجزاء باقیمانده، "آزمون ژارکو- برا"[44] برای تشخیص غیرنرمال بودن و "آزمون ARCH-LMچندمتغیره" برای تشخیص واریانس ناهمسانی استفاده می‌شود. نتایج این آزمون‌ها در جدول (3) قابل مشاهده می‌باشند.

 

جدول (3) آزمون‌های تشخیصی

آزمون

2,4Q

2LJB

(4) MARCH LM

وقفه

1

2

3

4

1

2

3

4

1

2

3

4

آماره تخمینی

394

389

340

330

95

100

73

86

298

415

679

891

آماره p

0.09

0.02

0.10

0.03

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.87

0.44

0.57

- فرضیه صفر تنها وقتی ردّ می‌شود که آماره p کوچکتر از 1/0 یا 05/0 باشد. (لوتکپل و کراتزیگ، 2004: 47)

- Qh: آزمون پورتمن برای تشخیص خودهمبستگی           

-  LMh: آزمون بروش- گادفری برای تشخیص خودهمبستگی  

- LJBk: آزمون ژارکو- برا برای تشخیص غیرنرمال بودن     

- (q) MARCH LM: آزمون LMARCH-چندمتغیره برای تشخیص واریانس ناهمسانی

 

        مأخذ: محاسبات تحقیق

 

با توجه به نتایج جدول (3) می‌توان دید که در وقفه‌های 2 و 4 عدم خود همبستگی و در وقفه 1 عدم ناهمسانی واریانس موجود می‌باشد و همچنین تمام وقفه‌های موجود دلالت بر غیر نرمال بودن اجزای باقیمانده خطا دارند ولی با انجام "آزمون چگالی کرنل"[45] برای بررسی شکل توزیع نرمال اجزای باقیمانده خطا از آن­جایی که طبق این آزمون در شکل‌های زیر، اجزای باقیمانده خطا شکل توزیع نرمال را حفظ کرده اند، از این نتیجه اغماض می‌گردد.

 


نمودار (2)آزمون چگالی کرنل برای بررسی شکل توزیع نرمال اجزای باقیمانده

 

 

 

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

تحلیل واکنش ضربه (IR):نمودار (3) واکنش تسهیلات اعطایی بانک­ها را نسبت به شوک حجم پول به عنوان متغیر سیاستی پولی کلی و بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی به عنوان متغیر سیاستی با استفاده از روش‌هال (1992)[46] در سطح معناداری 95%، با تعداد انعکاس بوتسترپ[47] 500، با در نظر گرفتن 40 فصل، در کوتاه مدت، 1 تا 4 فصل (1 سال)، میان مدت، 4 تا 20 فصل (5 سال) و بلند مدت، بیش از 20 فصل (بیش از 5 سال) نشان می‌دهد. همچنین نمودار (4)، واکنش تولید ناخالص داخلی و سطح عمومی قیمت‌ها به عنوان متغیرهای نهایی را نسبت به شوک در تسهیلات اعطایی بانک‌ها به عنوان متغیر میانی در الگو نشان می­دهد.

 


نمودار (3) تحلیل واکنش ضربه Crدر شوک به Bd و M

 

 

 

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

نمودار (4) تحلیل واکنش ضربه GDP و CPIنسبت به شوک در Cr

 

 

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

نتایج نشان می­دهد که شوک‌های پولی در کوتاه مدت، میان مدت و بلند مدت اثر مثبت بر تسهیلات اعطایی بانک­ها دارند که از لحاظ نظری با دیدگاه پول گرایان سازگار می­باشد. همچنین شوک بدهی بانک­ها به بانک مرکزی در کوتاه مدت اثر منفی و در میان مدت و بلند مدت اثر مثبت بر تسهیلات اعطایی بانک­ها دارد که این روابط فقط در میان مدت و بلند مدت از لحاظ نظری با دیدگاه پول گرایان سازگار می­باشد. شوک تسهیلات اعطایی بانک‌ها نیز در کوتاه مدت اثر مثبت و در میان مدت و بلند مدت اثر منفی بر تولید ناخالص داخلی دارد که این روابط فقط در کوتاه مدت از لحاظ نظری با دیدگاه پول گرایان سازگار می‌باشند. همچنین اثر این شوک بر سطح عمومی قیمت­ها در کوتاه مدت، میان مدت و بلند مدت مثبت و معنادار است که از لحاظ نظری با دیدگاه پول گرایان سازگار می­باشد.

تجزیه واریانس خطای پیش بینی (FEVD):به منظور ارزیابی اهمیت نسبی شوک‌های وارده به تولید و سطح عمومی قیمت‌ها، تجزیه واریانس خطای پیش بینی تولید و سطح عمومی قیمت‌ها در فصول مختلف طبق جدول (3) مورد بررسی قرار گرفت. جدول (4) نیز سهم شوک حجم پول، بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی را در واریانس تولید و سطح عمومی قیمت‌ها نشان می­دهد.

 

جدول(3) تجزیه واریانس خطای پیش بینی

دوره

Cr

GDP

CPI

εBD

εM

εCr

εCr

1

0.02

0.11

0.00

0.00

4

0.20

0.09

0.00

0.02

8

0.13

0.08

0.00

0.07

12

0.06

0.06

0.01

0.09

24

0.07

0.04

0.06

0.11

40

0.11

0.03

0.08

0.11

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

مطابق جدول (4) سهم شوک متغیر سیاستی بدهی بانک­ها به بانک مرکزی در واریانس متغیر تولید ناخالص داخلی در کوتاه مدت بسیار ناچیز می‌باشد و در میان مدت و بلندمدت این سهم به ترتیب 0.03% و 0.6% می‌باشد. شوک پولی در کوتاه مدت در واریانس تولید ناخالص داخلی سهم ناچیزی دارد درحالی­که این سهم در میان مدت و بلند مدت به ترتیب 0.03% و 0.2% است. سهم شوک متغیر سیاستی بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی در سطح عمومی قیمت‌ها در کوتاه مدت 0.2 %، در میان مدت 0.7% و در بلند مدت 0.9% می­باشد که نشان دهنده افزایش سهم این شوک در سطح عمومی قیمت‌ها در طول زمان است. همچنین سهم شوک پولی در سطح عمومی قیمت­ها در کوتاه مدت 0.09%، میان مدت 0.5% و در بلند مدت 0.3% می‌باشد که بیشترین سهم مربوط به میان مدت می­باشد. نتایج کلی تجزیه واریانس خطای پیش بینی نشان می­دهد که ابزار سیاست پولی بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی سهم نسبتاً بالایی در واریانس تولید و سطح عمومی قیمت­ها دارد.

 

جدول(4) سهم هر یک از شوک‌ها در اثرگذاری سیاست پولی از طریق کانال اعتباری

دوره

GDP

CPI

εBD

εM

εBD

εM

کوتاه مدت

0.00%

0.00%

0.2 %

0.09%

میان مدت

0.03%

0.03%

0.7%

0.5%

بلندمدت

0.6%

0.2%

0.9%

0.3%

مأخذ: محاسبات تحقیق

5- جمع بندی و نتیجه گیری

همواره افزایش سطح اشتغال، کنترل تورم و تعادل در تراز پرداخت‌ها از اهداف نهایی کشورها بوده است. ابزارهای سیاست‌های مالی دولت و سیاست پولی بانک مرکزی اهرم‌هایی هستند که معمولاً کشورها برای دست­یابی به اهداف نهایی خود مورد استفاده قرار می­دهند. سیاست پولی به طور خاص در حیطه اهداف کلان اقتصادی به دنبال تنظیم متغیرهای پولی مانند تثبیت قیمت­ها، تعادل در تراز پرداخت‌ها، حجم پول و یا نقدینگی می­باشد. یکی از مهم­ترین عوامل اثرگذار بر اعتبار بانک­ها در جهت اعطای وام، سیاست‌های پولی است. این سیاست معمولا توسط بانک مرکزی و با استفاده از ابزارهای متعددی انجام می­شود. این سیاست از طریق کانال­های مختلفی بر تولید و در نهایت اقتصاد اثرگذار می­باشد.

هدف اصلی این مقاله بررسی اثرات سیاست پولی بر تولید ناخالص داخلی و سطح عمومی قیمت‌ها از طریق کانال وام دهی سیستم بانکی در ایران می­باشد. در کنار دیدگاه سنّتی کینزین‌ها که در قالب منحنی IS-LMسیاست پولی را از طریق اثرش بر نرخ بهره و تحت تأثیر قرار دادن تقاضای سرمایه گذاری و تقاضای کل معرفی می­کند، پول گرایان نیز با فرض تقریباً عمودی بودن منحنی LMجایگاه خاصی برای اثر سیاست پولی در اقتصاد قائلند. آنها بیان می­دارند که افزایش حجم پول موجب افزایش تولید اسمی می­گردد که با گذشت زمان دستمزدها کاملاً تعدیل شده و افزایش حجم پول خود را کاملاً در افزایش قیمت‌ها نشان می­دهد و تولید به سطح اولیه اش باز می‌گردد. همچنین پول گرایان با اعتقاد به این­که رشد واقعی تولید در بلند مدت مستقل از تغییر در تغییرات حجم نقدینگی است، تغییرات متغیرهای پولی را در شرایط اشتغال کامل در بلند مدت تنها بر سطح قیمت­ها موثر می­دانند. از آن­جایی که با اجرای عملیات بانکی بدون ربا استفاده از نرخ تنزیل مجدد و اوراق قرضه به دلیل ماهیت ربوی آنها منع شد، نرخ بهره نیز نقش خود را در سیستم پولی کشور از دست داد.

در این مقاله با استفاده از رویکرد VEC مبتنی بر داده‌های آماری 2Q1387- 1Q1368، به طور کلی مشخص شد که شوک‌های پولی در کوتاه مدت، میان مدت و بلند مدت اثر مثبت بر تسهیلات اعطایی بانک‌ها دارند که از لحاظ نظری با دیدگاه پول گرایان سازگار می‌باشد. همچنین شوک بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی در کوتاه مدت اثر منفی و در میان مدت و بلند مدت اثر مثبت بر تسهیلات اعطایی بانک­ها دارد که این روابط فقط در میان مدت و بلند مدت از لحاظ نظری دیدگاه پول گرایان سازگار می‌باشد. شوک تسهیلات اعطایی بانک‌ها نیز در کوتاه مدت اثر مثبت و در میان مدت و بلند مدت اثر منفی بر تولید ناخالص داخلی دارد. همچنین اثر این شوک بر سطح عمومی قیمت‌ها در کوتاه مدت، میان مدت و بلند مدت مثبت است که از لحاظ نظری دیدگاه پول گرایان سازگار می­باشد. بر همین اساس سیاست­گذاران پولی با اتخاذ سیاست پولی تنها در کوتاه مدت می­توانند سطح تولید ناخالص داخلی را متأثر سازند و در بلند مدت شوک‌های پولی ایجاد شده تماماً خود را در سطح قیمت‌ها نشان می‌دهند.

با استفاده از نتایج تحلیل واکنش ضربه در مورد صحت فرضیات بیان شده، می‌توان گفت فرضیه 1 در کوتاه مدت، میان مدت و بلند مدت پذیرفته می‌شود. بدین معنا که شوک مثبت بدهی بانک­ها به بانک مرکزی منجر به کاهش تولید از طریق وام دهی سیستم بانکی می­شود. فرضیه 2 را در کوتاه مدت نمی‌توان رد کرد. بدین معنا که شوک بدهی بانک­ها به بانک مرکزی منجر به کاهش سطح عمومی قیمت‌ها از طریق وام دهی سیستم بانکی در کوتاه مدت می­شود. ولی این فرضیه در میان مدت و بلند مدت رد خواهد شد. نتایج تجزیه واریانس خطای پیش بینی نیز نشان دادند که سهم ابزار سیاست پولی (بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی) در میان مدت و بلند مدت در واریانس تولید و سطح عمومی قیمت­ها نسبتا بالا است، بنابراین وجود کانال وام دهی در اثر گذاری سیاست پولی در ایران تأیید می­شود.



[1]-Interest Rate Channel

[2]-Exchange Rate Channel

[3]-Other Asset Prices Channel

[4]-Credit Channel

5- فعالیت پنهان و اطلاعات پنهان دو نوع از اطلاعات نامتقارن می‌باشند که فعالیت پنهان خطر رفتاری را ایجاد می‌کند و انتخاب نامساعد زمانی رخ می‌دهد که اطلاعات از گروهی مخفی نگه داشته شود.

[6] -Vector Error Correction Model

[7]-Mercantilist

[8]-Bernanke and Blinder(1992)

[9]-Bernank (1993)

[10]-Bernanke and Gertler(1995)

[11]-Mishkin(1995)

[12]-Taylor(1995)

[13]-Romer and Romer(1989)

[14]-Kashyap and Stein(2000)

[15]-Sengonul and Thorbeck (2005)

[16]-Huelsewig and Mayer (2005)

[17]-Angeloni and Benoit (2002)

[18] -Vector Autoregression

[19]-Alfaro, Franken, Garcia and Jara(2004)

[20]-Juurikkala and Karas (2009)

[21]-Vinhas de Souza (2006)

[22]-Karas, Koen and Weill (2009)

[23]-Krylova (2002)

[24]-Phillips

[25]- Cointegration

[26]-Lutkephol (2004)

[27]-Loading Coefficients

5- به منظور تسهیل در تخمین می‌توان رابطه (1) را به شکل ماتریسی نوشت. که در آن ،،،،،  و است.

[29]- Cointegrated Vector Autoregression

[30]- Impulse Response Function

[31]- Forecast Error Variance Decomposition

1- در اکثر کشورها از نرخ بهره به عنوان ابزار سیاست پولی استفاده می‌شود ولی در ایران به دلیل ماهیت بانکداری بدون ربا از نسبت سپرده قانونی و بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی به جای نرخ بهره بهعنوان ابزار سیاست پول استفاده می‌شود.

2- تمام متغیرها بصورت لگاریتمی در نظر گرفته شده اند.

[34]-Discky Fuller Test

[35]-Cointegration Test

[36]-JohansenTest

[37]-Likelihood Ratio Testing

[38]- Akaike Information Criterion

[39]- Schwarz Criterion

[40]- Hannam-Quinn Criterion

[41]- Final Prediction Error

[42]- Portmanteau test

[43]- Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation

[44]- Jarque–Bera test

[45]-DKernel ensity Test

[46]-Hall (1992)

[47]-Number of Bootstrap Replications

منابع و ماخذ:

- برانسون، ویلیام اچ. (1376): «سیاست‌های اقتصاد کلان»، ترجمه عباس شاکری، نشر نی تهران، چاپ دوازدهم.

- تفضلى، فریدون (1375): «تاریخ عقاید اقتصادى»، انتشارات نشر نی، تهران، چاپ ششم.

– رحمانی، تیمور (1387): «اقتصاد کلان»، نشر برادران، تهران، چاپ ششم.

-    Alfaro, R., Franken., H. and García, C and Jara A.(2004), "The Bank Lending Channel in CHILE", Journal of Economic Perspectives, 8 )3 (.7-10

-    Angeloni, I., Anil, K., Benoit, M. and Daniele, T. (2002), "Monetary Transmission in the Euro Area: Where Do We Stand?", ECB Working Paper, No. 114.

-    Bernanke, B. (1993), "How important is the credit channel in the monetary policy", Acomment; Carnegie-Rochester Conference series on public policy 39, North Holland, 47-52.

-    Bernanke, B. and Blinder, A. (1992), "The federal funds rate and the channels of monetary Transmission", American Economic Review, 82: 901–921.

-    Bernanke, B. and Gertler, M. (1995), “Inside the black box: the credit channel of monetary Transmission", Journal of Economic Perspectives, 9: 27–48.

-    Enders , W. (1995), “Applied Econometric Time Series”, John Wiley and Sons, Inc; USA Engle.

-    Johansen, S. (2000), “Modelling of cointegration in the vector autoregressive model”, Economic Modelling, 17: 359-373.

-    Karas, A., Koen S. and Laurent W. (2009), "Are private banks more efficient than public banks?", Evidence from Russia. Economics of Transition.

-    Kashyap, A.K. and J.C. Stein (2000), “What do a million observations on banks say about the  transmission of monetary policy?”, American Economic Review, 90(3), 407-428.

-    Krylova, E. (2002), "The Credit Channel of Monetary Policy", Institute for Advanced Studies.

-    Lutkepohl, H. (2005), “New Introduction to Multiple Time Series Analysis”, Springer-Verlag, Berlin.

-    Lutkepohl, H. and Kratzig, M. (2004), “Applied Time Series Econometrics”, Cambridge University Press, Cambridge.

-    Mishkin, F. (1995), "Symposium on the monetary transmission mechanism", Journal of Economic Perspectives, 9(4): 3-10.

-    Oliver H. and Mayer, E. (2005), "Bank loan supply and monetary policy transmissioninGermany", CESIFO Working Paper, NO. 1380.

-    Romer C.D. and Romer D.H. (1989), "Does monetary policy matter? a new test in the spirit of Friedman and Schwartz”, in Oliver Blanchard and Stanley Fischer eds. NBER Macroeconomis Annual, Cambridge, MA: MIT Press, pp. 121-70.

-    Sengonul, A. and Thorbecke, W. (2005), "The effect of monetary policy on bank lending in Turkey", Applied Financial Economics, 1(15): 931-934.

-    Sims C.A. (1980), "Macroeconomics and Reality", Econometrica, 48 (10): 1-48.

-    Taylor, J.B. (1995), “The Monetary Transmission Mechanism: An Empirical Framework”, Journal of Economic Perspectives, 9(4): 11-26.

-    Vinhas de Souza, L. (2006), "Estimating the Existence of the Bank Lending Channel in the Rus-sian Federation", Bank I Kredyt, Wrzesien, Central Bank of Poland.