اثرات نامتقارن شوک‌های قیمت نفت بر نرخ بهره و رشد اقتصادی ایران: مدل VAR غیرخطی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

2 دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه اصفهان،اصفهان، ایران

3 کارشناس ارشد اقتصاد دانشگاه اصفهان

چکیده

چکیده
هدف این مقاله بررسی اثرات نامتقارن شوک­های قیمت نفت بر نرخ بهره و رشد اقتصادی ایران با استفاده از داده‌های فصلی از 1378:1 تا 1393:4 است. بدین منظور، از الگوی خود توضیح برداری سری زمانی غیرخطی انتقال ملایم  شامل رژیم‌های نوسانات بالا و پایین استفاده شد. ازاین‌رو، نوسانات قیمت نفت به‌ عنوان متغیر انتقال انتخاب‌ و با استفاده از تابع واکنش آنی تعمیم‌یافته به بررسی اثرات نامتقارن شوک­های قیمت نفت بر نرخ بهره و رشد اقتصادی پرداخته‌ شده است. نتایج نشان داد شوک­های قیمت نفت در دو رژیم نوسانات بالا و پایین دارای اثرات متفاوت و نامتقارنی بر نرخ بهره و رشد اقتصادی هستند. شوک قیمت نفت در رژیم نوسانات بالا در شروع باعث کاهش شدیدتررشد اقتصادی نسبت به افزایش رشد اقتصادی در رژیم با نوسانات پایین می­شود. بر اساس نتایج، پیشنهاد می­شود ذخیره کردن مازاد درآمد نفتی در دوره‌های افزایش قیمت نفت مورد توجه قرار گیرد، تا این مازاد درآمد به‌منظور کاهش اثرات مخرب وارده در هنگام وقوع نوسانات زیاد قیمت نفت مورداستفاده قرار گیرد.

کلیدواژه‌ها


 

1. مقدمه     

 

منابع طبیعی یکی از مهم‌ترین منابع ثروت ملی در جهان محسوب می‌شوند. اما اثر مخرب وابستگی دولت‌ها به درآمد منابع طبیعی سال‌هاست که مورد توجه قرارگرفته است. تجربه نشان می­دهد که ثروت‌های طبیعی برای شکوفایی و پیشرفت اقتصادی نه به ‌عنوان عامل ضروری و نه کافی می‌باشند. درآمدهای حاصل از صادرات نفت به‌عنوان بزرگ‌ترین منبع درآمد در بودجه کشورهای صادرکننده نفت و مؤثر بر تولید ناخالص داخلی آن‌هاست. با توجه به اهمیت نفت در کشورهای صادرکننده نفت، نوسانات قیمت نفت علاوه بر تأثیرگذاری بر اقتصاد کشورهای واردکننده نفت، بزرگ‌ترین منبع اختلال در اقتصاد کشورهای وابسته به نفت محسوب می‌شود. به همین دلیل یکی از مسائلی که طی چند دهه اخیر در کانون توجه اقتصاددانان در کشور­های توسعه‌یافته و در حال‌ توسعه بوده است، بررسی اثرات تکانه­های نفتی بر ساختار کلان و به‌ویژه تولید و رشد اقتصادی است.

 

از طرف دیگر، یکی از ویژگی‌های اغلب کشورهای صادرکننده نفت، وابستگی ساختار اقتصادی آنان به درآمدهای حاصل از صادرات نفت است. اثر درآمدهای نفتی بر اقتصاد کشورهای صادرکننده نفت از طریق سیاست مالی و پولی در اقتصاد جریان می‌یابد. ساختار بودجه دولت و اعمال سیاست‌های مالی در اغلب کشورهای صادرکننده نفت به میزان قابل‌توجهی به نفت وابسته است. با افزایش درآمدهای ارزی حاصل از صادرات نفت و متعاقب آن با افزایش مخارج دولت و افزایش عرضه پول و تأمین منابع ارزی موردنیاز به‌منظور واردات ماشین‌آلات و تجهیزات سرمایه‌ای و بهبود شرایط بخش عرضه اقتصاد، تولید و رشد اقتصادی به شکل قابل‌توجهی افزایش یابد، اما با نگاهی به عملکرد رشد اقتصادی در کشورهای صادرکننده نفت آنچه مشخص است، رشد اقتصادی پایین در این کشورها طی چند دهه گذشته است (بک و کمپ[1]،2009). در توجیه دلایل پایین بودن تولید و رشد اقتصادی کشورهای یاد شده نظریات مختلفی مانند نظریه نفرین منابع[2]یا تناقض فراوانی[3]  مطرح ‌شده است. این نظریات به انگیزه‌های کاهش‌یافته برای توسعه بخش غیروابسته به منابع طبیعی در اقتصاد[4]،تغییرپذیری بالای درآمد منابع طبیعی[5] و اثراتاقتصاد سیاسی درآمد منابع طبیعی[6] برای توجیه دلایل پایین بودن رشد اقتصادی کشورهای نفت‌خیز نسبت به کشورهای فاقد منابع طبیعی در چند دهه گذشته می‌پردازند. اما جدا از عوامل یاد‌شده، یکی از مسائلی که در مورد درآمدهای نفتی و یا به شکل مشخص‌تر شوک‌های درآمد نفت مطرح است، عدم تقارن مربوط به شوک‌های مزبور است. در این زمینه این اعتقاد مطرح است که اگرچه بروز شوک‌های منفی نفتی به‌شدت موجب کاهش سطح فعالیت‌های رایج اقتصادی و کاهش تولید می‌شود، وقوع شوک‌های مثبت از اثرات قابل‌ملاحظه‌ای بر تولید و اشتغال برخوردار نیست و بخشی از اثرات تزریق درآمدهای قابل‌توجه نفتی در هنگام افزایش درآمدهای مذکور خنثی‌شده و بدون اثرگذاری بر تولید و رشد اقتصادی تنها منجر به افزایش تورم داخلی می‌شود (امامی و ادیب‌پور، 1388).

 

با توضیحات بالا و با توجه به اهمیت زیاد نفت در اقتصاد ایران، این مقاله می‌کوشد به این سوال اساسی پاسخ دهد که نحوه تأثیرگذاری قیمت نفت از طریق شو­ک­ها و نوسانات قیمت نفت بر رشد اقتصادی و نرخ بهره ایران به چه صورت است؟ سازماندهی مقاله به این صورت است که در ادامه پس از مقدمه و مروری بر ادبیات موضوع، در بخش سوم الگوی پژوهش معرفی شده است. در بخش چهارم روش‌شناسی بیان گردیده و در بخش پنجم الگوی مطالعه برآورد و نتایج آن تحلیل‌شده است. در پایان نتیجه‌گیری و پیشنهادهای سیاستی بیان می‌شود.

 

 

 

2. مروری بر ادبیات

 

2-1. درآمدهای نفتی و رشد اقتصادی  

 

اکثر نظریاتی که برای منابع طبیعی نقش مثبت در فرایند رشد اقتصادی قائل هستند بر تأثیر درآمدهای حاصل از صادرات منابع طبیعی در فرایند تشکیل سرمایه تأکید دارند. به‌ عنوان ‌مثال پیروان مکتب بنیاد­گرایی ازجمله لوئیس[7] و روستو[8]، ­بر این عقیده­اند که عمده­ترین عامل محدودکننده­ رشد اقتصادی،­ کمبود سرمایه است و درآمدهای حاصل از منابع طبیعی خدادادی می‌تواند این کمبود را جبران کند. جاشای[9] (1970) و تیروال[10] (1981) نظریه‌ای با عنوان تحلیل شکاف دوگانه را مطرح کرده­اند که بر اساس آن افزایش پس‌انداز داخلی لزوماً به سرمایه‌گذاری بیشتر (به‌ویژه ورود کالاها­ی سرمایه‌ای) نخواهید انجامید. درواقع، بخشی از سرمایه‌گذاری لازم برای رشد اقتصادی، ­متکی به درآمدهای ارزی مانند درآمدهای حاصل از منابع طبیعی است. از دیگر نظریات توسعه­ای موافق با نقش مثبت درآمد حاصل از منابع نفتی در فرایند رشد اقتصادی، می‌توان به نظریه تکانه­ بزرگ روزن اشتاین[11] اشاره کرد. روزن اشتاین (1993) و از سوی دیگر، مورفی، شیفر و ویشنی[12] (1989) نشان داده­اند که کشورهای فقیر به‌منظور خارج شدن از چرخه فقری که در دایره­ آن گرفتار آمده­اند،­نیازمند تکانه­ بزرگی هستند که این چرخه را بشکند. گالبرایت[13] (1985) بیان می‌کندهیچ ثروتی بدون مزایا نیست و سایر نظریاتی که در این خصوص مطرح ‌شده‌اند،هیچ‌گاه نتوانسته­اند به‌طور کامل متقاعدکننده باشند. درواقع، از دیدگاه گالبرایت و سایر اقتصاددانانی که با وی در این خصوص هم‌عقیده‌اند درآمد حاصل از منابع طبیعی قطعاً به خلق ثروت، ­رشد اقتصادی و کاهش فقر خواهد انجامید (اوتی[14]،­2001).

 

2-2. آثار نامتقارن تکانه‌های نفتی بر رشد اقتصادی

 

یکی از مسائلی که طی چند دهه اخیر در کانون توجه اقتصاددانان بوده است. بررسی اثرات تکانه‌های نفتی بر ساختار کلان و به‌ویژه تولید و رشد اقتصادی در کشورهای توسعه‌یافته و درحال‌توسعه است. منظور از تکانه نفتی تغییرات ناگهانی قیمت نفت است. اما در بحث سنجش اثر آن بر متغیرهای اقتصاد کلان تعاریف گوناگون و بنابراین روش‌های اندازه‌گیری متعدد ارائه می‌شود به همین دلیل بخشی از اختلافات در نتایج نیز از این مسئله نشئت می‌گیرد. برای مثال در مطالعات انجام‌شده توسط انگل و پاتون[15] (2001)، کوپر[16] (2002) جیمز-رودریگوئز و سانچز[17] (2005) برای بررسی تأثیر نوسانات از مدل‌های آرچ گارچ[18] استفاده شده، درحالی‌که در برخی مطالعات دیگر از یک تعریف قراردادی برای بی‌ثباتی قیمت نفت استفاده شده است. همیلتون[19] (2003) نیز بی‌ثباتی را افزایش بیش از 25 درصد حداکثر قیمت نفت در سال قبل‌تر معرفی کرده است.

 

با وقوع تکانه‌های مثبت نفتی در دهه 1970 و متعاقب آن بروز رکود در اقتصاد جهانی، توجه بسیاری از محققان به بررسی اثرات تکانه‌های نفتی بر ساختار اقتصاد کلان معطوف شد. طی این دوران مطالعات بسیار زیادی در مورد اثر تکانه‌های مثبت نفتی بر اقتصاد کلان و به‌طور خاص بر تولید و رشد اقتصادی در کشورهای توسعه‌یافته انجام پذیرفت. ازجمله‌ این موارد می‌توان به مطالعات پیرس و انزلر[20] (1974)، راچه و تاتوم[21] (1977)، مورک و هال[22] (1980) و داربی[23] (1982) و سایر محققان اشاره نمود. در اغلب این مطالعات رابطه منفی بین افزایش قیمت نفت و فعالیت‌های اقتصادی مورد تأکید قرار گرفته­است. در طول دهه‌ 1980 میلادی و با کاهش قیمت جهانی نفت خام انتظار بر آن بود که نوعی رونق در اقتصاد جهانی به وجود آید؛ اما چنین انتظاری برآورده نشد. لذا از این زمان بحث اثرات نامتقارن[24] تکانه‌های نفتی بر ساختار اقتصاد کلان وارد ادبیات اقتصادی شد. دونایری و ویلموت[25] (2016) در مطالعه‌ای دریافتند که شوک‌های مثبت قیمت نفت اثر قوی‌تری نسبت به شوک‌های منفی روی تولید دارند.

 

تکانه‌های منفی قیمت نفت، آثار شدیدتری نسبت به تکانه‌های مثبت قیمت نفت بر رشد اقتصادی کشورهای صادرکننده نفت دارند. یکی از دلایل این آثار نامتقارن قیمت نفت، ترکیب بودجه‌ای دولت و نحوه واکنش هزینه دولت به تکانه‌های مثبت و منفی است. گسترش هزینه‌ دولتی در دوره شوک مثبت نفتی با کاهش کیفیت هزینه‌ها و کارایی اقتصادی، افزایش پروژه‌های نیمه‌تمام و گسترش فعالیت‌های رانت­جویانه همراه است. در حالی‌ که در دوره‌ای که تکانه منفی اتفاق می‌افتد، به دلیل برگشت‌ناپذیری بخش اعظم هزینه‌های جاری، هزینه‌های عمرانی دولت کاهش می‌یابد که این امر، موجب کاهش تشکیل سرمایه و تغییر (کاهش) شدیدتر رشد اقتصادی نسبت به بروز تکانه مثبت می­شود. از طرف دیگر، در حضور تکانه مثبت نفتی و ظرفیت محدود اقتصادی برای جذب درآمدهای اضافی و تبدیل به سرمایه‌ فیزیکی، آثار مثبت تکانه نفتی با تأخیر و به ‌مرور زمان پدید می‌آید (بوشینی، پترسون و روین[26]، 2007). مولایی، گلخندان و گلخندان (1393) در مطالعه­ای نشان دادند؛ آثار تکانه‌های منفی نفت در کاهش رشد اقتصادی کشورهای صادرکننده نفت، بیشتر از آثار تکانه‌های مثبت آن در افزایش رشد اقتصادی این کشورها است. یکی دیگر از ساز­و­کارهای عدم تقارن، ناشی از محدودیت‌های دسترسی به بازارهای سرمایه‌ است. اگر کشوری با محدودیت در استقراض خارجی مواجه باشد، کاهش درآمدهای نفتی، آثار بازدارنده بیشتری بر رشد اقتصادی آن‌ها خواهد داشت. درحالی‌که درآمدهای اضافی ناشی از تکانه مثبت نفتی با محدودیت جذب همراه است (روان و سولا[27]، 1999).

 

2-3. اثرات شوک­های نفتی بر نرخ بهره

 

نحوه اعمال سیاست پولی در کشورهای مختلف مانند واردکننده و صادرکننده نفت هنگام وقوع تکانه‌های نفتی باهم متفاوت است. تجربه تکانه نفتی دهه 70 میلادی نشان داده که در کشورهای واردکننده نفت به هنگام وقوع تکانه افزایش قیمت نفت که به‌منزله تکانه منفی برای اقتصاد این کشورها عمل می­کند، بانک‌های مرکزی برای کنترل تورم ناشی از افزایش هزینه‌ها در سمت تولید اقدام به افزایش نرخ بهره کرده و متوسل به سیاست پولی انقباضی شده و درنتیجه این سیاست، تورم کنترل شده است. از آنجا که سیاست پولی همسو با تکانه افزایش قیمت نفت در جهت کاهش تولید عمل می‌کرد، رکود حاصل بسیار بیشتر از موقعی است که این سیاست اعمال نمی‌شد. اما در کشورهای صادرکننده نفت، به هنگام تکانه افزایش قیمت، درآمدهای ارزی که عمدتاً در اختیار دولت این کشورهاست، افزایش می‌یابد و دولت برای تأمین مخارج خود ناچار به تبدیل بخشی از دلارهای نفتی پول داخلی است که درنتیجه آن خواسته یا ناخواسته حجم پول افزایش می‌یابد. به همین دلیل کلوگنی و مانرا[28] (2008) نشان می­دهند که نوسانات قیمت نفت عامل مهم و تأثیرگذار بر متغیرهای کلان اقتصادی از جمله نرخ بهره است.

 

نتایج تجربی نشان داده است که هنگام افت قیمت نفت که به‌منزله تکانه نفتی منفی برای اقتصاد این کشورهاست دولت برای تأمین نیازهای مالی خود و به دلیل کسری بودجه به وجود آمده ناچار به استقراض از بانک مرکزی بوده و درنتیجه مجدداً حجم پول افزایش می‌یابد (کانودو و گارسیا[29]، 2005). نتیجه‌ای که هردو حالت افزایش و کاهش قیمت نفت برای یک اقتصاد صادرکننده نفت در پی دارد و عکس‌العملی که سیاست پولی به این نوسانات نشان می‌دهد، درواقع، کانال اثرگذاری تکانه در اقتصادهای نفتی می‌شود.

 

 

 

3. الگوی پژوهش

 

الگوی این پژوهش برگرفته از الگوی خودتوضیح­انتقال ملایم[30]تراسورتا و اندرسون[31] (1992) و رحمان و سرلتیس[32] (2010) است. در پژوهش حاضر برای تخمین یا الگوی انتقال ملایم خود توضیح LSTR، روش غیرخطی لجستیک استفاده شده است. در روش LSTR یا روش انتقال ملایم خودتوضیح لجستیکی، ارتباط بین دو متغیر به‌صورت غیرخطی تغییر می‌کند. در صورتی‌ که ارتباط بین دو متغیر در طول زمان تغییر کند، آنگاه اصطلاحاً می‌گویند تغییر رژیم، تحت عنوان سطح آستانه مشخص می‌گردد. این الگوی اقتصادی بیان می‌کند که اگر مقادیری از متغیرها در یک ناحیه و قسمتی در ناحیه دیگر وجود داشته باشند (رژیم‌های مختلفی­خودتوضیح داشته باشند)، در این صورت روابط اقتصادی این متغیرها در نواحی مختلف متفاوت خواهد بود (اندرس[33]، 1386) در نهایت الگو مورد استفاده در این پژوهش به‌صورت رابطه (1) است[34]:

 

(1)                         

 

که در آن  برداری () از متغیرهای سری زمانی است.

 

چهار متغیر رشد تولید (Yt) قیمت واقعی نفت (Roiltنرخ بهره (rt)  و نوسانات قیمت نفت (Voil)متغیرهای مورد استفاده هستند. در این پژوهش از داده­های فصلی تولید ناخالص داخلی برای به دست آوردن رشد تولید حقیقی ایران استفاده‌ شده است. همچنین با استفاده از قیمت نفت خام به ‌عنوان قیمت اسمی و تقسیم آن بر شاخص قیمت مصرف‌کننده (CPI) قیمت حقیقی (واقعی) نفت به صورت زیر به دست آمده است:

 

Roil= (قیمت حقیقی نفت)

 

علاوه بر این با دنبال کردن کارهای مرتون[35] (1980) و اندرسون، بولرسلف، دیبولد و لابیس[36] (2003) از واریانس قیمت نفت به ‌عنوان جانشین[37] برای نوسانات قیمت نفت استفاده شده، که واریانس قیمت واقعی فصلی نفت همانند گو و کلیسین[38] (2005) و رحمان و سرلتیس (2010) محاسبه می شود. واریانس قیمت واقعی نفت (Voil)به عنوان مجموع مربعات تغییرات قیمت روزانه در یک فصل به صورت رابطه (2) است:

 

Voil= (2)                                                                                   

 

کهVoil واریانس قیمت نفت و تغییرات قیمت نفت در طول یک ‌فصل از قرارداد‌های آتی نفت در روز d از فصل t است.در این پژوهش برای بررسی اثرات سیاست‌های پولی از نرخ بهره استفاده ‌شده است؛ اما یکی از مشکلاتی که پیش می­­آید این است که ممکن است داده­ها دقیق اندازه‌گیری نشوند و یا به‌گونه‌ای مبهم با مقادیر واقعی متغیرها همخوانی داشته باشند که نرخ بهره نمونه­ای از این متغیرها است (گرین[39]، 2003). این در حالی است که به دست آوردن داده­های دقیق در مورد نرخ بهره حتی در کشورهای توسعه‌یافته نیز با مشکلات فراوان همراه است و محققان از داده­های متفاوتی برای این متغیر استفاده می­کنند. از یک‌سو نرخ سود بانکی توسط مقامات پولی به‌ صورت دستوری و بدون ارتباط باعرضه و تقاضای پول تعیین می­شود و از سوی دیگر اطلاعات و آمار کامل و موثق درباره نرخ سود بازار غیررسمی که تابع عرضه و تقاضا در این بازار است، در دسترس نیست (کمیجانی و بهرامی راد، 1387). به همین دلیل به‌ عنوان‌ مثال در مطالعات تجربی مربوط به آزمون "اثر فیشر"،ایوانز و لویس[40] (1995) از "نرخ اوراق قرضه سه‌ماهه[41]"، هافمن و کراودر[42] (1996)از"نرخ اسناد خزانه[43]" و فهمی و کندیل[44] (2003) از "نرخ اوراق بهادار بازرگانی[45]" به ‌عنوان نرخ بهره اسمی استفاده ‌شده است. بنابراین در این مطالعه برای حداقل کردن مشکلات ناشی از داده­های مربوط به این متغیر، r به صورت "میانگین وزنی نرخ سود انواع تسهیلات بانکی (نرخ سود موزون تسهیلات بانکی)" تعریف می‌شود.

 

 

 

4. روش‌شناسی اقتصادسنجی

 

4-2. تعیین تعداد وقفه بهینه

 

قبل از تعیین تعداد وقفه بهینه، مانایی متغیرها با استفاده از آزمون دیکی­فولر تعمیم­یافته (ADF) مورد بررسی قرار گرفت[46]. مطابق نتایج متغیرهای رشد اقتصادی و نوسانات قیمت نفت در سطح مانا هستند و متغیرهای نرخ بهره و قیمت نفت با یک‌بار تفاضل‌گیری مانا شده­اند. علاوه بر تعیین متغیرهای که در الگو وارد می­شوند، تعیین تعداد وقفه بهینه مناسب نیز دارای اهمیت است. در الگوهای VAR، وقفه­های زیاد به‌سرعت درجه آزادی الگو را کاهش­ می­دهند، اگر تعداد وقفه­های الگو P باشد، در هر یک از n معادله موجود در سیستم، تعداد n.p ضریب به‌علاوه یک جزء ثابت وجود خواهد داشت: لذا در این‌گونه الگوها انتخاب درست وقفه­های بهینه بسیار اساسی است. اگر p خیلی کوچک باشد، الگو دارای خطا در تصریح خواهد بود و اگر P بیش‌از اندازه بزرگ باشد، درجه آزادی کاهش می­یابد (اندرس، 1386). نتایج حاصل از معیار­های شوارتر (SC)، حنان­کوئین (HQ)، آکائیک (AIC) و خطای پیش­بینی (FPE)، نشان‌دهنده وقفه بهینه یک برای الگو است.

 

4-3. آزمون[47]BDS

 

آزمون BDS توسط براک، دیچرتو شیکمنطراحی شده است. این آزمون یک روش غیرپارامتری است که برای آزمون همبستگی متوالی و ساختار غیرخطی موجود در یک سری زمانی بر مبنای مجموع همبستگی مورد استفاده قرار می­گیرد. آماره BDS از مطالعات انجام‌یافته بر تئوری آشفتگی و دینامیک غیرخطی نشأت گرفته و فقط برای تشخیص آشفتگی معین مناسب نبوده بلکه می­تواند به ‌عنوان ابزار تشخیص مناسبی در آزمون نکویی برازش الگو تخمینی نیز بکار ­رود. به دلیل اینکه در آزمون خطی یا غیرخطی بودن،BDS سری­ها مانا فرض می­شوند و قبل از انجام آزمون بایستی مانایی سری­ها بررسی­شده باشد. فرضیه صفر شامل خطی بودن متغیر و فرضیه مقابل یعنی متغیر غیرخطی است. نتایج این آزمون برای متغیرهای الگو در جدول (1) نشان داده شده‌اند.

 

 

 

جدول 1. نتایج آزمون  BDSمتغیر Roil(قیمت واقعی نفت)

 

متغیر

بعد

آمارهBDS

خطای استاندارد

مقدار آمارهZ

احتمال

Roil

2

188310/0

008496/0

16413/22

0000/0

3

319872/0

013668/0

40254/23

0000/0

4

404878/0

016474/0

57738/24

0000/0

Y

2

053950/0

009648/0

592081/5

0000/0

3

107580/0

015503/0

939328/6

0000/0

4

133563/0

018666/0

155311/7

0000/0

r

2

173820/0

006951/0

00474/25

0000/0

3

281480/0

011078/0

40785/25

0000/0

4

346138/0

013225/0

17323/26

0000/0

 

 

voil

 

2

146522/0

017496/0

374574/8

0000/0

3

251522/0

028267/0

897920/8

0000/0

4

316280/0

034255/0

233091/9

0000/0

 

منبع: یافته­های پژوهش                                 

 

بر اساس نتایج این آزمون در جدول (1)، فرضیه صفر آزمون BDS که به معنای خطی بودن است، رد می­شود؛ بنابراین، می­توان به وجود یک فرایند غیرخطی در تمامی متغیرها پی برد. لازم به تذکر است که هرگاه در نتایج آزمون BDS، تصادفی بودن یک سری در بعدهای بیش از دو رد شود، احتمال غیرخطی بودن آن سری زیاد خواهد بود (زیرا فرضیه مقابل در این آزمون نامشخص است). لذا، این آزمون شاهدی بر غیرخطی بودن متغیرها است. بنابراین، می‌توان با تأیید پیش­بینی پذیر بودن و نیز غیرخطی بودن متغیرهای موردبررسی، در ادامه به مدل‌سازی و پیش­بینی غیرخطی پرداخت.

 

4-4. آزمونRESET[48] رفتار غیرخطی متغیرها

 

این آزمون برای کنترل وجود رفتار غیرخطی از نوع STAR(اتو رگرسیون انتقال ملایم)استفاده می­شود. هم­چنین در تشخیص متغیر انتقال و انتخاب بین LSTAR1 و LSTAR2 کمک می‌کند در این پژوهش به‌منظور شناسایی رفتار غیرخطی متغیرهای الگو موردنظر از آزمون RESET استفاده ‌شده است. نتایج آزمون RESET برای متغیرها در جدول (2) مشاهده می‌شود.

 

 

 

جدول 2. نتایج آزمون RESETمتغیرها

 

متغیر

Test-statistic

value

Prob

df

Roil

F-statistic

Chi-square

97733/15

95466/31

0000/0

58 و2

2

R

F-statistic

Chi-square

13601/36

4080/108

0000/0

56 و 3

3

Y

F-statistic

Chi-square

31258/13

62515/26

0000/0

56 و 2

2

Voil

F-statistic

Chi-square

422/5185

23/15556

0000/0

57 و3

3

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

در این آزمون فرضیه صفر حاکی از وجود رفتار خطی و فرضیه جایگزین حاکی از رفتار غیرخطی است. با توجه به نتایج به دست آمده در جدول (2) فرضیه صفر برای تمامی متغیرها رد شده است. که این امر نشان‌دهنده این است که نتایج حاکی از وجود رفتار غیرخطی در متغیرها است.

 

4-5. آزمون ضریب لاگرانژ خطی

 

آزمون ضریب لاگرانژ، آزمونی از نوع F است این آزمون شواهدی قوی علیه خطی بودن به نفع الگوی LSTVAR ارائه می­دهد. گرنجر وتراسورتا این آزمون را در قالب تک معادله‌ای توضیح ­داده­اند اما در این پژوهش با پیروی از کار وایس[49] (1999) این آزمون در چارچوب الگوی خود توضیح برداری انجام‌ شده است. آزمون خطی بودن دارای فرضیه صفر در مقابل فرض جایگزین است. (در اینجا  شاخص انتقال یا شاخص سرعت تابع انتقال است اگر این شاخص برابر صفر باشد قسمت غیرخطی الگو صفر می­شود و درنتیجه الگو تبدیل به الگوی خطی می­شود).بدین منظور باید یکی از متغیرها به ‌عنوان متغیر انتقال انتخاب ­شود، متغیرهای موجود در این پژوهش هرکدام می­توانند به ‌عنوان متغیر انتقال انتخاب استفاده شوند. در اینجا متغیر نوسانات قیمت نفت به‌ عنوان متغیر انتقال استفاده‌ شده است.

 

در جدول (3) نتایج آزمون خطی بودن برای داده­های پژوهش آورده شده است. مقدار آماره آزمون در داخل پرانتز نشان داده‌ شده است. همان‌طور که در این جدول نشان داده ‌شده خطی بودن برای سری وقفه­های نوسانات قیمت نفت در کل سیستم رد شده است (ستون آخر جدول3). همچنین به‌طور تکی برای معادله Y وقتی‌که متغیر Voilt-4متغیر انتقال است، خطی بودن رد می‌شود. در معادله roil وقتی‌که متغیر voil با یک وقفه متغیر انتقال است خطی بودن رد می­شود. در معادله Voil برای همه سری متغیرهای انتقال Voilبه جزءVoilt-4 خطی بودنرد می­شود. بر اساس این شواهد فرض غیرخطی بودن قابل رد شدن نیست و الگوی لجستیک انتقال آرام پذیرفته می‌شود.

 

 

 

 

 

جدول 3. نتایج آزمون ضریب لاگرانژ خطی بودن

 

 

متغیر انتقال

 

مقدار آماره آزمونF متغیرهای وابسته

 

 

 

آماره آزمونLR

 

Y

r

roil

Voil

 

Volt-1

780/1

(2033/0)

365/1

(3463/0)

3/3

0248/0)

230/13

(0000/0)

203/415

(0000/0)

Volt-2

639/1

(2448/0)

733/0

(6557/0)

562/1

(2706/0)

992/9

(0000/0)

779/89

(0000/0)

Volt-3

374/1

(3424/0)

6673/0

(6826/0)

299/2

(0997/0)

115/6

(0005/0)

616/39

(0002/0)

Volt-4

128/4

(00756/0)

95/0

(5476/0)

056/1

(4927/0)

419/1

(3239/0)

252/7

(0217/0)

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

5. برآورد الگو و تحلیل نتایج

 

5-1. تخمین مقادیر اولیه

 

الگوی LSTVAR در این پژوهش با انتخاب نوسانات قیمت نفت به ‌عنوان متغیر انتقال با طول وقفه 1 برآورد شده است. محققانی از قبیل تراسورتا و اندرسون (1992)این نوع الگو را با روش حداکثر راست نمایی با اطلاعات کامل برآورد کرده‌اند، گرچه آن‌ها مجبور بودند قیدهای دلخواهی برای تأمین این هدف بیاورند. وایس (1999)از روش دومرحله‌ای برای تخمین الگو غیرخطی چند متغیره استفاده کرده است در مرحله اول مقداری برای متغیر آستانه انتخاب و سپس به پارامتر شاخص انتقال اجازه داده شد که تغییر کند. در مرحله دوم مقدار پارامتر شاخص انتقال برابر بی‌نهایت قرار داده‌شده و به متغیر آستانه اجازه داده شد تغییر کند یکی از مشکلات این روش انتخاب مقدار دلخواه برای متغیر آستانه در مرحله اول است. در این پژوهش الگو بدون هیچ‌گونه محدودیتی تخمین زده‌ شده است.

 

در تخمین پارامترهای الگوی LSTVARبر طبق الگوریتم نیوتن-رافسون[50] مقدار آستانه تعیین‌ شده در تخمین پارامترهای الگو از اهمیت خاصی برخوردار است. بنابراین قبل از تصریح الگوی غیرخطی خود توضیح انتقال ملایم لازم است نخست به تعیین ضرایب متغیر انتقال و پارامتر یکنواختی در تابع انتقال لجستیک پرداخته شود. تعیین مقدار اولیه پارامتر یکنواختی و پارامتر c نقطه وسط بین رژیم­ها، شرط لازم برآورد الگوی کاربردی این مطالعه است. مقدار برآورد شده برای متغیر آستانه و شاخص انتقال الگوی لجستیک انتقال ملایم به ‌صورت جدول (4) است.

 

 

 

جدول 4. برآورد مقدار آستانه و شاخص انتقال

 

پارامتر

مقدار برآورد

p-value

5367/0

404/0

C

6764/6

04/0

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

همان‌طور که در جدول (4) مشاهده می­شود برآورد مقدار آستانه از لحاظ آماری در سطح معمولی معنادار است و مقدار شاخص انتقال نیز نشان می‌دهد که انتقال بین دو رژیم به‌صورت آهسته صورت می­گیرد.همچنین معادله این تابع انتقال (LSTVAR) به‌صورت رابطه (3) است.

 

(3)                                              

 

نمودار (1) به‌ روشنی نمایانگر یک تابع انتقال ملایم لجستیک (LSTVAR)است که از برآورد الگو حاصل ‌شده است. محور افقی مقادیر مختلف متغیر انتقال را نشان می­دهد. همان‌طور که گفته شد در اینجا متغیر انتقال همان نوسانات قیمت نفت است. محور عمودی نشان‌دهنده مقادیر برازش شده توسط تابع انتقال است. دامنه تابع انتقال بین صفر و یک است به ‌طوری ‌که   است.

 

نقطه­ آستانه­،نقطه تابع و موقعیتی است که در آن تغییر رژیم روی می­دهد. به ‌بیان‌ دیگر، نوسانات قیمت نفت که در آن تغییر رژیم روی ‌داده است، مقدار 6764/6 است و تا زمانی که نوسانات قیمت نفت کمتر از 6764/6 داشته باشد، متغیرها در رژیم حدی پایین قرار دارند. اگر به‌ واسطه بروز یک شوک قیمتی، نوسانات قیمتی نفتی، مقادیر بیشتری از 6764/6 را اتخاذ کنند؛ آن گاه متغیرها در رژیم حدی بالا قرار خواهند گرفت. بنابراین، با رسیدن نوسانات قیمت نفت به این سطح آستانه‌ای، گذار از یک رژیم حدی پایین به رژیم حدی بالا روی می‌دهد. تدریجی بودن گذار از یک رژیم به رژیم دیگر باعث این می­شود که رفتار متغیرهای وابسته به نوسانات قیمت نفت، به‌ صورت پویا تحت تأثیر تغییرات لحظه‌ای این متغیر قرار گیرند.

 

 

 

 

نمودار 1. تابع انتقال برازش شده الگو

 

 منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

5-2. برآورد الگویLSTVAR

 

در نهایت نتایج الگوی غیرخطی LSTVAR پس از حذف متغیرهای زائد (بی­معنا) در جداول (5) و (6) ارائه شده است.

 

 

 

 

 

 

 

جدول 5. نتایج تخمین الگوی برداری رگرسیون خطی

 

 

Y

Roil

r

Voil

C

2031/11-

(9999/0-)

870972/0

(928708/1)

247408/0

(807337/1)

414658/7

(7962/15)

Yt-1

405546/0

(560239/1)

011376/0

(085798/1)

00072/0-

(22542/0-)

061555/0

(652238/5)

Roilt-1

156171/7

(462073/2)

684335/0

(84112/5)

0233579/0

(663926/0)

24264/0

(99243/1-)

Rt-1

06194/8-

(19959/1-)

181445/0

(6699803/0)

8555883/0

(44265/10)

667/2-

(47158/9-)

Voilt-1

96861/0-

(8649/0-)

0098889/0

(0219059)

023333/0-

(70479/1-)

10593/0

(25764/2-)

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

جدول 6. نتایج تخمین الگوی رگرسیون برداری غیرخطی

 

 

Y

Roil

r

Voil

Yt-1

2/0-

(39579/0-)

002445/0

(120048/0)

003221/0

(5216665/0)

12267/0-

(79406/5-)

Roilt-1

6007/8-

(5489/1-)

260025/0

(161749/1)

16095/0-

(37225/2-)

323815/0

(391853/1)

Rt-1

75186/27

(605989/2)

50005/0-

(16492/1-)

101171/0

(77751/0)

0436663/5

(732661/11)

Voilt-1

481007/0

(.207482)

01287/0

(13777/0-)

084168/0

(971304/2)

168298/0

(732661/1)

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

طبق نتایج به‌دست‌آمده و نیز با انتخاب نوسانات قیمت نفت به ‌عنوان متغیر انتقال می­توان گفت ضرایب متغیرهای تعیین‌کننده رشد اقتصادی در ایران مقدار ثابتی نبوده و به ازای مقادیر متفاوت نوسانات قیمت نفت، تصریح­های متفاوت با ضرایب مختلف برای رشد اقتصادی و عوامل مؤثر بر آن وجود دارد.

 

سرعت گذار بین رژیم­های نوسانات قیمت نفت، با توجه به پارامتر  تخمین و تقریباً برابر با 5367/0است. اگر  قرار بگیرد گفته می­شود انتقال به آهستگی صورت می­گیرد و اگر مقدار باشد در اصطلاح می­گویند سرعت گذار از یک رژیم به رژیم دیگر بالاست. بنابراین این مقدار محاسبه‌ شده پارامتر () نشان‌دهنده سرعت‌ پایین انتقال بین دو وضعیت است. جدول (7) منعکس­کننده برآورد الگوی خودتوضیح­برداری در رژیم نوسانات بالا و رژیم نوسانات پایین است.

 

 

 

جدول 7. برآورد الگوی برداری در رژیم نوسانات بالا و رژیم نوسانات پایین

 

رژیم پایین

 

y

Roil

r

Voil

Y-1

448393/0

(698468/2)

00052/0

(006725/0)

000584/0

(000199/0)

064112/0

(312994/5)

Roil-1

877623/5

(39916/86)

993273/0

(5935596/0)

03719/0-

(3097/0-)

53276/1

(865835/5)

r-1

074159/5

(25026/25)

077773/0-

(12446/0-)

926437/0

(11911/26)

99197/2-

(18962/0-)

Voil-1

78222/0-

(9756/17-)

007/0-

(2738/0-)

00222/0

(00289/0)

012797/0

(001981)

C

7289/24-

(87018/3-)

206698/0

(60676/72)

24039/0

(240922/0)

568466/2

(22251/10)

رژیم بالا

 

y

Roil

r

Voil

Y-1

119662/0

(056948/0)

00236/0

(312384/0)

001347/0

(000207/0)

01947/0

(102031/0)

Roil-1

532702/1

(81685/17)

214361/0

(310577/1)

07432/0-

(2171/0-)

6955604/0

(168335/0)

r-1

25163/10

(34223/40)

61722/0-

(62204/2-)

833787/0

(2458/8)

16665/0-

(00802/0-)

Voil-1

09605/2-

(80909/3-)

88847/0

(19127/92)

040423/0

(018461/0)

111704/0

(131329/0)

C

83984/0

(210494/3)

287738/0

(586458/4)

241645/0

(915445/5)

800919/0

(147206/0)

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

5-3. تأثیر شوک­های نفتی بر رشد اقتصادی و نرخ بهره

 

5-3-1. تأثیر شوک­های قیمت نفت بر رشد اقتصادی

 

به ‌منظور ارزیابی تأثیر تکانه قیمت نفت بر رشد اقتصادی، عکس­العمل آنی رشد اقتصادی به شوک وارده به ‌اندازه یک انحراف معیار بر قیمت واقعی نفت در طول 20 دوره (فصل) در الگوی VARپایه و در الگوی VARغیرخطی شامل دو رژیم نوسانات بالا و پایین، برآورد و در نمودار (2) نشان داده شده است.

 

در وضعیت رژیم با سطح نوسانات پایین، شوک مثبت قیمت واقعی نفت در 2 دوره (فصل) جهش مثبت و سریعی در رشد تولید ایجاد می­کند، لیکن پس از 5 دوره ضمن تداوم این رشد مثبت، در سطحی پایین­تر و در حدود 09/0 درصد همگرا می­شود که این نتیجه کاملا طبیعی می‌باشد، به عبارتی رشد درآمدهای نفتی به سرعت مخارج دولتی و مصرف بخش خصوصی را تحریک کرده و در صورت ثبات قیمت­ها منجر به رشد تولید ملی می­گردد، اما پس از چند فصل به دلیل افزایش قیمت­ها اثر این شوک مثبت تا حدود زیادی متعادل­تر شده و یک مسیر همگرا را طی خواهد نمود که این نتیجه با مطالعه کتنز[51] (2004) همخوانی دارد.

 

در وضعیت رژیم با سطح نوسانات بالا، شوک مثبت قیمت نفت به دلیل آمادگی اقتصاد ایران در بروز بیماری هلندی و آثار تورمی ناشی از آن، نا اطمینانی زیادی در اقتصاد ایجاد می‌کند که باعث کاهش سرمایه­گذاری و افزایش متغیر واردات می­گردد. البته شبیه به وضعیت اشاره شده در بالا، رشد مخارج دولت و مصارف بخش خصوصی ناشی از شوک مثبت درآمدهای نفتی، پس از چند دوره اثرات منفی ناشی از کاهش سرمایه­گذاری و افزایش واردات را تقلیل می­دهد.این نتیجه تا حدودی تأیید کننده نظریات مورک و هال[52] (1980) و داربی[53] (1982) است. 

 

 

VAR پایه

 

 

Nonlinear VAR-Low regime                                        Nonlinear VAR- High regime

 

نمودار 2. تأثیر شوک قیمت نفت بر رشد اقتصادی

 

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

5-3-2. تأثیر شوک­های قیمت نفت بر نرخ بهره

 

 همان‌طور که در نمودار (3) مشخص شده است بروز شوک مثبت در درآمدهای واقعی نفت در دو حالت رژیم نوسانات پایین و رژیم نوسانات بالا اثر متفاوتی بر نرخ بهره ایجاد خواهد نمود. در شرایط بروز شوک مثبت نفتی، در رژیم یا نوسانات پایین به دلیل تقویت پایه پولی از کانال بهبود وضعیت دارایی­های خارجی بانک مرکزی، امکان افزایش نقدینگی و به تبع آن کاهش نرخ بهره فراهم می­گردد، این شوک کاهش در دوره اول شدیدتر، لیکن پس از آن به صورت بسیار کندتر ادامه خواهد یافت. که این نتیجه با نتایج مطالعات کانودو و گارسیا[54]، (2005) و علی احمد و مختارول(2011)  که نشان دادند، شوک مثبت قیمت نفتی باعث کاهش نرخ بهره می­شود، در یک راستا است.در وضعیت رژیم بالا بازهم به دلیل گسترش نااطمینانی در اقتصاد نرخ بهره در یک مسیر صعودی بسیار ملایم قرار می­گیرد. اما نکته قابل ذکر آنکه واکنش نرخ بهره نسبت به شوک مثبت درآمدهای واقعی نفتی بسیار محدودتر از واکنش تولید ناخالص داخلی به شوک نفتی است، این نتیجه با شواهد موجود در اقتصاد ایران که عمدتا مقامات پولی علاقمند هستند نرخ بهره را به صورت دستوری تعیین کنند، همخوانی دارد.

 

 

 

 

 پایهVAR

 

 

Nonlinear VAR –high Regime                     Nonlinear VAR – low Regime

 

نمودار 3. تأثیر شوک قیمت نفت بر نرخ بهره

 

     منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

5-3-3. تأثیر شوک نوسانات قیمت نفت بر رشد اقتصادی

 

یکی از تأثیرات غیرمستقیم شوک قیمت نفت بر رشد اقتصادی از طریق خود نوسانات قیمت نفت است. نمودارهای (4) به خوبی نشان می­دهد نوسانات قیمت نفت چه در رژیم نوسانات پایین و در رژیم نوسانات بالا اثرات نامطلوبی بر رشد اقتصادی بجای می­گذارند، این نتیجه‌گیری در مطالعه ابراهیمی (1387) نیز مشاهده شده است. البته قابل ذکر است این واکنش در رشد اقتصادی تقریبا پس از 5 دوره (فصل) حذف شده و به سطح قبل از ایجاد شوک برمی‌گردد.

 

 

 

 

 

 

VAR پایه

 

 

Nonlinear VAR- low Regime                                   Nonlinear VAR –high Regime

 

نمودار 4. تأثیر نوسانات ­قیمت­ نفت بر رشد اقتصادی

 

   منبع: یافته­های پژوهش

 

 

 

با توجه به اینکه نفت یکی از مهم­ترین منابع تأمین مالی بودجه­ کشورهای نفتی شمرده می­شود، ازاین‌رو، مهم­ترین کانال اثرگذاری نوسانات نفتی بر اقتصاد، بودجه­ی دولت‌هاست. از طرفی بودجه­ دولت­ها بخش قابل‌توجهی از تقاضای کل اقتصاد را شکل می‌دهد. بنابراین انتظار می­رود که بی­ثباتی بازار نفت به‌واسطه بودجه­ دولت، تقاضای کل اقتصاد را تحت تأثیر قرار دهد. از طرف دیگر، دولت­ها که خود را به‌نوعی صاحبان درآمدهای کلان نفتی می­دانند، درواقع از رانت عظیم نفتی بهره می­برند. تمایلات رانت‌خواری در این کشورها نه‌تنها رشد تولید ناخالص را به تعویق می­اندازد؛ بلکه منجر به تقویت بخش دولتی و تضعیف بخش خصوصی می­گردد (پولترویچ، پوپوف و تونیس[55]،2010). حال در چنین وضعیتی که اقتصاد ایران وابستگی زیادی به درآمدهای نفتی دارد، تغییرات قیمت نفت که از تحولات برون‌زا سرچشمه می­گیرد و از کنترل سیاست­گذاران اقتصادی خارج است، درآمدهای نفتی کشور را با نوسانات زیادی مواجه می­کند. این درآمدهای ناپایدار، به عامل اصلی انتقال مستقیم بی‌ثباتی‌ها و نا اطمینانی به رشد تولید ناخالص داخلی کشور تبدیل‌شده‌اند، به ‌طوری‌ که هرگونه تغییر در قیمت نفت موجب تغییر رشد تولید ناخالص داخلی و درنتیجه بی­ثباتی این متغیر مهم اقتصادی شده است.

 

 

 

6. نتیجه‌گیری و پیشنهادهای سیاستی

 

بیشتر تحقیقات انجام‌گرفته در رابطه با اثرات نامتقارن نوسانات تکانه­های قیمت نفت بر تولید در بعد تک معادله­ای و استفاده از رگرسیون خطی به‌منظور تبیین اثرات تکانه­های قیمت نفت بر تولید استوار بوده است. لیکن الگوی خطی نمی­تواند تغییرات تدریجی تولید در وضعیت‌های مختلف اقتصادی را بیان نماید.لذا جهت ثبت تغییرات ملایم و تدریجی تکانه‌های قیمت نفت، یک الگو با پارامتر­های متغیر نسبت به زمان، در مقایسه با روش استاندارد خطی مناسب‌تر است. در این پژوهش با نگرش جدید به این مسئله و عدم تقارن احتمالی واکنش رشد اقتصادی به عوامل تعین کننده آن ضمن بررسی و آزمون اثرات نامتقارن تکانه­های قیمتی نفت بر تولید با استفاده از الگوی رگرسیون غیرخطی انتقال ملایم، به تبیین الگوی رشد اقتصادی بر اساس عوامل تعیین‌کننده ازجمله تکانه­های قیمتی نفت پرداخته شد. نتایج نشان داد:

 

با توجه به انتخاب متغیر نوسانات قیمت نفت به ‌عنوان متغیر انتقال، ضرایب متغیرهای تعیین‌کننده رشد اقتصادی در ایران مقادیر ثابتی نبوده و به ازای مقادیر متفاوت نوسانات قیمت نفت، تصریحی متفاوت با ضرایب مختلف برای رشد اقتصادی و عوامل مؤثر بر آن وجود دارد. طبق نتایج به‌دست‌آمده از تخمین الگوی LSTVAR برای متغیرهای قیمت نفت و نوسانات قیمت نفت در اقتصاد ایران، الگوی برازش شده گویای آن است که اقتصاد ایران دارای دو رژیم بالا و پایین وابسته به نوسانات قیمت نفت است. درواقع با انتخاب نوسانات قیمت نفت به ‌عنوان متغیر انتقال می­توان نتیجه گرفت که رشد اقتصادی نسبت به تغییرات قیمت نفت رفتاری متفاوت و نامتقارن نشان می­دهند که این نتیجه‌گیری خود گویای نامتقارن بودن اثر شوک­های قیمتی نفت بر رشد اقتصادی ایران است.

 

با توجه به نتایج حاصل از این تحقیق و با توجه به آسیب­پذیر بودن اقتصاد ایران نسبت به نوسانات و بی­ثباتی­های قیمت نفت، پیشنهاد می­شود ذخیره کردن مازاد درآمد نفتی در دوره‌های افزایش قیمت نفت مورد توجه قرار گیرد، تا این مازاد درآمد به‌منظور کاهش اثرات مخرب وارده در هنگام وقوع نوسانات زیاد قیمت نفت مورد استفاده قرار گیرد. بدین منظور توصیه می‌شود دولت با اعمال سیاست‌های تثبیتی مانند صندوق‌ ذخیره‌ی ارزی و جایگزین نمودن سایر درآمدها مانند درآمدهای مالیاتی به‌جای درآمدهای نفتی در بودجه سالیانه، ارتباط هزینه‌های خود را با تکانه‌های نفتی قطع کند. بنابراین می‌توان نوسانات تولید و رشد اقتصادی که در اثر تکانه‌های نفتی ایجاد می‌شود را با پیش‌بینی محافظه‌کارانه قیمت‌ها، تنظیم مخارج عمومی بر اساس تغییرات دائمی درآمدها (به‌جای تغییرات موقتی) و استفاده‌ مؤثر از صندوق پس‌انداز یا ذخیره درآمد نفتی برای اجتناب از انتقال تکانه‌های قیمتی به سایر بخش‌های اقتصاد، به‌خوبی مدیریت و از اثرات سوء آن بر اقتصاد ملی جلوگیری کرد. دراین رابطه الگوبرداری از تجربیات بعضی کشورهای موفق در این زمینه مانند نروژ توصیه می­شود.

 

 

 



[1] Beak And Kamps

[2] Resource Curse

[3] Paradox Of Plenty

[4] Redused incentive to develop the non Resource of economy

[5] High volitiity of Resource Revenues

[6] Political Economy effectsof resourve in come

[7]Louis

[8]Rostow

[9]Joshi

[10]Thirlwall

[11]Rosenstein

[12] Murphy, Shleifer, and Vishny

[13]Galbraith

[14]Auty

[15]Engle and patton

[16]Kuper

[17]Jiménez-Rodríguez and Sánchez

[18]Arch-Garch

[19]Hamilton

[20]Pierce and Enzler

[21]Rasche and Tatom

[22]Mork and Hall

[23] Darby

[24]Asymmetric Effects

[25]Donayre and Wilmot

[26]Boschini, Pettersson and Roine

[27]Ravnand Sola

[28] Cologni and Manera

[29] Cunodo and Gracia

[30] Smooth Transition Autoregression Model

[31] Terasvirta and Anderson

[32] Rahman  and Serletis

[33] Anders

[34] با توجه به محدودیت حجم مقاله، الکوی پژوهش به اختصار بیان گردیده است.

[35] Merton

[36]Andersen, Bollerslev, Diebold and Labys

[37] Proxy

[38]Guo and Kliesen

[39] Greene

[40] Evans and  Lewis

[41] Three Month Bond Rate

[42] Haffmanand Crowder

[43] Treasury Bill Rate

[44] Fahmy and Kandil

[45] Commerical Paper Rate

 [46]با توجه به محدودیت حجم مقاله، نتایج این آزمون ارائه نشده است.

[47]Brock, Dechert,Scheinkman

[48] Regression Equation Specification Error Test

[49] Weise

[50] Newton-Raphson

[51]Ketnez et al

[52]Mork and Hall

[53] Darby

[54] Cunodo,  J.,  De Gracia, F

[55] Polterovich, Popov, and Tonis

 

 

منابع

-      ابراهیمی، سجاد (1387). بررسی تأثیرگذاری قیمت نفت بر متغیرهای مالی و رشد اقتصادی در ایران. پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.

-      امامی، کریم، ادیپ پور، مهدی (1388). بررسی اثرات نامتقارن شوک‌های نفتی بر تولید. فصلنامه مدل‌سازی اقتصادی، 3 (4): 26-1

-      اندرس، والتر (1386). اقتصادسنجی تجزیه‌وتحلیل سری‌های زمانی. ترجمه مهدی صادقی شاهدانی و سعید شوال پور، دانشگاه امام صادق(ع)، تهران.

-      کمیجانی، اکبر، بهرامی راد، دومان (1387). آزمون رابطه بلندمدت بین نرخ سود تسهیلات بانکی و نرخ تورم. تحقیقات اقتصادی ، 43 (1): 210-187.

-   مولایی، محمد، گل خندان، ابوالقاسم، گلخندان، داود (1393). عدم تقارن آثار تکانه‌های نفت بر رشد اقتصادی کشورهای صادرکننده نفت: کاربردی از رهیافت غیرخطی هم انباشتگی پانلی پنهان. فصلنامه اقتصاد انرژی ایران، 3 (10): 229-201.

-      Andersen, T. G., Bollerslev, T., Diebold, F. X., & Labys, P. (2003). Modeling and forecasting realized volatility. Econometrica, 71(2): 579-625.

-      Auty, R ,( 2001). Resource Abundance and Economic Development, World  Instiue for Development Economics Research (Oxford university press).

-      Boschini, A. D., Pettersson, J., & Roine, J. (2007). Resource curse or not: A question of appropriability. The Scandinavian Journal of Economics, 109(3): 593-617.

-      Brock, W. A., Dechert, W. D., & Scheinkman, J. A. (1987). A test for independence based on the correlation dimension." Social Systems Research Institute, University of Wisconsin-Madison. Working Paper 8702.

-      Cologni, A., & Manera, M. (2008). Oil prices, inflation and interest rates in a structural cointegrated VAR model for the G-7 countries. Energy economics30(3): 856-888.

-      Cunado, J., & De Gracia, F. P. (2005). Oil prices, economic activity and inflation: evidence for some Asian countries. The Quarterly Review of Economics and Finance45(1): 65-83.

-      Darby, M. R. (1982). The price of oil and world inflation and recession. The American Economic Review72(4): 738-751.

-      Donayre, L., & Wilmot, N. A. (2016),. The Asymmetric Effects of Oil Price Shocks on the Canadian Economy, International Journal of Energy Economics and Policy, 6(2): 167-182.

-      Engle, R. F., & Patton, A. J. (2001). What good is a volatility model. Quantitative finance1(2), 237-245.

-      Evans, M. D., & Lewis, K. K. (1995). Do expected shifts in inflation affect estimates of the long‐run Fisher relation?. The Journal of Finance50(1): 225-253.

-      Fahmy, Y. A., & Kandil, M. (2003). The Fisher effect: new evidence and implications. International Review of Economics & Finance12(4): 451-465.

-      Greene, W. H. (2003). Econometric analysis. Pearson Education India.

-      Crowder, W. J., & Hoffman, D. L. (1996). The long-run relationship between nominal interest rates and inflation: the Fisher equation revisited. Journal of money, credit and banking28(1): 102-118.

-      Hamilton, J., (2003). What is an oil shock?. Journal of Econometrics. 13: 363-398.

-      Ahmed, H. J. A., & Wadud, I. M. (2011). Role of oil price shocks on macroeconomic activities: An SVAR approach to the Malaysian economy and monetary responses. Energy policy39(12): 8062-8069.

-      Jiménez-Rodríguez, R., & Sánchez, M. (2005). Oil price shocks and real GDP growth: empirical evidence for some OECD countries. Applied economics37(2): 201-228.

-      Kuper, Gerald H. (2002)., Measuring Oil Price Volatility.Working Paper University of Groningen, Department of Economics No 14.

-      Guo, H., & Kliesen, K. L. (2005). Oil price volatility and US macroeconomic activity. Review-Federal Reserve Bank of Saint Louis87(6), 669-683.

-      Merton,R.. (1980). On estimating the expected return on the market:an exploratory investigation. Journal of financial Economics 8: 323-361.

-      Mork, K.A, Hall, R,E,(1980). Energy PricesT Inflation and Recession,.  Energy Journal I, pp:31-63.

-      Murphy, K. M., Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1989). Industrialization and the big push. Journal of political economy, 97(5), 1003-1026.

-      Pierce, J. L., Enzler, J. J., Fand, D. I., & Gordon, R. J. (1974). The effects of external inflationary shocks. Brookings Papers on Economic Activity,  (1): 13-61.

-      Polterovich, V., Popov, V. and Tonis, A. (2010). Resource Aboundance: A Curse or Blesing?, DESA Working, 93.

-      Rahman, S., & Serletis, A. (2010). The asymmetric effects of oil price and monetary policy shocks: A nonlinear VAR approach. Energy Economics32(6): 1460-1466.

-      Rasche, R. H., & Tatom, J. A. (1977). The effects of the new energy regime on economic capacity, production, and prices. Federal Reserve Bank of St. Louis Review59(4): 2-12.

-      Ravn,M.and M,Sola. (1999). A Reconsideration of the Emprical Evidence on the Asymmetric Effects of Money-Supply shock:Positive vs.Negative or Big vs.Small?, Birbeck College WP No.6.

-      Terasvirta, T. (1994). Specification, Estimation, and Evaluation of Smooth Transtion Autoregrssive Models, Journal of the American Statistical Association, 89:208-218.

-      Terasvirta,T. Anderson,H.M. (1992)."Characterizing nonlinerarities in business cycles using smoth transition autoregessive models”. Journal of Applied  Econometrics 7:119-36.

-      Weise,C. L. (1999). The asymmetric effects of monetray policy: a nonliner vector autoregession approach. Journal of money, Credit, and Banking (31): 85-108.