آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی
آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی
محورهای موضوعی : دانش مالی تحلیل اوراق بهادار
فرزام عمادی فر 1 , زهره طباطبایی نسب 2 , سید یحیی ابطحی 3 , جلیل توتونچی 4
1 - گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران
2 - گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران (نویسنده مسئول)
3 - گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران
4 - گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران
کلید واژه: تنش مالی, تورم, تولید, رکود و رونق, مدل تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ-ور.,
چکیده مقاله :
در این مطالعه به دنبال آزمون علیت تولید و تورم در رژیم های رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی هستیم. برای این منظور با استفاده از مدل چرخشی و تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ - ور (MS-VAR) اثر متغیرهای مطالعه طی بازه زمانی 1380 تا سال 1399 به شکل فصلی مورد بررسی واقع میگردد. براساس نتایج حاصل از بررسی جریان علیت، در سطح اطمینان 95 درصد در رژیم اول، تنش مالی عاملی علی رشد تولید است. بنابراین در رژیم رکود جریان علی از سمت تنش مالی به رشد تولید وجود دارد. همچنین براساس نتایج حاصل از توابع ضربه واکنش در رژیم رکود، افزایش تنش مالی به طور کلی تاثیر منفی بر رشد تولید دارد و جریان یک طرفه از سمت تنش مالی به سمت رشد تولید درهر دو رژیم برقرار است. همچنین براساس نتایج ناشی از بررسی جریان علیت میتوان ادعا کرد که تنش مالی عامل علی تغییرات تورم در رژیم رکود و رونق است، اما در حالت برعکس جریان علیت صدق نمیکند و تورم عامل تنش مالی نیست. باید توجه داشت که قسمت زیادی از افزایش تنش مالی در اقتصاد ایران از مسیرتنش سیاسی، تنش مالی دولت، تنش ارزی و در نهایت تنش پولی به عدم موفقیت جامعه ایرانی در درونزا کردن اقتصاد و پایداری آن برمی-گردد. بنابراین مسیر نهایی بهبود در بلندمدت تاکید بر رشد تولید است که فراهم کردن زمینههای رشد اقتصادی ایران تا حد زیادی وابسته به کنترل بی ثباتی اقتصاد ایران است.
In this study, we seek to test the causality of financial stress with production and inflation in recession and boom regimes. For this purpose, the effect of the study variables during the period of 2001 to 2020 is analyzed seasonally by using the Markov Switching-VAR (MS-VAR) rotation and regime change model. Based on the results of the analysis of the flow of causality, at the 95% confidence level in the first regime, financial stress is the causal factor of production growth. Therefore, in the stagnation regime, there is a causal flow from the side of financial stress to production growth. Also, based on the results of the reaction shock functions in the recession regime, an increase in financial stress generally has a negative effect on production growth, and a one-way flow from the side of financial stress to production growth is established in both regimes. Also, based on the results of examining the flow of causality, it can be claimed that financial stress is the causal factor of inflation changes in the recession and boom regime, but in the opposite case, the flow of causality does not apply and inflation is not the factor of financial stress. It should be noted that a large part of the increase in financial tension in Iran's economy is due to political tension, government financial tension, currency tension and finally monetary tension due to the failure of the Iranian society in internalizing the economy and its stability.
آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی
فرزام عمادی فر1
زهره طباطبایی نسب*2
سید یحیی ابطحی3
جلیل توتونچی4
چکيده
در این مطالعه به دنبال آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی هستیم. برای این منظور با استفاده از مدل چرخشی و تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ - ور (MS-VAR) اثر متغیرهای مطالعه طی بازه زمانی 1380 تا سال 1399 به شکل فصلی مورد بررسی واقع میگردد. براساس نتایج حاصل از بررسی جریان علیت، در سطح اطمینان 95 درصد در رژیم اول، تنش مالی عاملی علی رشد تولید است. بنابراین در رژیم رکود جریان علی از سمت تنش مالی به رشد تولید وجود دارد. همچنین براساس نتایج حاصل از توابع ضربه واکنش در رژیم رکود، افزایش تنش مالی به طور کلی تاثیر منفی بر رشد تولید دارد و جریان یک طرفه از سمت تنش مالی به سمت رشد تولید درهر دو رژیم برقرار است. همچنین براساس نتایج ناشی از بررسی جریان علیت میتوان ادعا کرد که تنش مالی عامل علی تغییرات تورم در رژیم رکود و رونق است، اما در حالت برعکس جریان علیت صدق نمیکند و تورم عامل تنش مالی نیست. باید توجه داشت که قسمت زیادی از افزایش تنش مالی در اقتصاد ایران از مسیرتنش سیاسی، تنش مالی دولت، تنش ارزی و در نهایت تنش پولی به عدم موفقیت جامعه ایرانی در درونزا کردن اقتصاد و پایداری آن برمیگردد. بنابراین مسیر نهایی بهبود در بلندمدت تاکید بر رشد تولید است که فراهم کردن زمینههای رشد اقتصادی ایران تا حد زیادی وابسته به کنترل بی ثباتی اقتصاد ایران است.
واژه های کلیدی: تنش مالی، تورم، تولید، رکود و رونق، مدل تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ-ور.
طبقه‌بندی JEL : C24، E52، G12، G32، G19.
[1] . گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران، farzam.em@gmail.com
[2] . گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران (نویسنده مسئول)، tabatabaienasab@ iauyazd.ac.ir
[3] . گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران، abtahi@ iauyazd.ac.ir
[4] . گروه اقتصاد، واحد یزد، دانشگاه آزاد اسلامی، یزد، ایران، ja.totonchi@yahoo.com
مقدمه
امروزه با توسعه زیرساختهای ارتباطی و اتصال بازارهای مالی مختلف به یکدیگر اهمیت بحث ثبات کلان نظام مالی بیش‌ازپیش شده است. این مسئله جهت رصد و کنترل بازارهای مالی مختلف و اجتناب از وقوع بی‌ثباتی و بحران در نظام مالی و همچنین جلوگیری از اثرگذاری مخرب بحران‌های مالی بر بخش واقعی اقتصاد بسیار حائز اهمیت هست. برای این منظور در سالهای اخیر پژوهشگران با ترکیب شاخصهای مربوط به بازارهای مالی به روش‌های مختلف به طراحی شاخصی جامع پرداخته‌اند که وضعیت کل نظام مالی را نسبت به میزان ریسک، بی‌ثباتی و مقاومت‌پذیری موجود برای نظام مالی را نشان دهد. نکته قابل‌توجه عدم طراحی چنین شاخصی متناسب با شرایط نظام مالی ایران هست که نشانگر وضعیت تنش در آن و میزان تحقق سیاست‌های اقتصادی در جهت دستیابی به ثبات مالی باشد. برای اندازهگیری شاخص تنش مالی دو رویکرد در سطح بینالمللی وجود دارد. بر اساس رویکرد اول تنش مالی بر پایه اطلاعات بازار ساخته میشود. در این رویکرد شاخصهایی که نوسان بالایی دارند برای ساخت شاخص تنش مالی استفاده میشود. از جمله مطالعات موردنظر در این زمینه میتوان به مطالعه شاخص ترکیبی تنش در بانک مرکزی اتحادیه اروپا (هولو و همکاران1، 2012)، شاخص تنش صندوق بینالمللی پول2 (کاردارلی و همکاران3، 2009)، شاخص شکست مالی آمریکا (نلسون و پیر4، 2007) اشاره کرد. در رویکرد دوم شاخص تنش مالی بر اساس اطلاعات بانکی تهیه میشود. در این رویکرد از شاخصهای ثبات و سلامت بانکی در چارچوب کملز با به‌کارگیری اقلام ترازنامه و سود و زیان بانکها، تغییر در قیمت سهام بانکها و اطلاعات مربوط به بازار بین‌بانکی استفاده میشود. وجود تنش در بازارهای مالی از راه‌های مختلفی مانند کاهش تمایل به نگهداری داراییهای غیرنقدی و پرریسک، افزایش نااطمینانی نسبت به رفتار سرمایهگذاران، افزایش نااطمینانی نسبت به ارزش بنیادی داراییها و نااطمینانی نسبت به شرایط اقتصادی آینده و عدم تقارن اطلاعاتی قابل‌بحث بوده و رفتارهای اقتصادی عاملان اقتصادی از جمله، عدم‌اطمینان سرمایهگذاران به ارزش بنیادین داراییها، عدم تمایل سرمایهگذاران به نگهداری داراییهای ریسکی، عدم تمایل سرمایهگذاران به نگهداری داراییهای غیر نقد و عدم تقارن اطلاعاتی را تحت‌تأثیر قرار میدهد (کاسال5، 2022). مطالعه تأثیر تنش مالی برای تحلیل و درک اثرات شوکهای مالی بر فعالیتهای اقتصادی از جمله تورم و تولید هم از بعد نظری و هم از بعد تجربی ضروری و پراهمیت است. مبانی و تئوری اقتصادی مطرح می‌کنند که تنشهای مالی منجر به بروز تغییرات در رفتارهای سرمایه‌گذاری و مصرفی بخش خصوصی میشود. ریسک بالای بازارهای مالی نااطمینانی را افزایش میدهد که منجر به بروز تورم و همچنین رکود اقتصادی میگردد (رونکاگلیولو و همکاران6، 2022). تنش مالی ناشی از شوکها و ساختار مالی آسیب‌پذیر است و بنابراین هرچه شکنندگی مالی (ضعف در شرایط و ساختار مالی) بیشتر باشد، نه‌تنها خود بلکه با تأثیر ورود شوکها به بازار و تکثیر و تقویت آن از طریق افزایش زیان مالی، ریسک و عدم‌اطمینان در بازار، موجب افزایش تنش شده و با افزایش هزینه اعتبار و ایجاد عدم‌اطمینان در مؤسسات مالی و سرمایهگذاران موجب ایجاد روند نزولی در اقتصاد میشود (سان کوارک و لی7، 2021). بلوم8 (2009)، باکر و همکاران9 (2012)، باسو و باندیک10 (2015)، کریستیانو و همکاران11 (2014)، بونسیانی و ون روی12 (2016) و (کیپولینی و میکالینویت13،2020) در مطالعات خود نشان دادند که افزایش نااطمینانی نیز به طور مستقیم باعث کاهش فعالیتهای اقتصادی و بروز تورم میشود. از طرفی در اغلب مطالعات صورت‌گرفته روابط بین متغیرها به‌صورت خطی لحاظ میشود، درحالی‌که با فرض خطی‌بودن رابطه میان متغیرها، امکان بروز شکست ساختاری و تغییر رابطه علیت متغیرها در طول زمان نادیده گرفته میشود. در واقع وقتی شکست ساختاری در سری‌های زمانی وجود دارد، امکان تغییر پارامترهای مدل در طول دوره مورد بررسی بسیار محتمل هست. باتوجه‌به همین مباحث، هدف از مطالعه حاضر؛ بررسي آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی است که با به‌کارگیری رهیافت چرخشی و تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ - ور (MS-VAR) به‌تفصیل مورد بررسی واقع میشود. همچنین در ادامه ساختار مقاله به این صورت تنظیم شده است که در بخش دوم مبانی نظری شامل تئوری‌های مطرح و نتایج مطالعات تجربی صورت‌گرفته در ارتباط با موضوع ارائه شده است. در بخش سوم مدل، روش تحقیق و آزمونهای مورداستفاده بیان شده است. بخش چهارم نیز به نتایج آزمون‌ها و برآورد مدل اختصاص‌یافته است. در بخش پنجم خلاصه و نتیجه‌گیری ارائه میگردد.
مبانی نظری و پیشینه پژوهش
یکی از جدیدترین شاخصهای مورداستفاده برای بررسی بازارهای مالی، شاخص تنش مالی است. تبیین شاخص تنش مالی از مهم‌ترین برنامههای کشورهای درحال‌توسعه در زمان قبل از بروز شوکهای اقتصادی بوده است. نااطمینانی ناشی از تنش مالی که در دهه‌های اخیر تمرکز بیشتری بر آن صورت‌گرفته و اغلب به‌عنوان یکی از مهم‌ترین هزینههای تنش مالی خوانده شده، در واقع به نااطمینانی درباره سطوح آینده تنش مالی اشاره دارد. علی‌رغم اهمیت فراوان این موضوع تاکنون در کشور پژوهشی جامع و کامل در حوزه تنش مالی و اقتصاد به‌صورت مشترک صورت نگرفته است. تنش مالی میتواند به‌صورت یک اختلال در عملکرد طبیعی بازارهای مالی تعریف گردد، بااین‌حال به دلیل اینکه دورههای تنش مالی دقیقاً یکسان نیستند، ارائه تعریف مشخص و مورد توافق در مورد آن بسیار دشوار است. در یک مفهوم کلی، تنش مالی را میتوان اختلال در عملکرد نرمال بازار مالی تعریف کرد. به بیان دیگر تنش مالی به‌عنوان شرایطی شناخته میشود که در نتیجه عدم‌اطمینان و تغییر انتظارات نسبت به زیان بازارها و مؤسسات مالی ایجاد شده و بر متغیرهای اقتصادی تأثیر میگذارد (ایلینگ و پانکوک14، 2012). منظور از عدم‌اطمینان شرایطی است که در آن پیشامدهایی که در آینده اتفاق می‌افتد، مشخص و معلوم نیست یا احتمال‌های مربوط به وقوع این پیشامدها در دسترس نیست و وقتی هرکدام یا هر دوی این موارد پیش می‌آید، تصمیم‌گیری نسبت به آینده پیچیده و مشکل میشود و ازاین‌رو فضای نااطمینانی بر تصمیم‌ها حاکم میشود. نااطمینانی ناشی از تنش مالی که در دهه‌های اخیر تمرکز بیشتری بر آن صورت‌گرفته و اغلب به‌عنوان یکی از مهم‌ترین هزینههای تنش مالی خوانده شده، در واقع به نااطمینانی درباره سطوح آينده تنش مالی اشاره دارد. افزایش نااطمینانی (چه در مورد ارزش داراییها و چه در مورد رفتار سایر سرمایهگذاران)، افزایش اختلاف‌نظر سرمایهگذاران در تحلیل و پیش‌بینی از وضعیت بازارها، افزایش اطلاعات نامتقارن بین وام‌دهندگان و وام‌گیرندگان، کاهش ترجیحات برای نگهداری داراییهای ریسکی و داراییهای غیر نقد عواملی هستند که نشان‌دهنده افزایش میزان ریسک یا تنش مالی سیستمیک هستند. هر یک از این موارد ذکر شده بر دیگری اثرگذار بوده و موجب تشدید همدیگر میشوند. با ایجاد نشانه‌های یک‌تنش مالی سیستمیک، قیمت داراییها نوسانات شدیدتری نسبت به حالت عادی داشته، زیان ازدست‌رفتن ارزش آنها به‌شدت افزایش مییابد (رونکاگلیولو و همکاران15، 2022)؛ بنابراین، تنش، شوك و نااطميناني سه شاخصي هستند كه در راستاي عملكرد يكديگر بر بازارهاي مالي تأثير مي‌گذارند، ولي مي‌توان گفت تفاوت تنش مالي با شوك و نااطميناني در پيوستگي و تداوم تنش‌ها در بازارهاي مالي، فركانس و تكرار بالا (به‌صورت روزانه) و دامنه پوشش وسيع در بازارهاي سهام، اوراق‌قرضه، بازارهاي ارز خارجي، بخش بانكي و مسكن است (سيملر و چن16، 2014). به‌صورت کلی، تنش محصولي از يك ساختار آسیب‌پذیر و برخي شوكهاي برون‌زا است. اگر تنش مالي سيستماتيك باشد، رفتار اقتصادي میتواند برای‌آنکه اثرهاي معكوس و نامطلوب بر اقتصاد واقعي داشته باشد، به طور مناسبي اجرا شود. بنابراين تنش مالي متغيري پيوسته با طيفي از مقادير شديد است كه به بحران تبديل ميشود. از سوي ديگر، شكنندگي مالي، ضعف در شرايط مالي و ساختار سيستم مالي را شرح میدهد، شوك در اين وضعيت به تنش منجر شده و مقادير شديد آن به بحران تبديل میشوند. وقتي شرايط مالي تضعيف میشود، براي مثال وقتي جریان‌های نقدي به‌سرعت كاهش يابند، ترازنامه‌های مالي قدرت نفوذ بيشتري دارند يا وام‌دهندگان بيش از حد ریسک‌گریز مي‌شوند. همچنين، شوکها ممكن است از طريق ضعف در ساختار سيستم مالي گسترش يابند، براي مثال زماني كه شکست‌های بازار وجود دارد يا جريان اطلاعات بسيار نامتقارن است، اندازه شوك و شکنندگی‌های سيستم مالي، سطح تنش را مشخص مي‌كند (کیپولینی و میکالینویت17،2020). در ادامه به محاسبه شاخص تنش مالی در چهار بخش اصلی اقتصاد ایران پرداخته شده و رابطه آنها با تولید و تورم بحث خواهد شد.
محاسبه شاخص تنش مالی برای اقتصاد ایران و رابطه آنها با تولید و تورم
در خصوص طراحی شاخصهای ریسک سیستمی و تنش سیستمی در کشورهای مختلف مطالعات زیادی صورت‌گرفته است و این شاخصها در بازارهای جهانی بسیار شناخته شده هستند. اولین و اثرگذارترین شاخص در زمینه تنش مالی توسط ایلنگ و لیو18 (2006) با طراحی شاخصی برای نظام مالی کانادا مطرح شد که در آن از روش تحلیل مؤلفه اصلی19 برای ترکیب زیرشاخص‌ها استفاده شده است. سپس شاخص تنش مالی کانزاس‌سیتی20 توسط هاکیو و کیتون (2009) طراحی شد که شاخص جامع تنش مالی برای اقتصاد آمریکا محسوب میشود. پس از آن کاردارلی و همکاران21 (2011) شاخص (FSI) را به‌صورت ماهانه برای هفده اقتصاد پیشرفته طراحی کردند و از آن برای شناسایی دورههای تنگنای مالی بهره جستند. شاخص ترکیبی تنش مالی دیگری که توجه زیادی به خود جلب کرده است توسط اقتصاددانان در صندوق بینالمللی پول (IMF) ارائه شد. بر خلاف دو شاخص بانک کانادا و (KCFSI)، شاخص (IMF) از روش مؤلفه اصلی برای تعیین ضریب متغیرها استفاده نکرده است. در این شاخص متغیرها استاندارد شده و وزن یکسانی دریافت کرده‌اند. این شاخص متغیرهای کمتری را به نسبت دیگر شاخصها در طراحی شاخص تنش در نظر گرفته است (کاردارلی و همکاران، 2011). در این بخش، شاخص تنش مالی برای نظام مالی ایران باتوجه‌به تفاوت‌ها و ویژگی‌های این نظام با سایر نظام‌های مالی دنیا و با ترکیب مقیاس‌های تنش از چهار بازار مختلف ارائه خواهد شد. نحوه ساخت و تخمین شاخص در الگوی پیشنهادی با روش‌های جدید تخمین در قالب مدلهای گارچ چندمتغیره22 ارائه میگردد.
در پژوهش‌های مختلف نیز ابتدا اقتصاد به بخشهای مختلف مالی، پولی، ارزی تقسیم شده است. سپس به طور جداگانه شاخص استرس هر بخش محاسبه شده است و در ادامه با جمع وزنی شاخصها، درجه استرس کل اقتصاد محاسبه شده است. در تحقیقات درگاهی و نیکجو (1391) و حیدری و همکاران (1398) نیز شاخص مالی محاسبه شده است؛ اما نکته مهم در تفاوت با دو پژوهش قبلی محدودکردن فضای اقتصاد ایران و به‌کارگیری متغیرهای محدود برای محاسبه شاخص تنش مالی است. این در حالی است که در تحقیق حاضر، متغیرهای به‌مراتب بیشتر برای محاسبه این شاخص استفاده شده است که به نظر میرسد تنش محاسبه شده در این پژوهش به واقعیت تنش موجود در اقتصاد ایران نزدیکتر باشد. باتوجه‌به مطالعه (رونکاگلیولو و همکاران23، 2022)، (کاسال24، 2022)، استونا و همکاران25 (2018) اقتصاد به دو بخش پولی و مالی تقسیم شده است و از هر بخش نیز شماری متغیر به‌عنوان نماینده بخش پولی و مالی در نظر گرفته شده و در نهایت استرس مالی بر اساس آنها محاسبه شده است. اما نکته‌ای که در مورد اقتصاد ایران وجود دارد و باید حتماً موردتوجه قرار گیرد، حضور گسترده دولت و واردکردن شوکهای زیادی درازای زمان از طرف دولت است که این شوکهای هزینه‌ای، باعث ایجاد شوک در بسیاری از متغیرهای دیگر اقتصادی است؛ لذا واردکردن دولت در محاسبه تنش مالی امری لازم ضروری است. بازار دیگری که در طی سالیان اخیر بخصوص بعد از انقلاب همواره باعث تلاطم در اقتصاد ایران شده است، بازار ارز است و بخصوص به دلیل وابستگی اقتصاد ایران چه در امر تولید (واردات کالاهای واسطه‌ای و نهاده‌ها) و چه در امر مصرف (واردات کالاهای نهایی و تکنولوژی) به واردات، بایستی نرخ ارز نیز موردتوجه قرار گیرد؛ لذا برای گویایی هر چه‌بهتر این شاخص لازم است بازار ارز نیز در این شاخص وارد شود؛ بنابراین در این پژوهش، تنش مالی در اقتصاد ایران در قالب چهار بخش پولی، سرمایهای، ارزی و بخش دولتی دیده شده است و در نهایت در قالب یک مدل رگرسیونی و با کمک روش مارکوف – سویچینگ - ور، رابطه تنش مالی با تولید و تورم بررسی خواهد شد.
محاسبه تنش در بخش بازار ارز
بازار دیگر که توانایی تنشزایی فراوان در اقتصاد ایران دارد، بازار ارز است. بر اساس ادبیات تحقیق مطالعه نظیر مطالعات (توحیدی و همکاران، 1400) و (حیدریان و همکاران، 1398) و باتوجه‌به مطالعات تجربی فراوان در این زمینه، به‌طورکلی ساختار تولید و مصرف در ایران به بخش واردات وابسته است. بر اساس اطلاعات واردات ایران در طی سالهای اخیر به‌طورکلی حدود 60 درصد از کل واردات اقتصاد ایران را واردات کالاهای سرمایهای و واسطه‌ای تشکیل میدهد؛ بنابراین واضح است که بخش تولید تا حد زیادی وابسته به نوسانات قیمت ارز است و بخصوص افزایش نرخ برابری دلار و تومان میتواند واردات در بخش کالاهای واسطه‌ای و سرمایهای و در نتیجه تولید در اقتصاد را تحت‌تأثیر قرار دهد. همچنین بخش واردات کالاهای نهایی، حدود 30 تا 40 درصد میزان واردات را تشکیل میدهد که این بخش نیز به‌شدت میتواند به نرخ ارز و نوسانات آن حساس باشد و بخصوص افزایش این نرخ میتواند بر مصرف کل در اقتصاد ایران تأثیر بگذارد؛ بنابراین نوسانات نرخ ارز توانایی تنشزایی هم در بخش تولید و هم مصرف را دارد. بر اساس مطالعات مختلف از جمله استونا و همکاران (2018)، درگاهی و نیکجو (1389)، حیدری و همکاران (1398) از دو متغیر پریمیوم نرخ ارز و نرخ ارز واقعی در اقتصاد برای نشان‌دادن ظرفیت تنشزایی در اقتصاد استفاده میشود. پریمیوم نرخ ارز يكي از متغيرهاي مهم در اندازهگيري تنش بازار ارز (تفاوت بين دو نرخ ارز رسمي و بازار آزاد) است. اجراي نظام نرخ چندگانه ارزي سبب ايجاد اختلال در تخصيص مناسب ارز خارجي ميشود. براي استخراج شاخص تنش، بيشترين پريميوم نرخ ارز معادل صد و كمترين مقدار آن معادل صفر در نظر گرفته شده است. همچنین برای محاسبه تنش در نرخ ارز حقيقي نیز نوسانات متغير از روند بلندمدت استخراج و سپس بين صفر و صد رتبه‌بندی شده است.
محاسبه تنش در بخش بازار سهام
این متغیر بیشتر در اقتصادهایی که شیوه تأمین مالی مبتنی بر بازار سرمایه است، دارای اهمیت است. اما هم‌زمان باید توجه داشت که هر چه فرمهای تأمین مالی بیشتر و متنوع‌تر باشد، فرایند تأمین مالی بنگاهها بخصوص در اقتصادهای درحال‌توسعه (که با ضعف تاریخی در انباشت سرمایه مواجه هستند) بهتر صورت می‌پذیرد؛ بنابراین نوسانات بیش از حد در این بازار و بخصوص انحراف منفی از روند بلندمدت آن، میتواند در فرایند توسعه مالی و بهبود شرایط تأمین مالی، تأثیر منفی بگذارد و بنابراین ظرفیت ایجاد تنش مالی را ارتقا دهد. در مطالعات مختلف از جمله استونا و همکاران (2018)، ابورا و ون ری (2017)، بوریو و لاو26 (2002) و درگاهی (1389) از دو متغیر نوسانات شاخص بازار سهام و حجم معاملات برای بررسی تنش مالی استفاده شده است. برای بررسی ثبات و عمق در بازار سهام در این پژوهش از حجم معاملات در بازار استفاده شده است. به‌طورکلی در مطالعاتی مانند شهباز و لین27 (2012) و سادورسکی28 (2010) برای نشان داده عمق و میزان توسعه بازار سرمایه از نسبت حجم معاملات به تولید ناخالص ملی استفاده شده است، لذا در این پژوهش نیز به تبعیت از مطالعات پیشین از این شاخص برای سنجش ثبات و عمق بازار از این شاخص استفاده میشود. در نهایت با استفاده از روش هودریک پرسکات ابتدا روند از نوسانات مثبت و منفی جدا میشود و در نهایت نوسانات منفی‌بین صفر و صد رتبه‌بندی میگردد و به‌عنوان شاخص تنش در بخش بازار سرمایه مورداستفاده قرار میگیرد.
محاسبه تنش در بخش دولتی
برای محاسبه شاخص تنش در بخش دولتی از سه متغیر هزینههای دولت به تولید ناخالص ملی، درآمدهای مالیاتی دولت به تولید ناخالص ملی و میزان درآمدهای دولتی به تولید ناخالص ملی استفاده شده است. بر اساس ادبیات نظری مطابق مطالعات؛ (کاسال29، 2022)، (رونکاگلیولو و همکاران30، 2022) و (حیدریان و همکاران، 1398) هرچه هزینههای دولتی افزایش یابد، باعث تورم و از سویی باعث دخالت بیشتر دولت در اقتصاد و در نهایت رقابت بیشتر با بخش خصوصی میشود و ازآنجا که هرچه دخالت دولت در اقتصاد بیشتر باشد، باعث ناکارآمدی بیشتر در اقتصاد است؛ لذا بیشتر بودن حد دخالت دولت از روند بلندمدت آن در اقتصاد، باعث تورم و ناکارآمدی بیشتر اقتصاد و فساد بیشتر است. بنا بر ادبیات تحقیقی نظیر؛ (کیپولینی و میکالینویت31،2020) و (توحیدی و همکاران، 1400) هر چه درآمدهای مالیاتی دولت بیشتر باشد، اتکای دولت به نفت کمتر است و به عبارتی اقتصاد از ویژگی درونزایی بیشتر برخوردار است و همچنین به دلیل کاهش اتکای دولت به نفت، تأثیرپذیری پایه پولی از افزایش درآمدهای نفتی کاهش مییابد و در نتیجه اثرات منفی افزایش درآمدهای نفتی بر تورم محدود میشود؛ لذا هرچه درآمدهای مالیاتی از روند بلندمدت آن کمتر باشد، تأثیرات منفی آن بر تولید بیشتر است. همچنین هرچه درآمد نفتی کمتر باشد؛ چون میزان دخالت دولت را در اقتصاد محدود میکند، در نتیجه تنش مالی را کمتر میکند و هم‌زمان و از سوی دیگر به‌خاطر وابستگی اقتصاد به نفت و درآمدهای آن، هرچه درآمد نفتی محدود باشد، بسیاری از خدمات اساسی دولت برای اقتصاد دچار اختلال خواهد شد؛ لذا به نظر میرسد انحراف درآمدهای دولتی از روند بلندمدت آن در هر دو حالت منفی و مثبت آن باعث تنش در اقتصاد شود. در اين راستا ابتدا با استفاده از روش فيلترينگ هودريك پرسكات، نوسانات سه متغير از روند بلندمدت تفكيك شده و سپس نوسانات منفی آن بين صفر (كمترين تنش) و صد (بيشترين تنش) رتبه‌بندی ميشود.
محاسبه تنش در بخش بازار پولی
بخش دیگر اقتصاد بخش پولی است که به دلیل تسلط این بخش در تأمین مالی و اهمیت آن در بسیاری از مطالعات موردتوجه قرار گرفته است. در مطالعات مختلف از جمله استونا و همکاران (2018)، آبورا و ون روی32 (2017) و درگاهی (1389) به‌طورکلی از متغیرهای حجم اسکناس و مسکوک به پول، نسبت پول به نقدینگی، نسبت سپرده‌های کوتاه‌مدت به بلندمدت، نسبت مانده سپرده به تولید ناخالص داخلی اسمی، نسبت تغییرات مانده بدهی غیردولتی به بانکها به تولید ناخالص داخلی، نرخ سود حقیقی سپرده استفاده شده است و در این پژوهش نیز از این شش متغیر استفاده میشود. افزايش حجم اسكناس و مسكوك به حجم پول از سطح روند، نشان‌دهنده افزايش مبادلات از طريق پول و كاهش استفاده از سپردههاي ديداري در امر مبادلات اقتصادي است. افزايش اين نسبت كه سبب كاهش ضريب فزاينده پولي و در نتيجه كاهش توان وام‌دهی بانكها ميشود و این نشان‌دهنده كاهش اطمينان به‌نظام بانكي و يا عدم توسعه‌یافتگی نظام بانكي در امر ارائه خدمات به‌منظور ايجاد تسهيل در مبادلات است. در نتيجه افزايش اين نسبت از روند خود به‌عنوان علامتي براي تنش مالي ياد ميشود.
نسبت پول به نقدینگی نشان‌دهنده تركيب دارايي‌ها بر اساس درجه نقدشوندگي است. افزايش نسبت فوق از سطح روند نشان‌دهنده عدم توانايي نظام بانكي در تجهيز منابع از طريق جذب سپردههاي مدت‌دار است. بايد توجه داشت كه نظام بانكي داراي دو وظيفه كليدي تسهيل مبادلات اقتصادي از طريق ارائه خدمات بانكي و همچنين تجهيز سپرده‌ها براي تأمين منابع سرمايهگذاري است. در شرايط افزايش نسبت فوق، منجر به تنش مالي ميشود، اگرچه نظام بانكي وظيفه تسهيل مبادلات را انجام ميدهد، ولي در اجراي وظيفه مهم ديگر خود كه همانا تجهيز منابع سرمايهگذاري است ناتوان است. افزايش اين نسبت از روند، علامتي براي افزايش تنش در بخش بانكي است. از طرفی نسبت سپرده کوتاه‌مدت به بلندمدت، تركيب سپردههاي مدت‌دار نظام بانكي را مشخص مي‌كند. افزايش نسبت فوق از سطح روند نشان‌دهنده ناتواني نظام بانكي در تجهيز منابع براي سرمايهگذاريهاي بلندمدت است. چنين شرايطي به طور معمول در زمان پایین‌بودن نرخ سود واقعي سپردههاي بلندمدت در مقايسه با نرخهاي بازدهي ساير بازارهاي مالي به وجود ميآيد كه ميتواند تنش مالي در بخش بانكي را به دنبال داشته باشد. همچنین کاهش نسبت تغییرات مانده سپرده‌ها به تولید ناخالص ملی از سطح روند نشان‌دهنده كاهش توانايي نظام بانكي در تجهيز منابع بخش خصوصي است كه استمرار آن سبب ايجاد عدم تعادل در منابع و مصارف نظام بانكي و در نتيجه تنش مالي ميشود. همچنین نسبت تغييرات ماندهي بدهي بخش غیردولتی به تولید ناخالص ملی در فرايند عرضه پول نقش تعیین‌کننده‌ای در توليد، بيكاري و تورم دارد، به‌طوری‌که افزايش آن در شرايطي منجر به تورم، و كاهش آن سبب ركود و كاهش فعاليتهاي اقتصادي و تولید ميشود، بنابراين افزايش نوسانات بيش از حد در اين نسبت حاكي از افزايش تنش مالي در نظام بانكي است، زيرا از یک‌سو افزايش نسبت فوق از سطح روند نشان‌دهنده عدم تناسب تسهيلات پرداختي با حجم فعاليتهاي اقتصادي و زيرساختهاي موجود است. در چنين شرايطي تسهيلات اعطايي بانكها چندان در فعاليتهاي مولد اقتصادي به كار گرفته نشده و بيشتر تورمزا خواهد بود (آبورا و ون روی33، 2017). از سوي ديگر كاهش نسبت مذكور از سطح روند حاكي از عدم كفايت تسهيلات براي انجام فعاليتهاي عملياتي و سرمايهگذاري بنگاههاي اقتصادي است و در اقتصادي چون اقتصاد ايران كه منابع تأمين مالي بنگاهها به طور عمده بانك محور است، ميتواند منجر به ركود و كاهش رشد اقتصادي شود. بنابراين افزايش نوسانات نسبت فوق نشان‌دهنده افزايش تنش در بخش بانكي است. در نظام بانكي ايران نرخ سود موزون حقيقي در سالهاي مورد تحقيق بيشتر منفي است. اين امر از يك سو منجر به محدوديت عرضه وجوه و سبب به‌وجودآمدن بازار غيررسمي ميشود كه به جهت ريسك بالا، نرخ‌های بهره اسمي بالايي نيز در آن اعمال ميشود و از سوي ديگر به جهت مازاد تقاضاي اعتبار، توزيع منابع محدود مالي، ناگزير به‌صورت بهينه و فقط براي پروژههاي سودآور، تخصيص نمييابد. در چنين شرايطي، تلاش براي يافتن كارآمدترين و پربازدهترين طرحهاي سرمايهگذاري، تبديل به جست‌وجوی تسهيلات بانكي به‌منظور استفاده از رانت بيشتر ميشود، در اين تحقيق نوسانات منفي نرخ سود حقيقي سپردههاي بلندمدت به‌عنوان زمینه‌ساز تنش در بخش بانكي در نظر گرفته شده است.
در مطالعه حاضر برای محاسبه تنش در بخش اقتصاد پولی؛ ابتدا با استفاده از روش فيلترينگ هودریک پرسكات، نوسانات شش متغير از روند بلندمدت تفكيك شده و سپس نوسانات منفی آن بين صفر (كمترين تنش) و صد (بيشترين تنش) رتبه‌بندی ميشود.
استخراج شاخص تنش مالی برای اقتصاد ایران
پس از اندازهگیری تنش مالی در بخش مختلف اکنون نوبت آن است تا با جمع شاخصهای تنش مالی در بخشهای مختلف، شاخص تنش مالی در کل اقتصاد ایران محاسبه شود. مسئله مهم در تجميع شاخصها، بهكارگيري روش وزندهی مناسب است. اما باتوجه‌به ادبیات تحقیق و شرايط اقتصاد ايران به نظر میرسد این بخشهای مختلف وزن یکسانی در ایجاد تنش در اقتصاد ایران ندارند، لذا لازم است روش وزندهی متغیر مورد استفاده قرار گیرد. در مطالعات مختلف از جمله استونی و همکاران34 (2018)، آبورا و ون روی35 (2017)، سملر و چن36 (2018) به‌طورکلی از روش رگرسيون عناصر دوراني استفاده شده است. در این روش ابتدا جزء دوراني هر يك از متغيرهايي كه در ساخت شاخص تركيبي به كار ميروند را با جزء دوراني يك متغير مرجع (مانند رشد تولید) كه شاخص تركيبي براي توضيح آن ساخته ميشود، رگرس میشود، سپس ضریب همبستگی به‌دست‌آمده بر اساس رابطه (1) معیار وزندهی به شاخص ترکیبی در تنش مالی است.
براین‌اساس در این پژوهش نیز برای به‌دست‌آوردن شاخص تنش مالی کلی، پس از محاسبه شاخص تنش در بخشهای مختلف، برای به‌دست‌آوردن وزن هر بخش، جزء دورانی متغیرها در هر بخش بر جزء دورانی رشد تولید رگرس میشود و ضریب همبستگی به‌دست‌آمده، بر اساس فرمول (1) مبنای محاسبه وزنهای مختلف در تنش کلی اقتصاد است؛ بنابراین بعد از محاسبه شاخص تنش مالی اثرات آن بر تولید و تورم با استفاده از برآورد مدل خودرگرسیون برداری مارکوف سوئیچینگ ور، مورد بررسی قرار خواهد گرفت.
پیشینه مطالعات:
کاسال37 (2022) در مطالعه‌ای به بررسی اثرات استرس مالی بر فعالیت اقتصادی و بدهی دولت در اقتصادهای نوظهور با استفاده از تحلیل مدل خودرگرسیون برداری بیزی (BVAR) از ژانویه 1992 تا دسامبر 2020 پرداختند. نتایج مدل BVAR نشان میدهد که شوک استرس مالی مثبت برای فعالیت اقتصادی مضر است، زیرا بدهی دولت را افزایش میدهد. یافته‌ها همچنین نشان میدهد که شوک مثبت بدهی دولت استرس مالی را افزایش میدهد. با کمال تعجب، بدهی دولت و استرس مالی در واکنش به شوک مثبت در فعالیت اقتصادی کاهش مییابد. نتایج این مطالعه پیامدهای قابل‌توجهی برای رویکردهای سیاست مالی آینده دارد.
رونکاگلیولو و همکاران38 (2022) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر استرس مالی در اقتصادهای پیشرفته و نوظهور با استفاده از یک مدل خودرگرسیون بردار پانل (PVAR) در 14 اقتصاد پیشرفته و نوظهور پرداختند. نتایج نشان میدهد تأثیر شوکهای استرس مالی بر رشد اقتصادی اقتصادهای پیشرفته بیشتر است. به همین ترتیب، شوکهای استرس مالی تنها در اقتصادهای پیشرفته قابل‌توجه است. نرخ بهره بین‌بانکی تحت‌تأثیر استرس مالی در اقتصادهای نوظهور است. به‌طورکلی، نتایج یک دیدگاه روشن از اهمیت ثبات مالی و ارتباط اقتصادی اقدامات استرس مالی در چارچوب مقررات احتیاطی کلان را نشان میدهد.
سان کوارک و لی39 (2020) در مطالعه‌ای به بررسی اثرات نامتقارن تنش مالی بر رشد تولید ناخالص داخلی در کره: تجزیه‌وتحلیل رگرسیون کوانتایل پرداختند. نتایج نشان میدهد تأثیر شرایط تنش مالی کره بر رشد تولید ناخالص داخلی کره در مقادیر نامتقارن است. وخامت اوضاع مالی فقط بخش چپ توزیع رشد تولید ناخالص داخلی سه‌ماهه را گسترش میدهد و گاهی اوقات توزیع را به‌صورت دوحالته درمی‌آورد، این امر به معنای وجود توازن چندگانه جریان بانکی و عدم توزیع بانکی است. مدل رگرسیون کوانتایل افزایش‌یافته با متغیرهای ایالات متحده نشان میدهد که وخیم شدن شرایط تنش مالی ایالات متحده، هر دو سمت چپ و راست توزیع رشد تولید ناخالص داخلی کره را گسترش داده و واریانس آن را افزایش میدهد.
کیپولینی و میکالینویت40 (2020) در مطالعه‌ای به بررسی نااطمینانی کلان اقتصادی و سرریزهای تنش مالی در منطقه یورو، پرداخته‌اند. این مقاله به بررسی عدم‌قطعیت‌های کلان و سرریزهای تنش مالی در منطقه یورو می‌پردازد. در این تحقیق یک روش جدید برای استخراج شاخصهای سرریز، با استفاده از یک مدل اتو رگرسیون برداری جهانی برای دادهها در فرکانس‌های ترکیبی پیشنهاد میشود. یافتههای تحقیق نشان میدهد که عدم‌قطعیت کلان و تنش مالی در منطقه یورو نسبتاً از هم جدا هستند. همچنین نشان داده میشود که ارتباط بین هسته‌های مرکزی و پیرامون کشورهای منطقه یورو عمدتاً از طریق تنش مالی انجام میشود و از زمان وقوع بحران بدهی مستقل یورو (با افزایش نقش ایفا شده توسط کشورهای پیرامونی)، این ارتباط کاهش‌یافته است. در نتیجه، سرمایهگذاران و سیاست‌گذاران باید به طور جداگانه کل عدم‌اطمینان و تنش مالی را رصد کنند. سرانجام مشاهده شده است که داده‌های فرکانس مختلط باید در این زمینه در نظر گرفته شوند، در غیر این صورت سرریزها و پیامدهای مربوط به آنها دست‌کم گرفته میشوند.
توحیدی و همکاران (1400) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر استرس مالی و رشد بخشهای اقتصاد ایران (کشاورزی، صنعت و خدمات) با استفاده از رویکرد واریانس ناهمسانی شرطی خود توضیح تعمیم‌یافته نمایی (EGARCH) و مدل مارکوف-سوئیچینگ طی دوره زمانی 1370:1 تا 1396:4 پرداختند. نتایج حاکی از آن است که با وجود دورههای استرس مالی شدید در ایران در بازه زمانی موردنظر، تأثیر آن بر رشد بخشهای کشاورزی، صنعت و خدمات ناچیز و یا در بیشتر مواقع بی‌معنی است. به نظر میرسد این نتایج مصداقی است از عدم کارکرد صحیح بخش اسمی و تأثیر نامحسوس آن بر بخش واقعی اقتصاد که ریشه در بانک محور بودن نظام تأمین مالی، ناکارایی بازار سرمایه، مداخلات مختلف حاکمیت در بازار پول و سرمایه و ... دارد.
حیدریان و همکاران (1398) در مطالعه‌ای به محاسبه شاخص استرس مالي و تحليل تأثيرهاي آن بر رشد اقتصادي ايران؛ كاربردي از مدل خودرگرسيون مارکوف سوئيچينگ"، پرداخته‌اند. آنها بیان داشتهاند که بازارهای مالی با کاهش هزینههای مبادله‌ای و عدم تقارن‌های اطلاعاتی در اقتصاد، ارتقای سطح پس‌انداز، انباشت سرمایه و رشد اقتصادی را سبب میشوند. رشد بازارهای مالی کارا، در رشد اقتصادی نقش تعیین‌کننده‌ای دارد، ولی باید توجه شود که وقوع بحران در بازارهای مالی نیز میتواند به افت اقتصادی و در برخی موقعیت‌ها به رکود اقتصادی منجر شود. یکی از علائم هشدار بحران مالی، استرس‌های فزاینده‌ای است که در بازارهای مالی روی میدهد و به افزایش نااطمینانی و بی‌ثباتی در اقتصاد منجر میشود. ازاین‌رو هدف اصلی این پژوهش، محاسبه شاخص استرس مالی در بازارهای مالی ایران و شناسایی تأثیرهای آن بر رشد اقتصادی است. در این پژوهش ابتدا با استفاده از داده‌های فصلی بازارهای مالی مختلف، شامل بخش بانکی، بازار سهام و بازار ارز، شاخصی ترکیبی از استرس مالی برای اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1370 تا 1396 با استفاده از روش تحلیل مؤلفه اصلی (PCA) ساخته شد و در ادامه، تأثیرهای این شاخص بر رشد اقتصادی با استفاده از روش خودرگرسیون مارکوف سوئیچینگ ارزیابی شده است. استرس مالی نوعی کانال واسطه بین شوکها و بروز بحران‌های مالی در اقتصاد شناخته شده است. نتایج برآورد مدل نشان میدهد، اقتصاد ایران طی 13 سال استرس مالی منفی و طی نه سال استرس مالی مثبت داشته که به ترتیب باعث کاهش و افزایش رشد اقتصادی در کشور شده است. البته پایداری سالهای رکود و استرس مالی منفی بیشتر از سالهای رونق و استرس مالی مثبت بوده، به‌گونه‌ای که اثر کلی استرس مالی بر رشد اقتصادی منفی و معنادار بوده است. میتوان گفت یکی از دلایل بروز استرس‌های مالی و به‌تبع آن بحران‌های مالی، بازار محور بودن در ساختار مالی کشور است
در مطالعات انجام شده پیشین، مسئله موضوع حاضر بشکل مستقیم بررسی نشده است، در مقاله حاضر بشکل تکمیلی و در راستای این مطالعات، به آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی با استفاده از مدل تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ-ور (MS-VAR) پرداخته میشود که نتایج مطالعه پیش رو بخاطر وابستگی اقتصاد ایران به درآمدهای نفتی، ارزی، میتواند ما را در روشن شدن این مسئله یاری نماید که آیا نتایج مطالعه حاضر همسو با مطالعات پیشین در داخل و خارج از کشور می‌باشد و تنش مالی چقدر بر تولید و تورم کشور در دوران رکود و رونق تاثیرگذار بوده و آیا این اثر دوسویه می‌باشد یا خیر که با طراحی مدل تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ-ور برای اقتصاد ایران و دورة زمانی 99-1380 به تجزیه و تحلیل نتایج خواهیم پرداخت.
تصريح الگو و معرفی متغیرها
همان‌طوری که در قسمت مقدمه و مبانی نظری موضوع نیز اشاره شد، در مقاله حاضر به پیروی از مطالعات؛ (کاسال41، 2022)، (رونکاگلیولو و همکاران42، 2022)، (سان کوارک و لی43، 2020)، (کیپولینی و میکالینویت44،2020)، (حیدریان و همکاران، 1398) و درگاهی (1389) به آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی با استفاده از مدل تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ – ور (MS-VAR) پرداخته خواهد شد.
مدل اول:
.
.
مدل دوم:
.
.
(RGDP): بیانگر تولید که در مطالعه حاضر از نرخ رشد تولید ناخالص داخلی استفاده شده است، (INF): بیانگر نرخ تورم است (FSI): بیانگر شاخص تنش مالی که در مبانی نظری به شکل مفصل توضیح داده شد و از چهار بخش دولت، پولی، ارزی و بازار سرمایه برای محاسبه تنش مالی استفاده شده است. جامعه آماری تحقیق حاضر عبارت است از داده‌های مربوط به اقتصاد ایران طی بازه زمانی 1380 تا 1399 به شکل فصلی که در پژوهش حاضر برای تخمین مدل انتخاب شده و با استفاده از مدل مارکوف - سوئیچینگ - ور (MSVAR) به تخمین مدل در نرم‌افزار آکس متریکس می‌پردازیم.
مدل چرخشی و تغییر رژیم مارکوف سوئیچینگ - ور45
نخستین‌بار مدل مارکوف - سوئیچینگ توسط کوانت (Quandt; 1972) کوانت و گولدفلد (Goldfeld; 1973) ارائه شد، سپس همیلتون (Hamilton; 1987) چرخه‌های تجاری را استخراج و توسعه داد. ایده اصلی مدلهای مارکوف سوئیچینگ خود توضیح برداری در این است که پارامترهای مدل VAR به متغیر رژیم St بستگی دارد. درعین‌حال St قابل‌مشاهده نبوده و فقط میتوان احتمال مربوط به آن را به دست آورد. برخلاف روش‌های غیرخطی مانند STAR و ANN که در آنها انتقال رژیم به‌صورت تدریجی (Gradual Switching) انجام میگیرد، درحالی‌که در مدل مارکوف - سوئیچینگ انتقال رژیم به‌سرعت (Sudden Switching) انجام می‌پذیرد. در این مدل فرض بر این است که رژیمی که در زمان t قرار دارد، قابل‌مشاهده نیست و بستگی به یک فرایند غیرقابل‌مشاهده (st) دارد. اگر مدل را دو رژیمی در نظر بگیریم، فرض میشود که st دارای مقادیر 1 و 2 میشود. یک مدل (1) AR با دو رژیم را میتوان به‌صورت زیر تصور کرد:
یا به شکل خلاصه:
برای تکمیل مدل باید ویژگی‌های st را مشخص کنیم. در مدل مارکوف - سوئیچینگ st یک فرایند درجه اول در نظر گرفته میشود. این فرضیه نشانگر آن است که st فقط به رژیم دوره قبل یعنی st-1 بستگی دارد. احتمالات انتقال از یک وضعیت به وضعیت دیگر مدل در ادامه معرفی میشود:
در روابط بالا 
ها احتمال حرکت زنجیره مارکوف از وضعیت i در زمان t-1 به وضعیت j در زمان t را نشان میدهد که همیشه غیرمنفی می‌باشد و شروط زیر برای آنها در نظر گرفته میشود:
نتایج و تجزیه‌وتحلیل یافته‌ها
اندازگیری شاخص تنش مالی در بخشهای مختلف
قدم اول در تخمین مدل، برآورد شاخص تنش مالی است. همان گونه که بحث شد، این شاخص از چهار زیرشاخص، تنش مالی دولت، تنش پولی، تنش بازار سهام و تنش ارزی تشکیل شده است. پس از محاسبات مربوط به جداسازی روند از چرخه در هریک از متغیرهای که با روش هودریک پرسکات انجام‌گرفته است، باید وزن هریک از زیرشاخص‌ها را در شاخص ترکیبی تنش مالی به دست آورد.
[1] . Holló
[2] . International Monetary Found
[3] . Cardarelli et al
[4] . Nelson and Perli
[5] . Kasal
[6] . Roncagliolo et al
[7] . Noh-SunKwark & Changhyun Lee
[8] . Bloom
[9] . Baker et al
[10] . Basu and Bundick
[11] . Christiano et al
[12] . Bonciani and van Roye
[13] . Cipollini and Mikaliunaite
[14] Eling & Pankoke
[15] . Roncagliolo et al
[16] . Semmler & Chen
[17] . Cipollini and Mikaliunaite
[18] . Illing and Liu
[19] . Principal Component
[20] . Kansas City Financial Stress Index (KCFSI)
[21] . Cardarelli et al
[22] . MGARCH
[23] . Roncagliolo et al
[24] . Flavio Cesar Valerio Roncagliolo et al
[25] . Stona et al
[26] . Borio & Lowe
[27] . Shahbaz & Lean
[28] . Sadrosky
[29] . Flavio Cesar Valerio Roncagliolo et al
[30] . Roncagliolo et al
[31] . Cipollini and Mikaliunaite
[32] . Aboura and Van Roye
[33] . Aboura and Van Roye
[34] . Stonay et al
[35] . Aboura and Van Roye
[36] . Semmler and Chen
[37] . Flavio Cesar Valerio Roncagliolo et al
[38] . Roncagliolo et al
[39] . Noh-SunKwark & Changhyun Lee
[40] . Cipollini and Mikaliunaite
[41] . Flavio Cesar Valerio Roncagliolo et al
[42] . Roncagliolo et al
[43] . Noh-SunKwark & Changhyun Lee
[44] . Cipollini and Mikaliunaite
[45] . Markov Switching-VAR Model
نگاره شماره (1): اهميت نسبي متغيرها در شاخص تركيبي تنش مالي
نام متغیر | اهمیت نسبی متغیرها | اهمیت نسبی بخشها |
نرخ ارز آزاد | 18 | 21
|
پریمیوم نرخ ارز | 3 | |
نسبت تغییرات ماندهي بدهي بخش غیردولتی به بانکها به تولید ناخالص ملی | 7 | 47
|
نسبت سپرده کوتاه‌مدت به بلندمدت | 5 | |
نسبت مانده سپرده بانکی به تولید ناخالص ملی | 8 | |
نسبت مسکوک و اسکناس به حجم پول | 6 | |
نرخ بهره واقعی | 10 | |
نسبت پول به نقدینگی | 11 | |
شاخص کل بازار سهام | 28/5 | 8
|
حجم کل معاملات | 72/2 | |
درآمد نفتی به تولید ناخالص ملی | 5/8 | 24 |
نسبت مخارج دولت به تولید ناخالص ملی | 5/10 | |
نسبت درآمدهای مالیاتی به تولید ناخالص ملی | 5 | |
جمع کل | 100 | 100 |
منبع : یافتههای پژوهشگر
جدول شماره (4-1) اهميت نسبي اجزاي شاخص كل را به تفكيك متغيرهاي منتخب در روش رگرسيون عناصر دوراني نشان ميدهد. بر اساس وزنهاي به‌دست‌آمده، بخش پولی بیشترین تأثیر را در ایجاد تنش مالی دارد. بعد از آن بخش مالی دولت و سپس بخش ارزی و بازار سهام تأثیرات بعدی را دارند. در میان متغیرها نیز نرخ ارز آزاد بیشتر تأثیر را بر تنش مالی در اقتصاد ایران دارد، بعد از آن نسبت پول به نقدینگی، نسبت مخارج دولتی به تولید ناخالص ملی و نرخ بهره واقعی بیشترین تأثیر را بر تنش مالی در اقتصاد ایران دارند. سپس تنش مالی از جمع وزنی وزنهای دست آمده در جدول (4-1) چهار شاخص محاسبه میگردد. بر اساس نتایج حاصل از محاسبه شاخص تنش مالی همان گونه که در نمودار (4-1) مشاهده میشود، ظرفیت تنشزایی اقتصادی ایران بالا است. بر اساس نتایج بیشترین سطح تنش در اقتصاد ایران مربوط به فصل اول 1398، فصل اول، سوم و چهارم 1397، فصل اول 1392 و فصل دوم 1393 است. همچنین کمترین تنش مالی فصل اول 1385، فصل دوم و سوم 1389، فصل اول 1381 و فصل سوم 1383 است؛ بنابراین تنشهای بالای اقتصادی در دهه 90 بوده است و پایینترین تنش در دهه 80 رخ داده است.
|
نمودار (1): تنش مالی اقتصاد
منبع: یافتههای پژوهشگر
نکته مهم‌تر در روند کلی تنش مالی اقتصاد ایران بالارفتن تنش مالی همراه با سیکلهای سیاسی است. برای نمونه در بازه زمانی فصل سوم 1390 تا 1392 همراه با بالارفتن تنش ایران با غرب و صدور قطعنامههای شورای امنیت، تنش اقتصادی ایران نیز بالا رفته است که این تنش سیاسی از مسیر تأثیرگذاری بر نرخ ارز به اقتصاد سرایت کرده است. به طور مداوم در این بازه تنش در بخش ارزی حفظ شده است و ازآنجاکه ساختار تولید (به دلیل وابستگی بخش تولید به کالاهای واسطه‌ای و سرمایهای وارداتی) و مصرف در اقتصاد ایران وابسته به واردات است، در نتیجه تنش در بخش ارزی به‌راحتی میتواند به کل اقتصاد ایران سرایت کند. امری که در رشدهای منفی اقتصادی ایران در بازه 1390 تا 1392 و 1396 تا 1398 نیز به‌نوعی انعکاس یافته است. همچنین در بازه زمانی 1380 تا 1386 به‌طورکلی روند تنش اقتصادی نزولی است و کمترین تنشهای اقتصادی در این بازه است که در این بازه در عرصه سیاسی نیز کمترین تنش خارجی وجود دارد و از 1386 فصل سوم نمودار تنش اقتصاد جهش میکند که به‌نوعی این زمان سرآغاز تنش سیاسی به غرب است. اما هم‌زمان در بازه 1386 تا 1391 نیز علی‌رغم بالابودن تنش سیاسی با غرب، اما تنش اقتصادی چندان در اقتصاد بالا نیست که دلیل احتمالی این مسئله میتواند به بالابودن درآمدهای نفتی دولت و توانایی دولت در کنترل نرخ ارز مربوط باشد. نکته دیگری که در بخش پولی وجود دارد این است که این بخش نسبت به دیگر بخشهای اقتصادی ایران پرتنش‌تر و نوسانیتر است که این تنش خود میتواند یکی از عوامل اساسی تورم ساختاری در اقتصاد ایران باشد. سال فصل دوم 1393، فصل دوم 1387، فصل دوم 1392 و فصل چهارم 1381 بیشتر تنش پولی را داشتهاند و بازه فصل اول 1383 تا فصل اول 1386 کمترین تنش مالی را در اقتصاد داشتهاند، این کاهش تنش مالی تأثیر خود را در تنش مالی اقتصاد ایران نشان داده است، به‌طوری‌که در این بازه میانگین تنش مالی اقتصاد ایران در سطح 5 واحد است که پایینترین سطح تنش کلی در بازه تحقیقی را دارد. در بررسی روند تنش مالی در بخش بازار سهام نیز میتوان گفت که برخلاف روند کلی اقتصاد با افزایش تنش در اقتصاد ایران رشد بازار سهام از روند بلندمدت آن بیشتر میشود؛ بنابراین و با افزایش بازدهی به دلیل افزایش قیمت دلار و در نتیجه افزایش بازدهی قریب به‌اتفاق شرکتهای صادراتی (بیشتر شرکتهای بورسی صادراتی هستند) هم‌زمان حجم معاملات به دلیل افزایش بازدهی در این بخش افزایش مییابد؛ بنابراین در بازههای که رشد بازار سهام به‌تبع رشد دلار رخ‌داده است، تنش مالی بر خلاف تنش کلی، نزولی بوده است.
نتایج آزمون LR
نگاره شماره (2): نتایج آزمون LR
| ارزش احتمال | درجه آزادی | مقدار آماره |
تولید | 0000/0 | 11 | 87/563 |
تورم | 000/0 | 11 | 25/365 |
منبع : یافتههای پژوهشگر
مطابق نتایج جدول 2، سطح احتمال زیر 5% است و فرض صفر رد و فرضیه مقابل پذیرش میشود و از روش غیرخطی مارکوف - سوئیچینگ برای تخمین مدل استفاده شود.
تعین وقفه بهینه
اولین گام در برآورد مدلهای MS-VAR تعیین تعداد وقفه بهینه با استفاده از معیارهای آکائیک و یا شوارتز است و چون در این پژوهش تعداد نمونه کمتر از 100 است معیار شوارتز برای تعین وقفه بهینه استفاده میشود. در جدول (4-3) مقادیر، آکائیک، حنان - کوئیک، شوارتز برای وقفه‌های 1 تا 4 نشان‌داده‌شده است.
نگاره شماره (3): تعیین وقفه بهینه
مدل | وقفه | AIC | SC | HQ |
مدل تولید | 1 2 3 4 | 75632/8 69325/7 79653/6 *45236/4 | *85632/8 78653/9 65378/10 39865/12 | 69854/10 79865/11 78953/8 56325/7 |
مدل تورم | 1 2 3 4 | 25632/7 78955/6 23654/5 *47896/3 | *69865/7 32653/9 78965/11 31259/13 | 63795/9 32653/10 79965/9 45326/8 |
منبع : یافتههای پژوهشگر، *: بیانگر کمترین مقدار معیار
باتوجه‌به جدول کمترین مقدار معیار شوارتز برای وقفه بهینه در همه مدلها، وقفه بهینه، وقفه اول است.
تعیین تعداد رژیم
گام بعدی در تخمین مدلهای مارکوف تعین تعداد رژیم بهینه است که برای این منظور در ابتدا مدل را با رژیمهای متفاوت تخمین زده و کمترین مقدار معیارهای آکائیک و شوارتز و همچنین بیشترین مقدار تابع حداکثر درست نمای حاصل شده به‌عنوان رژیم بهینه انتخاب میگردد و مدل را بر اساس نتایج رژیم بهینه تخمین و تفسیر می‌کنیم. در جدول (4-4) مقدار معیارهای آکائیک، شوارتز و حداکثر تابع درست‌نمایی نمایش‌داده‌شده است.
تعیین تعداد رژیم
گام بعدی در تخمین مدلهای مارکوف تعین تعداد رژیم بهینه است که برای این منظور در ابتدا مدل را با رژیمهای متفاوت تخمین زده و کمترین مقدار معیارهای آکائیک و شوارتز و همچنین بیشترین مقدار تابع حداکثر درست نمای حاصل شده به‌عنوان رژیم بهینه انتخاب میگردد و مدل را بر اساس نتایج رژیم بهینه تخمین و تفسیر می‌کنیم. در جدول (4-4) مقدار معیارهای آکائیک، شوارتز و حداکثر تابع درست‌نمایی نمایش‌داده‌شده است.
نگاره شماره (4): تعین رژیم بهینه مدل
مدل | آماره ML | آماره ACI | آماره SC | تعداد رژیم |
مدل تولید | *658.36- - | *18.98 - | *23.55 - | 2 3 |
مدل تورم | *789.98- - | *20.26 - | *25.88 - | 2 3 |
منبع : یافتههای پژوهشگر، *: بیانگر کمترین مقدار معیار
باتوجه‌به نتایج تخمین‌های زده شده برای دانستن بهترین رژیم، در همه حالت‌ها، حالت دو رژیم بیشترین مقدار معیار حداکثر تابع درست نمای و کمترین معیار آکائیک و شوارتز را دارد.
تخمین معادلات پژوهش
در مدلهای مارکوف سوچینگ ور در ابتدا می‌بایست همه متغیرها مانا بوده و آزمونهای لازم در این مدل آزمون مناسب‌بودن یا نبودن مدل غیرخطی (LR test) و همچنین آزمون علیت گرنجر بین متغیرهای درونزا است، پس از مشخص‌شدن آزمونهای وقفه بهینه، رژیم بهینه تعیین میگردد. در این پژوهش باتوجه‌به نتایج آزمونهای شوارتز (برای وقفه بهینه) و آزمون تعیین رژیم بهینه همچنین باتوجه‌به زیاد بودن متغیرها درونزا (که سبب بالارفتن پارامترهای تخمین زده شده توسط مدل میشود) و در نهایت به دلیل محدود بودن دادهها، یک وقفه و دو رژیم برای تخمین مدلها مناسبتر هستند، بنابراین در این پژوهش همه مدلها با یک وقفه و دو رژیم (1)VAR- (2)MS تخمین زده و سپس آزمونهای لازم و نمودارهای ضربه - واکنش گزارش و تفسیر میگردد.
مدل رشد تولید ناخالص داخلی
پس از انجام آزمونهای لازم برای برآورد مدل اکنون مدلهای مختلف برای بررسی تأثیر تنش مالی بر تولید تخمین زده میشود و در نهایت با استفاده از بررسی جریان علیت و توابع ضربه، واکنش فرضیات تحقیق مورد بررسی قرار میگیرد. باتوجه‌به نتایج احتمالات انتقال (جدول 4-5) احتمال ماندگاری در رژیم اول 85 درصد احتمال ماندن در رژیم دوم 87 درصد و احتمال انتقال از رژیم اول به دوم 15 درصد و برعکس 13 درصد است.
نگاره شماره (5): احتمالات انتقال از یک رژیم به رژیم دیگر برای مدل تولید
| رژیم 2 | رژیم 1 | |
تولید | رژیم 1 | 0.15 | 0.85 |
رژیم 2 | 0.87 | 0.13 | |
منبع : یافتههای پژوهشگر
همچنین بر اساس نتایج سالهایی که در رژیم اول قرار میگیرند عبارت‌اند از: فصل سوم 1380 تا فصل اول 1385، فصل سوم 1385 تا فصل اول 1386، از فصل سوم 1386 تا فصل اول 1388، فصل سوم 1388 تا فصل اول 1389، فصل چهارم 1389 تا فصل اول 1390، فصل چهارم 1390 تا فصل اول 1391، فصل سوم 1391 تا فصل اول 1393 و فصل سوم و چهارم 1393، همچنین برای رژیم دوم سال‌ها عبارت‌اند از فصل دوم 1385، 1386 و 1388، فصل دوم و سوم 1389، فصل دوم و سوم 1390، فصل دوم 1391 و 1393 و فصل اول تا چهارم 1394 تا 1399 زمان‌هایی هستند که در رژیم دوم قرار گرفتهاند. به طور کلی و بر اساس نتایج سالهای رژیم دوم با سالهایی که اقتصاد ایران به‌طورکلی دارای تنش مالی زیاد و رشد تولید منفی یا پایین است، همخوانی دارد.
مدل تولید |
|
نمودار (2) احتمال قرارگرفتن هرسال در دو رژیم استخراج شده برای مدل
منبع : یافتههای پژوهشگر
بررسی جریان علیت
بر اساس نتایج و در سطح اطمینان 95 درصد فرضیه صفر در رابطه علیت؛ تنش مالی عامل علی رشد در رژیم اول و دوم نمی‌باشد، رد میشود؛ بنابراین و در سطح اطمینان 95 درصد میتوان ادعا کرد که رشد تولید عامل علی تنش مالی در رژیم اول و دوم نیست. همچنین بر اساس نتایج جریان عکس برای هر دو رژیم صدق میکند و تنش مالی عاملی علی رشد تولید است؛ بنابراین و بر اساس نتایج تحقیق جریان یک‌طرفه از سمت تنش مالی به سمت رشد تولید برقرار است و به عبارتی با تغییر در تنش مالی، رشد تولید تغییر میکند و بدین ترتیب یک‌چرخه معیوب در اقتصاد ایران شکل میگیرد که پس از کاهش درآمدهای نفتی و به‌تبع درآمد ملی و افزایش تنش مالی، تنش مالی نیز به نوبه خود باعث ایجاد بی‌ثباتی دوباره در کل بدنه اقتصاد ایران میشود که به نظر میرسد باتوجه‌به واقعیتهای اقتصادی ایران، این مسئله درست باشد.
نگاره شماره (6): جریان علیت بین تنش مالی و رشد تولید
آماره F | ||
FSI | RGDP |
|
0.47 | - | RGDP |
- | **8.698 | FSI |
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 | ||
منبع : یافتههای پژوهشگر
در طی چند دهه اخیر به‌محض بالارفتن تنش سیاسی در اقتصاد ایران با کشورهای غربی و تحریمهای نفتی، تزار تجاری دچار کسری مضاعف میشود و به دلیل عدم توانایی بانک مرکزی (به دلیل تحلیل منابع ارزی) برای ثبات‌بخشی به بخش ارزی کشور، از مسیر نرخ ارز تنش اقتصاد تقویت میشود و هم‌زمان به دلیل وابستگی بخش واردات و تولید ایران به بخش واردات از مسیر تنش ارزی، تنش و بی‌ثباتی به داخل اقتصاد و بخصوص بخش تولید وارد میشود و کل بدنه اقتصادی ایران را با تنش مواجه میسازد که در نهایت باعث کاهش تولید میشود. همچنین کاهش درآمدهای نفتی به دلیل وابستگی اقتصاد ایران بخصوص وابستگی دولت به نفت، باعث ایجاد تنش در بخش مالی دولت و کسری بودجه خواهد شد و همین مسئله توانایی دولت برای ایفای نقش تثبیت‌کنندگی خود را در اقتصاد کاهش میدهد که در نهایت باعث تقویت بی‌ثباتی داخلی و در نهایت کاهش درآمدهای نفتی میشود؛ بنابراین و به طور ساده از دو مسیر تنش ارزی و تنش مالی بخش دولتی، تقویت تنش اقتصادی باعث کاهش رشد تولید در اقتصاد ایران خواهد شد.
نمودارهای ضربه، واکنش تنش مالی و رشد تولید
توابع واکنش به ضربه نشان‌دهنده میزان واکنش تابع هدف به یک شوک به‌اندازه یک انحراف معیار در طول وقفهها آتی است. در نمودار شماره (4-3) نمودارهای ضربه واکنش ناشی از ایجاد شوک افزایشی به تنش مالی و تأثیر آن بروی رشد تولید در دو رژیم اول و دوم در طی یک دوره 25 فصلی است. بر اساس نتایج در دوره اول (سمت چپ) افزایش تنش مالی به‌طورکلی تأثیر منفی بر رشد تولید دارد. این تأثیر تا دوره اول به‌شدت کاهشی است و افزایش تنش اقتصادی به‌شدت باعث کاهش رشد تولید میشود؛ اما از دوره دوم شیب کاهش رشد تولید کاهش مییابد و با سرعت ملایم‌تر، در دورهای بعد رشد تولید کاهش مییابد تا اینکه در دوره نهم به‌طورکلی تأثیر تنش مالی بر رشد تولید از بین میرود و اقتصاد خود را با تنش تطبیق میدهد. همچنین برای رژیم دوم نیز تأثیر این متغیر بر رشد تولید منفی است و با ایجاد شوک افزایشی در تنش مالی دوباره رشد تولید کاهش‌یافته است. عکس‌العمل رشد تولید در این دوره نیز به‌طورکلی مانند دوره اول است تنها با این تفاوت که دوره تأثیرگذاری بر رشد تولید کمتر است و پس از دوره دوم تأثیر منفی بر رشد تولید تا دوره ششم از بین میرود. به‌طورکلی در اقتصاد ایران در طی سالیان اخیر تنش مالی از مسیر تحریمهای سیاسی، کاهش درآمدهای نفتی و در نتیجه کسری شدید بودجه دولت و در نهایت کاهش هزینههای دولت بر رشد تولید تأثیر میگذارد. وقتی درآمدهای دولت که به درآمدهای نفتی وابسته است، کاهش مییابد، قدرت دولت برای انجام تعهدات قبلی در اقتصاد کاهش مییابد که در نتیجة آن دولت وظایف ثبات سازی خود را نمیتواند انجام دهد و در ادامه به‌شدت اقتصاد دولتی ایران دچار تلاطم و در نتیجه کاهش درآمد در بخشهای مختلف خواهد شد. هم‌زمان کاهش درآمدهای نفتی باعث کسری شدید در تراز تجاری خواهد شد که به دلیل عدم توانایی بانک مرکزی برای تثبیت نرخ ارز، نرخ ارز دچار جهش میشود که در نتیجه آن و به دلیل وابستگی بخش تولید و مصرف ایران به واردات عملاً تمام بخشهای اقتصادی درگیر تنش ارزی خواهند شد که در نتیجه آن ورشکستگی بخش تولید و در نتیجه کاهش تولید را به همراه دارد. بنابراین، و به‌طورکلی تنش مالی از دو مسیر در نهایت باعث کاهش تولید ملی میشود. در مسیر اول از طریق بحران حساب تراز تجاری باعث کاهش ارز پول ملی میشود که این کاهش ارزش پول ملی نیز باعث فراهم‌کردن بستر سفته گری برای کارگزاران اقتصادی میشود و در این حالت تورم و بازدهی در بازارهای دارایی انگیزههای سفته گری را بر انگیزههای سرمایه‌گذارانه مرجح میکند که در نتیجه آن بی‌ثباتی به همه بخشهای اقتصادی وارد میشود و در نتیجه انگیزه مردم برای کار و تلاش کاهش مییابد؛ بنابراین از این مسیر یک سیکل معیوب ایجاد میشود که در نهایت به کاهش تولید و از مسیر کاهش تولید به بی‌ثباتی بیشتر میتواند منجر شود. در مسیر دوم نیز به دلیل چیرگی درآمدهای نفتی در بودجه دولت کاهش این درآمدها باعث ایجاد شوک در درآمدهای دولتی میشود و از طرف دیگر به دلیل تعهدات قطعی دولتی امکان صرفه‌جویی در بسیاری از هزینهها به شکل عملی وجود ندارد، بنابراین این باعث کسری‌های مداوم در بودجه میشود که به دلیل تمایل دولت بر پولی‌کردن کسری بودجه در اقتصاد ایران در نهایت کسری بودجه باعث تنش در بخش پولی و تورم میشود که این نیز باز در ملتهب کردن بازارهای مالی و تأثیر بر انگیزه مردم برای کار و تلاش تأثیر میگذارد و در نهایت باعث کاهش تولید میگردد.
|
|
نمودار (3): شوک به تنش مالی و جواب رشد تولید (سمت چپ رژیم اول و سمت راست رژیم دوم)
منبع: یافتههای پژوهشگر
همچنین باید توجه داشت که خود درآمدهای نفتی به‌عنوان یک‌قلم عمده در تولید ناخالص ملی وارد میشود که کسر آن خودبه‌خود باعث کاهش درآمد ملی نیز میشود. نکته دیگری که در اینجا باید مدنظر داشت، این است که این شوکها و تأثیرات آن تا دوره ششم در اقتصاد باقی خواهد ماند و از دوره ششم تأثیرات آن از بین میرود، بنابراین علی‌رغم اینکه این شوکها تأثیرش بر تولید دائمی نیست، اما به دلیل زیاد بودن شوکها و نااطمینانی سیاسی در ایران به‌طورکلی اقتصاد ایران درگیر کاهش رشد تولید است. موضوعی که به طور واضح در اقتصاد نیز به چشم میخورد به‌طوری‌که از سال 2011 که تحریمهای سازمان ملل بر علیه ایران وضع شده است، تعداد سالهای رشد منفی از سالهای رشد مثبت بیشتر است.
مدل تورم
پس از انجام آزمونهای لازم برای برآورد مدل اکنون مدلهای مختلف برای بررسی تأثیر تنش مالی بر تورم تخمین زده میشود. در ادامه با استفاده از بررسی جریان علیت و توابع ضربه، واکنش فرضیات تحقیق مورد بررسی قرار میگیرد. احتمالات انتقال برای مدل تورم نشان میدهد که احتمال ماندن در رژیم صفر کمتر از ماندن در رژیم یک باشد به‌طوری‌که احتمال ماندن در رژیم یک برابر با 92 درصد و احتمال ماندن در رژیم دوم 85 درصد است و همچنین احتمال انتقال از رژیم دوم به اول 15 درصد و بلعکس 8 درصد است.
نگاره شماره (7): احتمالات انتقال از یک رژیم به رژیم دیگر برای مدل تورم
| رژیم 2 | رژیم 1 | |
تورم | رژیم 1 | 0.8 | 0.92 |
رژیم 2 | 0.85 | 0.15 | |
منبع : یافتههای پژوهشگر
همچنین بر اساس نتایج سالهایی که در رژیم اول قرار میگیرند عبارت‌اند از: فصل دوم 1384، از فصل سوم 1386 تا فصل سوم 1387، فصل چهارم 1389 تا فصل اول 1390، فصل چهارم 1390 تا فصل دوم 1392، فصل اول 1396، همچنین برای رژیم دوم سال‌ها عبارت‌اند از: فصل سوم 1380 تا فصل اول 1384، فصل سوم 1384 تا فصل دوم 1386، فصل چهارم 1387 تا فصل سوم 1389، فصل دوم و سوم 1390، فصل سوم 1392 تا فصل چهارم 1395، فصل دوم 1396 تا فصل چهارم 1399 زمان‌هایی هستند که در رژیم دوم قرار گرفتهاند. به‌طورکلی و بر اساس نتایج سالهای رژیم دوم با سالهایی که اقتصاد ایران به‌طورکلی دارای تنش مالی زیاد و تورم بالا است، همخوانی دارد.
مدل تورم |
|
نمودار (4): احتمال قرارگرفتن هرسال در دو رژیم استخراج شده برای مدل
منبع: یافتههای پژوهشگر
بررسی جریان علیت
بر اساس نتایج ناشی از بررسی جریان علیت در سطح اطمینان 95 درصد میتوان ادعا کرد که تنش مالی عامل علی تغییرات تورم در رژیم اول و دوم است و به عبارتی تنش مالی عامل علی نرخ تورم در دو رژیم است. نکته مهم‌تر در مورد تفسیر نتایج جریان علیت این است که الزاماً وجود جریان علیت هیچ نشانه از تأثیر مثبت یا منفی علت بر معلوم ندارد و تنها تابید کننده وجود جریان علیت است. اما در حالت برعکس جریان علیت صدق نمیکند و تورم عامل تنش مالی نیست.
نگاره شماره (8): جریان علیت بین تنش مالی و تورم
آماره F | ||
FSI | INF |
|
0.85 | - | INF |
- | **12.29 | FSI |
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 | ||
منبع : یافتههای پژوهشگر
باتوجه‌به نتایج میتوان ادعا کرد که باتوجه‌به تحولات ناشی از کاهش درآمد نفتی، تنش ارزی افزایش مییابد و به دلیل وابستگی تولید و مصرف در اقتصاد ایران به واردات، با گران‌شدن نرخ ارز، هم واردات کالاهای واسطه‌ای گران میشود هم واردات کالاهای مصرفی، در نتیجه از مسیر تنش ارزی، تنش مالی باعث افزایش نرخ تورم خواهد شد. هم‌زمان با شدت‌گرفتن کسری درآمدهای دولتی ناشی از کاهش درآمدهای نفتی، کسری بودجه افزایش مییابد؛ بنابراین دولت برای ایفای تعهدات خود دولت ناچار است، کسری بودجه خود را از دو طریق فروش اوراق‌قرضه و یا تورمی کردن آن تأمین کند. در اقتصاد ایران به دلیل بالابودن طبیعی نرخ بهره به طور طبیعی دولت تمایل کمتری به انتشار اوراق‌قرضه داشته است و عملاً آنچه در تاریخ اقتصاد ایران رخ‌داده است، تورمی کردن کسری بودجه دولت بوده است؛ بنابراین نرخ رشد نقدینگی در اقتصاد ایران به همین دلیل در شرایطی که تنش مالی اقتصاد ایران بالا میروند، نسبت به روند تاریخی خود، نرخ بالاتری دارد؛ بنابراین به طور عملی در شرایط تنش مالی به طور طبیعی نرخ تورم افزایش مییابد؛ لذا به‌طورکلی تورم از دوم مسیر تنش ارزی و تنش در هزینههای دولت که در نهایت منجر به ایجاد تنش در بخش پولی میشود باعث افزایش تورم میشود.
نمودارهای ضربه، واکنش تورم و تنش مالی
توابع واکنش به ضربه نشان‌دهنده میزان واکنش تابع هدف به یک شوک به‌اندازه یک انحراف معیار در طول وقفهها آتی است. در نمودار شماره (4-5) نمودارهای ضربه واکنش ناشی از ایجاد شوک افزایشی به تنش مالی و تأثیر آن بروی تورم در دو رژیم اول و دوم در طی یک دوره 25 فصلی است.
|
|
نمودار (5): شوک به تنش مالی و جواب تورم (سمت چپ رژیم اول و سمت راست رژیم دوم)،
منبع: یافتههای تحقیق
بر اساس نتایج با واردکردن شوک افزایشی به تنش مالی در رژیم اول (سمت چپ)، تورم تا دور سوم به طور مداوم افزایش است سپس از دوره سوم تأثیر شوک بر تورم به تورم مداوم و با شیب نسبتاً تند در حال کاهش است، به‌طوری‌که در دوره هفدهم اثر این شوک به صفر میرسد. همچنین بر اساس نتایج افزایش تنش مالی باعث افزایش تورم خواهد شد. اما در رژیم دوم رفتار این متغیر به‌طورکلی متفاوت است به‌طوری‌که از تأثیر تنش مالی در دوره سوم بر تورم به حداکثر میرسد و در دوره پنجم تأثیر تنش بر تورم به صفر میرسد و از دوره پنجم تا دوره نوزدهم تأثیر آن کاهشی بوده است. یعنی در رژیم دوم تنش مالی از دوره پنجم باعث کاهش تورم میشود که قابل‌توجیه نیست. باتوجه‌به تحولات ناشی از کاهش درآمد نفتی، تنش ارزی افزایش مییابد و به دلیل وابستگی تولید و مصرف در اقتصاد ایران به واردات، با گران‌شدن نرخ ارز، هم واردات کالاهای واسطه‌ای گران میشود، هم واردات کالاهای مصرفی، در نتیجه از مسیر تنش ارزی، تنش مالی باعث افزایش نرخ تورم خواهد شد. از سوی دیگر و باتوجه‌به افزایش کسری بودجه (ناشی از کاهش درآمدهای نفتی دولت) توانایی دولت برای ایفای تعهدات خود کاهش مییابد؛ بنابراین دولت ناچار است به طور عملی کسری بودجه خود را از طریق چاپ پول و افزایش نقدینگی جبران کند؛ بنابراین نرخ رشد نقدینگی در اقتصاد ایران به همین دلیل همواره نرخ بالایی داشته است که به‌تبع آن تورم در اقتصاد ایران به طور مداوم دورقمی بوده است؛ بنابراین به‌طورکلی تورم از دوم مسیر تنش ارزی و تنش در هزینههای دولت که در نهایت منجر به ایجاد تنش در بخش پولی میشود، باعث افزایش تورم میشود.
نتایج آزمونهای تشخیصی
همانطور که در بخش معرفی مدل نیز بدان اشاره شد، جملات اخلال مدل مارکوف-سوئیچینگ باید نرمال بوده و عاری از خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس باشد. در زیر نتایج حاصل از آزمونهای مربوط به ویژگی‌های مذکور آورده شده است.
نگاره شماره (9): نتایج حاصل از آزمونهای مربوطه برای مدل
نوع آزمون | آماره آزمون | آماره آزمون | ارزش احتمال | |
تولید | آزمون عدم خودهمبستگی (Ljung-Box Portmanteau Test) | (4)X2 | 4.632 | 0.2947 |
آزمون نرمال بودن (Jarque–Bera Test) | (2)X2 | 0.7896 | 0.6789 | |
آزمون واریانس همسانی (ARCH Test) | (12،1)F | 0.3985 | 0.4866 | |
تورم | آزمون عدم خودهمبستگی (Ljung-Box Portmanteau Test) | (4)X2 | 2.589 | 0.1023 |
آزمون نرمال بودن (Jarque–Bera Test) | (2)X2 | 0.3965 | 0.9141 | |
آزمون واریانس همسانی (ARCH Test) | (12،1)F | 0.2156 | 0.8362 | |
منبع : یافتههای پژوهشگر
مطابق با نتایج آزمون عدم خودهمبستگی، نرمال بودن و واریانس همسانی قابل‌مشاهده است که سطح خطا بالای 5 درصد است و میتوان استنباط کرد که جملات اخلال دچار خودهمبستگی، عدم نرمالیتی و واریانس همسانی نمی‌باشد و نتایج مدل مارکوف قابل‌تأیید است.
جمع‌بندی و نتیجه‌گیری
هدف مطالعه حاضر بررسی آزمون علیت تولید و تورم در رژیمهای رکود و رونق از طریق تنش در بازارهای بورسی، ارزی، پولی و دولتی و به‌کارگیری مدل مارکوف – سوئیچینگ-ور طی دوره زمانی 1380 تا 1399 بود. براساس نتایج جریان علیت، تنش مالی در هر دو رژیم علیت گرنجری رشد تولید است. همچنین براساس نمودارهای ضربه واکنش در دوره اول افزایش تنش مالی به طور کلی تاثیر منفی بر رشد تولید دارد. همچنین برای رژیم دوم نیز تاثیر این متغیر بر رشد تولید منفی است و با ایجاد شوک افزایشی در تنش مالی دوباره رشد تولید کاهش یافته است. همچنین برای مدل تورم براساس نتایج ناشی از بررسی جریان علیت در سطح اطمینان 95 درصد میتوان ادعا کرد که تنش مالی عامل علی تغییرات تورم در رژیم اول و دوم است و به عبارتی تنش مالی عامل علی نرخ تورم در دو رژیم است. اما در حالت برعکس جریان علیت صدق نمیکند و تورم عامل تنش مالی نیست. باتوجه‌به نتایج مطالعه، پیشنهادها به‌صورت زیر قابل‌ارائه است:
با توجه اهمیت نقدینگی و نرخ بهره در تاثیرگذاری بر تنش مالی اقتصادی ایران باید توجه داشت که مسیر نوسانات و تنش در این سه متغیر به کاهش درآمدهای ارزی دولت ناشی از تحریمها مربوط میشود، لذا لازم است دولت با صرفه جوییها اقتصادی در زمان تحریمها تا جای ممکن از پولی کردن کسری بودجه جلوگیری به عمل آورد و مسیرهای جایگزین یعنی چاپ اوراق قرضه را به عنوان مسیری جبران کسری انتخاب کند و در صورتی که به اجبار، مسیر پولی کردن تورم انتخاب شد، لازم است ضریب فزاینده پولی با کاهش قدرت وادمدهی بانکها کنترل شود تا اثرات تورمی آن کمتر باشد و بدین صورت تنش بخش پولی و تورم کمتر افزایش یابد.
همچنین باید توجه داشت که قسمت زیادی از افزایش تنش مالی در اقتصاد ایران (از مسیرتنش سیاسی، تنش مالی دولت، تنش ارزی و در نهایت تنش پولی) به عدم موفقیت جامعه ایرانی در درونزا کردن اقتصاد و پایداری آن برمیگردد. بنابراین مسیر نهایی بهبود در بلندمدت تاکید بر رشد اقتصادی است که فراهم کردن زمینههای رشد اقتصادی ایران تا حد زیادی وابسته به کنترل بی ثباتی اقتصاد ایران است. لذا یکی از الزامات اساسی ارتقای سطح تولید و درونزایی اقتصاد ایران توجه به روابط سیاسی و تلاش در جهت کاهش تنش سیاسی با غرب است.
منابع
- درگاهی، حسن و نیک جو، فائزه (1391)، ساخت شاخص تنش مالی برای اقتصاد ایران و بررسی اثرات آن بر رشد اقتصادی، مجله تحقیقات اقتصادی، دوره 47، شماره 4، ص: 40-19
- توحیدی، سحر، مزینی، امیرحسین، حیدری، حسن. (1400). استرس مالی و رشد بخشهای اقتصاد ایران. بررسی مسائل اقتصاد ایران، 8 (شماره 2 (شماره پیاپی:16))، 71-134.
- معطوفی، علیرضا (۱۳۹۷). تبیین مشخصه های استرس مالی در بازار سرمایه ایران. فصلنامه دانش سرمایه‌گذاری، 7(26)، ۲۳۷-۲۵۸.
- نادعلی، محمد (1392)، محاسبه شاخص تنش در بازار پول اقتصاد ایران، فصلنامه پژوهشها و سیاست‌های اقتصادی، سال 21، شماره 66، ص: 142-115.
- Aboura, S and Van Roy, B (2017), Financial Stress and Economic Dynamics: The Case of France, International Economics 149 (2017), pp: 57–73.
- Baker, S.R., Bloom, N., Davis, S.J (2012), Policy Uncertainty: a new Indicator, Cent - Mag. Econ. Perform., 362, (Centre for Economic Performance, LSE).
- Basu, S., Bundick, B (2015), Uncertainty Shocks in a Model of Effective Demand, NBER Working Paper 774, Federal Reserve Bank of Kansas City.
- Bloom, N (2009), The Impact of Uncertainty Shocks, Econometrica 77, pp: 623–685.
- Bonciani, D., van Roye, B (2016), Uncertainty Shocks, Banking Frictions, and Economic Activity. Forthcom, J. Econ. Dyn. Control.
- Cipollini, A., & Mikaliunaite, I. (2020). Macro-uncertainty and financial stress spillovers in the Eurozone. Economic Modelling, 89, 546-558.
- Christiano, L., Motto, R., Rostagno, M (2014), Risk Shocks, Am. Econ. Rev. 104, pp: 27–65.
- Cardarelli, R., Elekdag, S., Lall, S. (2009). Financial stress, downturns, and recoveries. IMF Working Paper 09/100, International Monetary Fund, Washington.
- Eling, M., & Pankoke, D. (2012). Systemic Risk in the Insurance Sector: What Do We Know?. School of Finance, Univ. of.
- Holló, D., Kremer, M., Lo Duca, M. (2012), CISS – A Composite Indicator of Systemic Stress in the Financial System, ECB Working Paper Series No. 1426, March. p. 51.
- Illing; M., and Y. Liu. 2006. Measuring financial stress in a developed country: An application to Canada. Journal of Financial Stability 2, 243 – 65.
- Kasal, S. (2022). What are the effects of financial stress on economic activity and government debt? An empirical examination in an emerging economy. Borsa Istanbul Review.
- Kwark, N. S., & Lee, C. (2021). Asymmetric effects of financial conditions on GDP growth in Korea: A quantile regression analysis. Economic Modelling, 94, 351-369.
- Semmler, W., & Chen, P. (2014). Financial stress, regime switching and macrodynamics: Theory and empirics for the US, the EU and non-EU countries. Economics: The Open-Access, Open-Assessment E-Journal, 8(2014-20), 1-42.
- Stona, F., Morais, I. A., & Triches, D. (2018). Economic dynamics during periods of financial stress: Evidences from Brazil. International Review of Economics & Finance, 55, 130-144
- Valerio Roncagliolo, F. C., & Villamonte Blas, R. N. (2022). Impact of financial stress in advanced and emerging economies. Journal of Economics, Finance and Administrative Science, 27(53), 68-85.
- Nelson, William R., Perli, R. (2007), Selected Indicators of Financial Stability, in Proceedings of the ECB Fourth Joint Central Bank Research Conference on Risk.
Testing the causality of production and inflation in recession and boom regimes through tension in the stock market, foreign exchange, monetary and government markets
Farzam Emadifar1
Zohreh Tabatabaii nasab2
Sayed yahya Abtahi3
Jalil Totonchi4
Abstract:
In this study, we seek to test the causality of financial stress with production and inflation in recession and boom regimes. For this purpose, the effect of the study variables during the period of 2001 to 2020 is analyzed seasonally by using the Markov Switching-VAR (MS-VAR) rotation and regime change model. Based on the results of the analysis of the flow of causality, at the 95% confidence level in the first regime, financial stress is the causal factor of production growth. Therefore, in the stagnation regime, there is a causal flow from the side of financial stress to production growth. Also, based on the results of the reaction shock functions in the recession regime, an increase in financial stress generally has a negative effect on production growth, and a one-way flow from the side of financial stress to production growth is established in both regimes. Also, based on the results of examining the flow of causality, it can be claimed that financial stress is the causal factor of inflation changes in the recession and boom regime, but in the opposite case, the flow of causality does not apply and inflation is not the factor of financial stress. It should be noted that a large part of the increase in financial tension in Iran's economy is due to political tension, government financial tension, currency tension and finally monetary tension due to the failure of the Iranian society in internalizing the economy and its stability.
Keywords: Financial stress, inflation, production, recession and boom, Markov switching-var model.
JEL classification: C24، E52، G12، G32، G19
[1] . Department of Economics, Yazd Branch, Islamic Azad University, Yazd, Iran. farzam.em@gmail.com
[2] . Department of Economics, Yazd Branch, Islamic Azad University, Yazd, Iran. (Corresponding Author) tabatabaienasab@ iauyazd.ac.ir
[3] . Department of Economics, Yazd Branch, Islamic Azad University, Yazd, Iran. abtahi@ iauyazd.ac.ir
[4] . Department of Economics, Yazd Branch, Islamic Azad University, Yazd, Iran. ja.totonchi@yahoo.com