Different effects of monetary and financial policies on the variable of employment in Iran. (Nonlinear Markov switching model)
Subject Areas : Bi-quarterly Journal of development economics and planning
kamal olfati Cheghagolani
1
,
Gholamali Haji
2
*
,
عباس نجفی زاده
3
1 - PhD student of Islamic Azad University, Arak branch
2 -
3 -
Keywords: monetary policy, fiscal policy, employment, Markov switching,
Abstract :
The purpose of this study is to investigate the different effects of monetary and financial policies on employment in different periods of recession and economic prosperity. By using the non-linear Markov switching model, which has a great ability to apply structural changes and the possibility of transition and prediction from one regime to another, the research variables were examined during the years 1978 to 2021. Based on the model of optimal model selection, two models (MSAIH) and (MSAI) with the number of four breaks and two optimal regimes among the different states of the Markov switching model were considered as optimal models to investigate the effects of monetary policy and financial policy on the employment variable. The results of the Markov Switching State Model (MSAIH) test showed that the sum of the coefficients of the logarithm of the volume of liquidity in the period of boom and recession has a positive effect on the logarithm of employment. Also, the estimation results of the Markov Switching State Model (MSAI) show that the logarithm of government expenditures and the logarithm of taxes have different effects (positive and negative) on the logarithm of employment in different regimes of recession and prosperity. The results of the transition probability matrix also showed that if we are in a prosperous situation, we will remain in the same situation in the next year with a probability of ninety-five percent and we will move to a period of recession with a probability of five percent.
منابع فارسی • احسانی، م.؛ کشاورز، ه و کشاورز، م.(1396). تأثیر سیاست های پولی و مالی بر نوسانات اشتغال با تأکید بر اشتغال بخش خصوصی. فصلنامه پژوهشهای رشد وتوسعه اقتصادی، سال هفتم ،شماره26، صفحات:125-144.
• پیش¬بهار، ا.؛ فردوسی، ر. و اسداله پور، ف.(1394). بررسی انتقال قیمت در بازار گوشت مرغ بکارگیری الگوی خودتوضیح برداری مارکوف سوئیچینگ. مجله اقتصادکشاورزی، جلد 9، شماره 2، صفحات 55-72.
• حسینی، ا.؛ نادمی، ی.، آسایش، ح. و سجادی‌فر، س.(1400). اثرات متقابل بیثباتی سیاستهای پولی و مالی در اقتصاد ایران رهیافت مارکوف سوئیچینگ، فصلنامه مطالعات اقتصادي كاربردي ايران، سال دهم، 37: 199-169.
• حسینی¬تبار، ز.(1393). بررسی و مقایسه اثرات نامتقارن شوکهای ارزی و پولی بر ارزش افزوده زیربخش‌های صنعت. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، دانشکده مدیریت واقتصاد، دانشگاه کرمان.
• رسولی فیروزآبادی، س. (1401). اثر شوکهای مخارج دولت در طي چرخههای مالي در اقتصاد ایرا ن. رساله دکتری رشته علوم اقتصادی، دانشکده تحصیلات تکمیلی، دانشگاه سیستان و بلوچستان.
• رضاقلیزاده، م. (1394). ارزیابی اثرات سیاستهای مالی دولت از مسیر تغییر در درآمدهای مالیاتی بر اشتغال در ایران، پژوهشنامه اقتصاد و کسب و کار، سال پنجم، 9: 50-39.
• سجودی کورعباسلو، ا.؛ دایی کریم‌زاده، س. و شریفی رنانی، ح.( 1400). تحلیل واکنش ضربه اثرات تکانه‌های مخارج مصرفی دولت بر متغیرهای کلان اقتصادی(مطالعه موردی کشورهای درحال توسعه نفتی و غیر نفتی)، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادي، 97: 311-283.
• سعیدپور، ل.؛ حیدری، ح. و فعالجو، ح.(1396). تاثیر تکانه های پولی و مالی بر متغیرهای کلان اقتصادی ایران در رژیمهای نوسانی مختلف. فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، سال هفتم، شماره 25، صفخات: 55-85.
• شمسایی، ف. (1394). اثرات نامتقارن سیاست هاي مالی بر رشد اقتصادي طی چرخه تجاری مطالعه موردي کشور ایران. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، دانشکده اقتصاد، دانشگاه علامه طباطبایی.
• عزتی شورگلی، ا. (1393). ارتباط بین مخارج دولت، تورم و رشد اقتصادی. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، دانشکده اقتصاد و مدیریت، دانشگاه ارومیه.
• علی¬نژاد، م. (1393). تاثیر مخارج دولت بر تورم با استفاده از مدل چرخشی مارکوف. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، دانشکده اقتصاد و مدیریت، دانشگاه ارومیه.
• فلاحي، ف. (1393). علیت مارکوف-سوئیچینگ و رابطه تولید و پول در ایران. فصلنامه علمی پژوهشی مطالعات اقتصاد کاربردی ایران سال سوم، شماره11، صفحات: 107-128.
• قرباننژاد م، فرازمند ح، پورجوان،ع. (1392). تعیین قواعد سیاست پولی و مالی بهینه در اقتصاد ایران، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادي، دوره بیست ویکم، 67: 88-69.
• کازرونی، ع.؛ محمدزاده، پ، حقیقت، ج و تیموری لله لو، س.(1398). اثر تكانه هاي پولي بر اشتغال تحت رژيم هاي ارزي در ايران: رويكرد DSGE. فصلنامه اقتصاد و تجارت نوين پژوهشگاه علوم انساني و مطالعات فرهنگي، سال چهاردهم ،شماره 2، صفحات:77-104.
• مهدیلو، ع.؛ فلاحی، ف و اصغرپور، ح.(1397). برآورد غیرخطی نقش کانال‌های انتقال سیاست پولی در اقتصاد ایران: رویکرد MS-VAR. فصلنامه پژوهشهای پولی و بانکی، سال یازدهم ،شماره37، صفحات:319-354.
• مختارزاده خانقاهی، ن. (1397). بررسی اثر نااطمینانی نرخ ارز موثر واقعی بر متغیرهای کلان اقتصادی. رساله دکتری رشته علوم اقتصادی، دانشکده اقتصاد و مدیریت، دانشگاه تبریز.
• محمدی نوده، ع.(1392). بررسی نقش سیاستهای پولی و مالی در جهت کنترل بیکاری و ایجاد اشتغال. پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد مدیریت و حسابداری، دانشگاه پیام نور مرکز کرج: 106 صفحه.
• نجفی علمدارلو، ح.؛ اسدی، م و حسین‌پور، ب(1399). اثر متغیرهای کلان بر چرخههای اقتصادی در ایران، رویکردی از روش مارکوف سوئیچینگ، مجله مدلهای اقتصادی سال پنجم، شماره4، صفحات: 63-87.
• نادمی، ی و صداقت کالمرزی، ه(1397). بررسی اثر شوکهای قیمتی نفت و تحریم‌های اقتصادی بر رژیمهای بیکاری در ایران با استفاده از رهیافت مارکوف سوئیچینگ، پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران، سال هفتم، شماره26، صفحات:131-156.
منابع لاتین Büyükbasaran, T., Cebi, C., Yilmaz, E. (2020). Interaction of monetary and fiscal policies in Turkey, Central Bank Review, Volume 20, Pages 193-203
Evans, O., Adeniji, SO., Nwaogwugwu, I., Kelikume, I., Dakare, O., Oke, O. (2018). The relative effect of monetary and fiscal policy on economic development in Africa: a GMM approach to the St. Louis equation. Business and Economic Quarterly, No 2, Pages 3–23
Gogas, P., Pragidis, I.,& Tabak, B.(2018). Asymmetric Effects of Monetary Policy in the United States and Brazil., Journal of Economic Asymmetrics, Volume 21
Hamano, M., Zanetti, F. (2022). Monetary policy, firm heterogeneity, and product variety. European Economic Review, 144, 1-17
Hamilton, J. D. (1989), A new approach to the economic analysis of nonstationary time series and the business cycle, Econometrica: Journal of the Econometric Society, 2(57): 357-384
Jelili, LA. (2019). Essays on the Effects of Fiscal Policy: Impact of Government Spending in the UK, Submitted in accordance with the requirements for the degree of Doctor of Philosophy, The University of Leeds
Kilinc, M, & Tunc, C. (2019). The asymmetric effects of monetary policy on economic activity Turkey, structural change and Economic Dynamics, Volume 32, Pages505-528
Krolzig,H.M. (1997).Markov-Switching Vector Autoregressions, Modelling, Statistical Inference, and Application to Business
Cycle Analysis. Springer, Berlin Mthokozisi, M., uZmakrishnan, K. (2016). Fiscal policy, employment, and output in South Africa: An open economy analysis, Journal of Economic & Financial Studies, Volume 4, Pages 11-23
Monacelli, T., Quadrini, V., Trigari A. (2011). Financial Markets and Unemployment . NBER Working Papers1
Sanchit, A. (2018). Regime-switching monetary and fiscal policy rules and their interaction: an Indian case study , Empirical Economics, Volume 54, issue 4, Pages 1573-1607
دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامه‌ريزي/ بهار و تابستان 1403/ سال یازدهم/ شماره اول 167
اثرات متفاوت سیاستهای پولی و مالی بر اشتغال در ایران
(الگوی غیرخطی مارکوف سوئیچینگ)
کمال الفتی چقاگلانی1، غلامعلی حاجی*2، سیدعباس نجفی‌زاده3
چکیده:
هدف از این مطالعه، بررسی اثرات متفاوت سیاستهای پولی و مالی بر متغیر اشتغال در دوره‌های مختلف رکود و رونق اقتصادی میباشد. با استفاده از الگوی غیرخطی مارکوف سوئیچینگ که قابلیت زیادی در اعمال تغییرات ساختاری و احتمال انتقال و پیش‌بینی از يک رژيم به رژيم ديگر را دارد، به بررسی متغیرهای مورد نظر تحقیق طی سالهای 1357 تا1400 پرداخته شد. براساس الگوی انتخاب مدل بهینه، دو مدل(MSAIH) و (MSAI) با تعداد چهار وقفه و دو رژیم بهینه از میان حالت‌های مختلف مدل مارکوف سوئیچینگ بعنوان مدل بهینه بمنظور بررسی اثرات سیاست پولی و سیاست مالی بر متغیر اشتغال در نظر گرفته شد. نتایج خروجی آزمون مدل مارکوف سوئیچینگ حالت(MSAIH) نشان داد که مجموع ضرایب لگاریتم حجم نقدینگی در دوره رونق و رکود دارای تأثیر مثبت بر لگاریتم اشتغال است. همچنین نتایج برآورد مدل مارکوف سوئیچینگ حالت(MSAI)، نشان میدهد متغیر لگاریتم مخارج دولت و لگاریتم مالیات در رژیمهای مختلف رکود و رونق دارای تأثیر متفاوت(مثبت و منفی) بر لگاریتم اشتغال می‌باشند. نتایج ماتریس احتمال انتقال نیز نشان داد که اگر اقتصاد در وضعیت رونق باشد با احتمال نود و پنج درصد در همان وضع در سال آتی باقی می ماند و با احتمال پنج درصد به دوره رکود انتقال مییابد. اما اگر اقتصاد به وضعیت رکود وارد شود با احتمال هشتاد وپنج درصد در سال بعد در همان وضعیت باقی می ماند و تنها با احتمال پانزده درصد به دوره رونق باز خواهد گشت.
کلید واژه‌ها: سیاست پولی، سیاست مالی، اشتغال، روش مارکوف سوئیچینگ
طبقه بندی JEL : E52, E24, G32
1-مقدمه
دولت‌ها از سیاستهای پولی و مالی به استناد ویژگی‌هایی که دارند برای رسیدن به اهداف خود در سطح کلان استفاده می‌نمایند. اگر چه بخش عمده تحقیقات تجربی صرفاً به اثرات سیاست پولی اختصاص یافته است اما پس از بحران جهانی سال 2008 بحث فزاینده‌ایی در مورد اینکه دولت ها بایستی از بسته‌های محرک مالی یا برنامههای ریاضت اقتصادی استفاده کنند، شکل گرفت. رشد اقتصادی طی دو دهه گذشته به وضوح نشان دهنده تاثیر فراوان ادوار بازارهای مالی بر فعالیت‌های اقتصادی در سراسر جهان بوده است(رسولی فیروزآبادی، 1401).
سیاستهای پولی و مالی ابزارهایی برای کنترل تقاضا و آثار شوک های داخلی و بیرونی بر سایر متغیرهای اقتصادی هستند. سیاست پولی یک روند سیستماتیک یا یک استراتژی است که بانک مرکزی از طریق آن عرضه و گردش پول در اقتصاد را به گونهای تنظیم میکند که تورم، تولید و تقاضای نیروی کار را کنترل نماید. بسته به هدف، سیاست پولی انقباضی یا انبساطی انتخاب میگردد. اگر هدف تشویق سرمایه گذاری، افزایش تولید و کاهش نرخ بیکاری باشد، آنگاه کاهش نرخ بهره در دستور کار بوده و سیاست انبساطی است و هنگامی که افزایش نرخ بهره و تثبیت نرخ تورم هدف قرار گیرد، سیاست پولی انقباضی خواهد بود(محمدی مجد و همکاران، 1402).
صاحب نظران اقتصادی در مورد سیاستهای اقتصادی و نتایج حاصل از آن اتفاق نظر ندارند، بعضی از اقتصاددانان استدلال میکنند که سیستم اقتصادی شاهد شوکهایی است که مرتب بر عرضه و تقاضای کل وارد میشود. اگر سیاستگذاران برای تثبیت نظام اقتصادی از سیاست پولی و مالی استفاده نمایند، میتوانند اثر شوکهای اقتصادی بر متغیرهای کلان اقتصادی مانند تولید، تورم و بیکاری را حداقل نمایند. گروه دیگر از اقتصاددانان سیاستگذاری نامناسب اقتصادی را عامل اصلی نوسانات ناهنجار اقتصادی میدانند(علینژاد، 1393).
در خصوص کارایی و مؤثر بودن سیاستهای پولی و مالی نیز دیدگاه‌های متفاوتی وجود دارد. در الگوی کینزین‌ها با فرض انعطاف ناپذیری دستمزدهای اسمی سیاستهای مالی مؤثر است و به نظر آنان در شرایط رکودی کاهش نرخ بهره و افزایش حجم پول تاثیر چندانی بر توسعه سرمایهگذاری و فعالیت‌های اقتصادی ندارد. اما در نظریه پولگرایان سنتی به رهبری میلتون فریدمن با ترکیب نظریه فیلیپس و مفهوم انتظارات تطبیقی، نشان دادند که سیاستهای پولی به شکل هدفگذاری نرخ پایین رشد حجم پول در کوتاهمدت، قادر است از کانال کاهش نرخ بهره، شرایط لازم را برای کاهش نرخ بیکاری و افزایش تولید فراهم نماید(قرباننژاد، 1392).
با توجه به اینکه در سالهای اخیر، رشد اقتصادی، اشتغال و تولید ناخالص داخلی به عنوان دغدغههای اقتصادی و از ضروریترین اهداف برای مدیریت کشور و برنامههای اقتصادی میباشد و رشد و توسعه اقتصادی نیازمند برنامهریزی دقیق و همه جانبه میباشد، متاسفانه در برخی موارد شاهد عدم استفاده صحیح از ابزارهای سیاست پولی و مالی هستیم. بنابراین نقش سیاستهای پولی و مالی بر متغیرهای کلان اقتصادی از جمله تولید ناخالص داخلی و اشتغال، جهت برنامهریزی اصولی، از اهمیت خاصی برخوردار میباشد. از سویی آنچه برای سیاستگذاران کلان اقتصادی قبل از اعمال یک سیاست پولی و مالی اهمیت دارد، مربوط به چگونگی اثرگذاری سیاستهای اقتصادی(پولی و مالی) بر متغیرهای کلان اقتصادی در شرایط مختلف رکود و رونق است(سعیدپور، 1396).
در مطالعه حاضر با هدف بررسی اثرات سیاست پولی و مالی بر اشتغال در دوره‌های مختلف رکود و رونق و به‌منظور پاسخ به سؤالات تحقیق(اثرات سیاست پولی بر اشتغال در رژیم های اقتصادی رکود و رونق چگونه است؟ آیا اثرات سیاست مالی(مخارج دولت، مالیات) بر اشتغال در رژیمهای اقتصادی متفاوت است؟، با بهره‌گیری از الگوی غیرخطی مارکوف سوئیچینگ4 که قابلیت زیادی در اعمال تغییرات ساختاری دارد به بررسی متغیرهای مورد نظر تحقیق در دوره زمانی1357 تا1400 پرداخته شد. اکثر مطالعات داخلی انجام شده در زمینه سیاستهای اقتصادی و آثار آن، بر اساس روشهای خطی همچون مدلهای VAR بوده‌است. در این تحقیق برای بررسی اثرات سیاست پولی(حجم نقدینگی) بر اشتغال از روش غیرخطی مارکوف سوئیچینگ(حالت MSHIA) و برای بررسی اثرسیاست مالی(مالیات، مخارج دولت) بر اشتغال نیز از روش غیرخطی مارکوف سوئیچینگ(حالت MSIA) بهره گرفته شده‌است که تاکنون در مطالعات پیشین استفاده نشده‌است. در ادامه این تحقیق ابتدا مبانی نظری، سپس پیشینه تحقیق، روش تحقیق، یافته‌های پژوهش و در پایان نتیجه‌گیری و پیشنهادات ارائه گردیده است.
2-مبانی نظری و پیشینه پژوهش
2-1-دیدگاه‌های مختلف در خصوص سیاستهای پولی و مالی
مطالعات متعددی به تأثیر سیاست پولی بر فعالیت‌های واقعی اقتصادی پرداخته و این تأثیر از نظر تئوری به خوبی ثابت شده‌است. در اقتصاد کینزی، یک سیاست پولی انبساطی یعنی کاهش نرخ بهره کوتاهمدت می‌تواند بر نرخ‌های بلندمدت تأثیر بگذارد و منجر به افزایش سرمایهگذاری و در نهایت تولید شود. از سوی دیگر، لوکاس بی طرفی سیاست پولی پیش‌بینی شده را پیشنهاد میکند، یعنی تنها تغییرات پیش‌بینی نشده در سیاست پولی می‌تواند بر تولید واقعی تأثیر بگذارد. (گوگاس و همکاران5، 2018).
ادبیات مربوط به تغییرات سیاست مالی و اثرات آن بر اقتصاد کلان بر دو مکتب فکری متفاوت سایه انداخته است. دیدگاه کلاسیک این است که مخارج دولت به طور کامل سرمایه گذاری خصوصی را از بین میبرد و هیچ تأثیری بر اقتصاد نخواهد داشت، در حالی که موضع کینزی این است که سیاست مالی ابزار مناسبی برای ثبات اقتصاد در کوتاهمدت است. دو ابزار اصلی سیاست مالی تغییر در سطح و ترکیب مالیات و مخارج دولت در بخش‌های مختلف است. این تغییرات بر متغیرهای کلان اقتصادی مانند: تقاضای کل و سطح فعالیت اقتصادی، توزیع درآمد، الگوی تخصیص منابع در بخش دولتی و بخش خصوصی تأثیر میگذارد. سیاست مالی انبساطی زمانی اتفاق می‌افتد که مخارج دولت از درآمد مالیاتی فراتر رود و سیاست مالی انقباضی زمانی رخ میدهد که مخارج دولت کمتر از درآمد مالیاتی باشد و معمولاً برای پرداخت بدهی دولت انجام میشود(ایوانز و همکاران6، 2018).
بر اساس دکترین کینزی(قدیم و جدید) و نظریه چرخه تجاری، سیاست مالی انبساطی تأثیر مثبتی بر تولید و اشتغال دارد در حالیکه در نظریه کلاسیک، سیاست مالی در بلندمدت بی اثر تلقی میشود. نظریه کلاسیک استدلال خود را بر وجود برابری ریکاردویی و هموارسازی مصرف استوار میکند. بنابراین خانوارها منطقی هستند و به سرعت متوجه میشوند که با یک سیاست مالی انبساطی در قالب مخارج دولت، در نهایت با افزایش مالیات در آینده مواجه میشوند، بنابراین خود را تعدیل میکنند(موکوزوسی و یوماکریشنان7، 2016).
از عمده‌ترين دستاوردهاي انقلاب كينز، معرفي اقتصاد عدم تعادل، انعطاف ناپذيري دستمزد اسمي، بيكاري غير ارادي و به خصوص ضرورت سياست‌گذاري در اقتصاد بوده است. اما مدل تقاضاي نقدينگي پول كينز، بر كارايي سياست هاي مالي در مقايسه با سياستهاي پولي تاكيد مي‌نمود. سه دهه بعد پولگرايان سنتي به رهبري ميلتون فريدمن8 با تركيب نظريه فليپس و مفهوم انتظارات، نشان دادند كه سياستهاي پولي به شكل هدف‌گذاري نرخ پايين رشد پول در كوتاه‌مدت، قادر است از كانال كاهش نرخ بهره، شرايط لازم را براي كاهش نرخ بيكاري و افزايش توليد فراهم آورد. ترويج انديشه‌هاي پولي مكتب شيكاگو، موجب توجه بيشتر اقتصاددانان به بازار پول و ارتباط آن با متغيرهاي بازار كالاها و خدمات و حتي بازارهاي مالي شد(کازرونی وهمکاران، 1398).
2-2 تاثیر سیاستهای پولی و مالی بر اشتغال از دیدگاه کینز
با فرض اینکه دولت تصمیم به افزایش اشتغال از طریق افزایش مخارج خود بگیرد. این افزایش مخارج(سیاست مالی انبساطی) در بازار کالا تاثیر گذاشته و باعث انتقال منحنیIS به سمت راست خواهد شد(شکل1). در نتیجه این انتقال باعث افزایش درآمد یا محصول تعدلی از y0 به y1 میشود. اما این افزایش درآمد حتی اگر قیمت نیز در سطح P0 ثابت بماند، باعث افزایش تقاضای پول و افزایش نرخ بهره بر روی منحنی LM0 میشود. این افزایش نرخ بهره موجب کاهش سرمایه گذاری شده و سطح درآمد را در نرخ بهره r2 به y2 میرساند. درنتیجه منحنی تقاضای کل به اندازه y0y2 به جلو انتقال مییابد لذا با ثابت بودن عرضه کل، مازاد تقاضا در قیمت p0 ایجاد میشود. در نتیجه اضافه تقاضا باعث افزایش سطح قیمتها شده و این افزایش سطح قیمتها باعث کاهش عرضه واقعی پول در طرف تقاضا میشود و این باعث انتقال منحنی LM به LM1 میگردد و بدین ترتیب سطح درآمد به y3 میرسد. در قسمت عرضه افزایش سطح قیمتها در منحنی عرضه و تقاضای نیروی کار تاثیر میگذارد. چون حالت عمومی کینز را در نظر گرفته‌ایم، افزایش در قیمت انتظاری(pe) کمتر از افزایش در قیمت واقعی (p) خواهد بود. بنابراین در پی افزایش p0 به p3 منحنی تقاضای کار به سمت راست و منحنی عرضه کار به سمت چپ انتقال مییابند(شکل2). چون میزان انتقال تقاضای نیروی کار بیشتر از میزان انتقال منحنی عرضه نیروی کار خواهد بود، لذا سطح اشتغال افزایش مییابد. بنابراین تعادل اقتصاد در درآمد y3 ، سطح اشتغال بیشتر، سطح قیمت p3 ، نرخ بهره r3 و دستمزد اسمی بالاتر برقرار میگردد.
علاوه بر سیاستهای مالی، میتوان با تغییر حجم پول در گردش(اعمال سیاست پولی) سیاستهای اقتصادی را اعمال کرد. با فرض اینکه دولت، با افزایش عرضه پول تصمیم به افزایش اشتغال دارد لذا افزایش عرضه پول منجربه انتقال منحی LM0 به LM1 خواهد شد و نرخ بهره کاهش مییابد(شکل3). کاهش نرخ بهره موجب افزایش سرمایهگذاری و در نتیجه افزایش تقاضای کل اقتصاد میشود. بدین ترتیب تقاضای کل از D0 به D1 انتقال مییابد(شکل4).
انتقال منحنی تقاضای کل بدلیل صعودی بودن منحی عرضه کل اقتصاد باعث افزایش سطح عمومی قیمتها میگردد تا اینکه افزایش قیمتها باعث تعادل سطح عرضه و تقاضا میشود. این افزایش قیمتها بازار پول را تحت تاثیر قرار داده و میزان حجم واقعی پول را تاحدودی کاهش میدهد. درنتیجه کاهش حجم واقعی پول، منحنی LM1 به حالت LM2 برمیگردد. بازار کالا و پول در سطح (y2,r2) به تعادل میرسد. در بازار نیروی کار افزایش قیمتها باعث افزایش انتقال منحنی های عرضه و تقاضای نیروی کار میشود ولی بدلیل شیب مثبت منحنی عرضه ، انتقال منحنی تقاضای نیروی کار بیشتر از عرضه نیروی کار میباشد و لذا سطح اشتغال افزایش مییابد(هاشمی دیزج، 1388: 180).
2-3-تاثیر سیاستهای پولی و مالی بر اشتغال از دیدگاه کلاسیک
نظريات مکاتب مختلف اقتصادی پیرامون اشتغال و چگونگی اثرگذاری سیاست های مالی بر اين متغیر متفاوت است، به گونهای که کلاسیکها با اعتقاد به مکانیسم بازار و قیمتها، مالیات را به عنوان يک اهرم مالی خنثی محسوب نموده و بیان می‌دارند که سیاستهای مالی بر اشتغال بی اثر است و لذا بايد به گونه ای مالیاتها را وضع نمود که انحرافی در تصمیمات اقتصادی افراد و بنگاهها ايجاد نشود(رضاقلیزاده، 1394).
به اعتقاد این مکتب عدم تعادل‌های ایجاد شده دراقتصاد موقتی بوده وچنانچه نیروهای بازار بتوانند با آزادی کامل عمل نمایند آنگاه در اقتصاد تعادل برقرار خواهد گشت و به دلیل انعطاف پذیری قیمت، نه دربازار محصول، مازاد عرضه و تقاضا و نه در بازار کار، بیکاری بوجود خواهد آمد.کلاسیکها استدلال نمودند تنها دلیل وجود بیکاری بخاطر چسبنده بودن دستمزدها خواهد بود. در نتیجه برای از بین بردن بیکاری بایستی قوانین حداقل دستمزدها تعدیل گشته و قدرت اتحادیه‌های کارگری کنترل شود. همچنین در مورد نحوه تاثیر سیاست مالی بر اشتغال از دیدگاه کلاسیکها میتوان گفت که با افزایش مخارج دولت، سطح درآمد ملی به دلیل انتقال منحنی IS افزایش مییابد و در نتیجه منحنی تقاضای کل به سمت راست منتقل میشود و این افزایش سطح تقاضا سبب افزایش قیمتها میشود. در این دیدگاه منحنی عرضه کل بدلیل عدم وجود توهم پولی، عمودی میباشد. لذا سطح اشتغال بعد از افزایش تقاضای کل بدلیل سیاست مالی انبساطی، بدون تغییر باقی میماند(محمدی نوده،1392).
2-4. پیشینه پژوهش
2-4-1. مطالعات داخلی
-محمدی مجد و همکاران(1402) در تحقیقی با عنوان اثر نامتقارن سیاستهاي پولي بر بیکاري در ایران با استفاده از روش NARDL در دروه زمانی سالهای 1384 تا 1401، به این نتیجه دست یافتند که یک درصد تغییر مثبت در رشد نقدینگی می‌تواند منجر به افزایش نرخ بیکاری به اندازه 21/0 درصد شود و یک درصد کاهش در رشد نقدینگی سه دوره پیشتر نیز می‌تواند تا 25/0 درصد منجر به کاهش نرخ بیکاری گردد.
- سجودی کورعباسلو و همکاران(1400) مطالعهای را با عنوان تحلیل واکنش ضربه اثرات تکانه‌های مخارج مصرفی دولت بر متغیرهای کلان اقتصادی در دوره زمانی 1383 تا 1397 و با بهره‌گیری از روش خودرگرسیون برداری تابلویی انجام داده‌اند. نتایج پژوهش نشان داده است که تکانه مخارج مصرفی دولت در کوتاهمدت، میانمدت و بلندمدت تأثیر مثبت بر تولید ناخالص داخلی و اشتغال داشته است و تأثیری منفی بر سرمایهگذاری دارد. به این معنی که افزایش مخارج مصرفی دولت منجر به افزایش تولید ناخالص داخلی و اشتغال میشود اما سبب کاهش سرمایهگذاری در کشورهای نفتی و غیرنفتی میگردد. تجزیه واریانس در این تحقیق نشان داده‌است که در کشورهای نفتی و غیرنفتی، تکانه مخارج مصرفی دولت بیشترین تأثیر را در میانمدت و بلندمدت بر تولید ناخالص داخلی برجای میگذارد.
-حسینی و همکاران(1400) در مطالعهای به بررسی اثرات متقابل بیثباتی سیاستهای پولی و مالی در اقتصاد ایران در دوره دوره زمانی1357 تا1396 با استفاده از روش مارکوف سوئیچینگ پرداخته‌اند. نتایج پژوهش نشان داده است که بیثباتی اندازه دولت در رژیمهای رکود و رونق تأثیر منفی بر بیثباتی نرخ بهره دارد اما تأثیر معناداری بر بیثباتی حجم نقدینگی نداشته‌است. بیثباتی حجم نقدینگی نیز در رژیم دوم، تأثیر مستقیم و معناداری بر بیثباتی نرخ بهره داشته‌است.
-کازرونی و همکاران(1398) به بررسی اثر تكانه‌هاي پولي بر اشتغال تحت رژيم هاي ارزي در ايران در دوره زمانی 1361 تا1395 با استفاده از مدل تعادل عمومي پوياي تصادفي پرداخته‌اند. نتايج حاصل از شبيه‌سازي متغيرهاي مدل، حاكي از آن بوده‌است كه اثر تكانه پولي بر اشتغال تحت رژيم‌هاي ارزي در ايران متفاوت است، به طوريكه اثر يك واحد تكانه پولي بر اشتغال تحت رژيم ارزي بي ثبات موجب كاهش اشتغال ميشود ولي اثر يك واحد تكانه پولي بر اشتغال تحت رژيم باثبات ارزي موجب افزايش اشتغال در كوتاه‌مدت خواهد شد، بنابراين سياستگذاران اقتصادي به هنگام افزايش حجم پول براي تاثيرگذاري بر متغير اشتغال بايد رژيم‌هاي ارزي كشور را نيز مورد توجه قرار دهند.
-نادمی و صداقت(1397) در مطالعهای به بررسی اثر شوکهای قیمتی نفت و تحریم‌های اقتصادی بر رژیمهای بیکاری در ایران با استفاده از رهیافت مارکوف سوئیچینگ برای دوره زمانی 1359 تا1394 پرداخته‌اند. نتایج نشان داده‌است که شوک مثبت قیمت نفت تاثیری منفی بر بیکاری داشته است و موجب کاهش بیکاری میشود و در مقابل شوک منفی قیمت نفت، تاثیری مثبت و افزایشی بر نرخ بیکاری داشته است. همچنین نتایج برآورد مدل بیکاری نشان میدهد که افزایش شدت تحریم‌ها بر بیکاری تاثیری افزایشی داشته‌است.
-احسانی و همکاران(1396) با استفاده از روش تعادل عمومي پوياي تصادفي كينزين‌هاي جديد به بررسی تأثیر سیاست های پولی و مالی بر نوسانات اشتغال با تأکید بر اشتغال بخش خصوصی در دوره زمانی 1376 تا1392 پرداخته‌اند. نتایج تحقیق نشان داد که استخدام دولت بیشترین سهم را در نوسانات اشتغال دارد و تکانه پولی بیشترین نقش را در اشتغال بخش خصوصی ایفا میکند. همچنین تکانه پولی، تکانه درآمد نفتی و استخدام بخش دولتی، بیکاری کل را کاهش میدهد.
-رضاقلیزاده(1394) در مطالعهای با عنوان ارزیابی اثرات سیاستهای مالی دولت از مسیر تغییر در درآمدهای مالیاتی بر اشتغال در ایران با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری برای دوره زمانی 1351 تا1391 پرداخته است. با توجه به برآورد معادلات بلندمدت و معنادار بودن ضرايب بدست آمده، رابطه تعادلی بلندمدت بین افزايش مالیاتها و اشتغال وجود داشته و طی دوره مورد بررسی، افزايش مالیاتها بر ايجاد اشتغال تاثیر منفی دارد.
2-4-2. مطالعات خارجی
-هامانو و زانتی9(2022) برای دوره زمانی 1965 تا1995 با استفاده از مدلVAR برای ایالات متحده آمریکا نشان دادند که شوک سیاست پولی تأثیر مرتبطی بر ورود و خروج شرکت و بهره‌وری کل دارد. هچنین شوک سیاست پولی انقباضی که ورود شرکتهای جدید را کاهش میدهد، شرکتهای فعلی را در برابر رقابت شرکتهای تازه وارد محافظت میکند، بنابراین بهره‌وری کل را کاهش میدهد. بر این اساس، اثر سیاست پولی انقباضی بر اشتغال منفی بوده و منجر به افزایش نرخ بیکاری میشود.
-بویوکباشاران و همکاران10(2020) با استفاده از مدل خودرگرسیون برداری ساختاری بیزی(SVAR) به بررسی تعامل بین سیاستهای پولی و مالی و چگونگی واکنش متغیرهای مختلف اقتصاد کلان در کشور ترکیه در دوره زمانی 2003 تا 2018 پرداخته‌اند که نتایج مطالعه آنها ماهیت شوک‌ها را از نظر تعامل بین سیاستهای پولی و مالی تأیید کرده‌است بهگونهای که شوک مثبت مالیات، منجر به افزایش تولید و شوک منفی مالیات، منجر به کاهش آن گردیده است.
-جِلیلی11 (2019) مطالعهای را تحت عنوان اثرات سیاست مالی بر اقتصاد انگلستان در دوره زمانی 1978 تا 2015 با استفاده از روش خودرگرسیون برداری ساختاری بیزی(SVAR) انجام داد و به این نتیجه دست یافت که افزایش مخارج دولت به‌عنوان یک عامل کلیدی بر اشتغال اثر مثبت دارد. همچنین تأثیر شوک مخارج دولت بر اشتغال و دستمزدها، نه‌تنها براساس بخش صنعت بلکه براساس اندازه شرکت‌ها نیز متفاوت است.
-موکوزوسی و یوماکریشنان12 (2016) تحقیقی با عنوان تأثیر سیاستهای مالی بر اشتغال و تولید در آفریقای جنوبی در دوره زمانی 1994 تا 2008 را با استفاده از روش خودرگرسیون برداری انجام داده‌اند و به این نتیجه رسیدند که افزایش هزینه‌های دولت منجر به افزایش اشتغال و افزایش مالیات‌های خالص باعث افزایش تولید و اشتغال خصوصی شده اما تأثیری بر اشتغال عمومی ندارد.
-موناچلی و همکاران13 (2011) در تحقیقی با عنوان اهمیت بازارهای مالی بر اشتغال در دوره زمانی سال 1999 تا2010 با استفاده از روش خودرگرسیون برداری ساختاری پرداختند. نتایج نشان داد اگر بنگاهها منابع مالی کافی برای استخدام داشته باشند آنگاه انقباض اعتباری می‌تواند منجر به کاهش اشتغال میشود.
در اکثر مطالعات یادشده، بررسی اثرات متفاوت سیاستهای پولی و مالی بر متغیرهای واقعی اقتصاد از طریق روشهای مختلف همچون رگرسیون برداری، رگرسیون برداری ساختاری(SVAR) و الگوی تعادل عمومی تصادفی پویا پرداخته شده و نتایج بدست آمده نیز اثرات متفاوت سیاست پولی و مالی در رژیمهای اقتصادی مختلف را بر متغیرهای تولید ناخالص داخلی و اشتغال را نشان میدهد. از آنجا که روش غیرخطی مارکوف سوئیچینگ، قابليت، توانایی و دقت بيشتری در برآورد مدل نسبت به سایر روشهای رقيب را دارد، لذا انجام آزمونهای تجربی بیشتر با استفاده از روشهای مختلف اقتصادسنجی می‌تواند نتایج متفاوت، کارا و مطمئن‌تری را برای اتخاذ سیاستهای اقتصادی مناسب درپی داشته باشد. در مطالعه حاضر با بهره‌گیری از مطالعات موکوزوسی و یوماکریشنان(2016) و کازرونی(1398)، بررسی اثرات غیرخطی سیاست پولی و مالی بر اشتغال در رژیمهای اقتصادی مختلف رکود و رونق با استفاده از روش غیرخطی مارکوف سوئیچینگ صورت گرفته‌است.
با توجه به اینکه مقامات پولی همواره بر اساس مجموعه گسترده‌ای از اطلاعات اقدام به تصمیم‌گیری در مورد سیاستهای اقتصادی میکنند، در واقع به منظور حصول نتایج مطمئنتر و افزایش کارایی سیاستهای اقتصادی، در نظر گرفتن هر چه بیشتر اطلاعات، یک ضرورت است تا بدین ترتیب بتوان بر اساس نتایج تجربی بدست آمده، سیاستهای اقتصادی مناسبی اتخاذ کرد. اکثر مطالعات داخلی انجام شده در زمینه سیاستهای اقتصادی و آثار آن، بر اساس روشهای خطی همچون مدلهای VAR بوده‌است. در این تحقیق برای بررسی اثرات حجم نقدینگی بر اشتغال از روش غیرخطی مارکوف سوئیچینگ حالت(MSHIA) استفاده شده که تاکنون در مطالعات پیشین استفاده نشده‌است. برای بررسی اثرسیاست مالی(مالیات، مخارج دولت) بر اشتغال نیز از روش غیرخطی مارکوف سوئیچینگ حالت(MSIA) بهره گرفته شده‌است. همچنین بازه زمانی مورد نظر تحقیق در داخل کشور نیز منحصر به فرد است.
3-روش‌‌شناسی پژوهش
مدل غیرخطی مارکوف سوئیچینگ که به مدل تغییر رژیم نیز شناخته ميشود، یکي از مشهورترین مدلهای سری زماني غیر خطي ميباشد. این مدل از چندین معادله برای توضیح رفتار متغیرها در رژیمهای مختلف استفاده ميکند. علت اینکه از واژه تغییر رژیم استفاده ميشود این است که یك متغیر سیاستي ممکن است در دورهای از زمان معین دارای یك رفتار و فرآیند باشد و در دورهای دیگر رفتار دیگری از خودش نشان دهد. لذا چنانچه در بررسي فرآیند متغیر مورد نظر، این موضوع نادیده گرفته شود نتایج تورشداری بدست خواهد آمد(پیشبهار و همکاران، 1394).
3-1. مزیتهای استفاده از روش مارکوف سوئیچینگ نسبت به سایر روشها
از مزايای روش مارکوف سوئيچينگ نسبت به روشهای ديگر، تفکيک درونزايی مشاهدات يک متغير و نيز تفکيک درونزايی روابط بين مشاهدات متغيرها میباشد و از اين حيث، روش مارکوف سوئيچینگ کاملاً متفاوت از مدلهای مبتنی بر شکست ساختاری و متغيرهای مجازی است. در مدلهای مبتنی بر شکست ساختاری، سالهای شکست ساختاری در متغيرهای سری زمانی به صورت برونزا و يا درونزا بدون توجه به احتمالات تعيين میشود، در حالی که در مدل مارکوف سوئيچينگ به منظور تفکيک متغيرهای سری زمانی و يا روابط بين متغيرها به دو يا چند رژيم، از احتمالات استفاده میشود و احتمال انتقال از يک رژيم به رژيم ديگر محاسبه میشود. لیکن در بحث شکست ساختاری چنين مباحثی موضوعيت ندارد و امکان پيشبينی انتقال از يک وضعيت به وضعيت ديگر نامعلوم است. همچنين در مدلهای مبتنی بر شکست ساختاری امکان پيشبينی تغييرات متغيرها وجود ندارد، ليکن در مدل مارکوف، امکان پيشبينی متغيرها از يک رژيم به رژيم ديگر امکان پذیر است. اين روش به علت غيرخطی بودن قابليت تبيين مشخصههای عدم تقارنی رژيمها را دارا بوده و از روشهای 
و 
مناسب‌تر است(حسینیتبار، 1393).
3-2. الگوی خودتوضیح برداری مارکوف سوئیچینگ(MSVSAR)
مدلهای خودتوضیح برداری مارکوف سوئيچینگ (
) دقیقاً مشابه با الگوهای (
) تعریف و طبقهبندی میشوند. به طوری که اگر تصور بر این باشد که سری زماني مورد بررسي 
در طي زمان توأم با تغییرات در رژیم است، در آن صورت فرض ثابت بودن پارامترها در مدل 
موجه نبوده و از مدلهای 
ميتوان به عنوان یك جایگزین مناسب استفاده نمود. ایده اصلي این روش آن است که پارامترهای مدل 
به متغیر رژیم 
بستگي دارند، در عین حال قابل مشاهده نبوده و فقط ميتوان احتمال مربوط به آن را به دست آورد. در این صورت تابع چگالي شرطي سری زماني قابل مشاهده 
به صورت رابطه شماره(1) خواهد بود(فلاحي، 1393).
|
| |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
(2) |
| |||||||
(3) |
| |||||||
(4) |
| |||||||
(5) |
| |||||||
(6) |
| |||||||
(7) |
| |||||||
(8) |
| |||||||
(9) |
(10) | |||||||
|
| |||||||
(11) |
| |||||||
(12) |
| |||||||
متغیر | میانگین | میانه | حداکثر | حداقل | انحراف معیار |
لگاریتم مخارج دولت | 40770/11 | 49998/11 | 88760/15 | 699752/7 | 689584/2 |
لگاریتم مالیات | 668485/9 | 690334/9 | 09714/10 | 128773/9 | 310571/0 |
لگاریتم حجم نقدینگی | 48222/12 | 29724/12 | 69345/17 | 855002/7 | 948236/2 |
لگاریتم اشتغال | 17288/10 | 55533/10 | 99490/14 | 830121/5 | 889173/2 |
منبع:یافته‌های پژوهش
4-1. آزمون ریشه واحد برای بررسی پایایی متغیرهای تحقیق
برای اطمینان از پایایی سریهای زمانی روشهای مختلفی وجود دارد که آزمونهای ریشه واحد مهمترین روش برای بررسی پایایی سری زمانی است. در این مطالعه برای بررسی پایایی متغیرهای مورد نظر تحقیق، از آزمونهای ریشه واحد دیکی- فولر19 تعمیم یافته (
) و فیلیپس پرون20 درحالت بدون عرض از مبدأ استفاده گردید.
جدول 2. نتایج آزمون ریشه واحد فیلیپس‌پرون و دیکی –فولر برای بررسی پایایی متغیرها
متغیرها | آماره فیلیپس پرون در مقادیر سطح | مقدار بحرانی در سطح 5 درصد | آماره فیلیپس پرون در تفاضل اول | مقدار بحرانی در سطح 5 درصد | آماره دیکی فولر در مقادیرسطح | مقدار بحرانی در سطح 5 درصد | آماره دیکی فولر در تفاضل اول | مقدار بحرانی در سطح 5 درصد |
لگاریتم نقدینگی | 040832/2 | 931404/2- | 637296/3- | 933158/2- | 257105/2 | 933158/2- | 570207/3- | 933158/2- |
لگاریتم مخارج کل دولت | 607413/0 | 931404/2- | 186906/5- | 933158/2- | 519121/0 | 938987/2- | 487077/2- | 938987/2- |
لگاریتم مالیات | 752731/1- | 931404/2- | 604266/5- | 933158/2- | 925867/1- | 931404/2- | 388107/2- | 935001/2- |
لگاریتم اشتغال | 921992/0 | 931404/2- | 608584/5- | 933158/2- | 921992/0 | 931404/2- | 620408/5- | 933158/2- |
منبع:یافته‌های پژوهش
جدول شماره 2 مقادیر مربوط به آماره آزمون ریشه واحد دیکی –فولر و فیلیپس پرون برای بررسی پایایی متغیرهای تحقیق را نشان میدهد. متغیرهای لگاریتم تولید ناخالص داخلی، مانده تسهیلات بانکی و لگاریتم حجم نقدینگی در مقادیر سطح پایا نبوده و با یک بار تفاضلگیری پایا شده‌اند.
4-2. آزمون غیرخطی بودن الگوی متغیرها
مدل مارکوف سوئيچينگ درصورتی مدلی مناسب برای برآورد است که الگوی داده‌های مورد بررسی غيرخطی باشد. برای اينکه بتوان از غيرخطی بودن الگوی دادهها اطمينان يافت، از آزمون LR استفاده میشود. مقدار آماره اين آزمون از مقادير حداکثر راستنمايی دو مدل رقيب، يک مدل با يک رژيم(مدل خطی) و مدل ديگر با دو رژيم(مدل غيرخطی) محاسبه میشود و دارای توزيع کای‌دو است. در صورتی که مقدار آماره آزمون از مقادير بحرانی در سطح اطمينان موردنظر بيشتر باشد، میتوان گفت که مدل خطی مدلی مناسب نبوده و بايد از مدل غيرخطی استفاده شود. فرضیه H0 در این آزمون خطی بودن مدل را بیان میکند و چون مقدار احتمال محاسباتی آزمون کمتر از 5درصد بدست آمده، فرضیه صفر رد و بنابراین مدل غیرخطی میباشد.
جدول3. نتایج آزمون غیرخطی بودن متغیرها
ارزش احتمال | درجه آزادی | مقدار آماره |
000/0 | 23 | 20/216 |
منبع:یافته‌های پژوهش
همان طور که نتايج جدول شماره 3 نشان میدهد، چون مقدار احتمال محاسباتی مربوط به آماره آزمون از پنج درصد کمتر است، بنابراين فرضیه H0 آزمون LR مبنی بر خطی بودن مدل رد میشود لذا میتوان نتيجه گرفت که به جای مدلهای خطی بهتر است که از روشهای غيرخطی همچون مارکوف سوئيچينگ برای تخمين مدل استفاده شود.
4-3. تعیین تعداد وقفه بهینه مدل
برای تعيين وقفه بهينه مدل میتوان از معيارهای مناسبی استفاده کرد. در اين تحقيق از معيار اطلاعاتی آکائيک استفاده گردیده که تعداد وقفه بهینه مدل براساس پایین‌ترین میزان این معیار، چهار وقفه تعیین که در جدول شماره 4 آمده است.
جدول4. تعیین تعداد وقفههای بهینه
Lag | LogL | LR | FPE | AIC | SC | HQ |
0 | 22218/32- | - | 001168/0 | 761109/1 | 887775/1 | 806908/1 |
1 | 1053/172 | 7894/367 | 08- e71 /6 | 005264/8- | 498600/7- | 822070/7- |
2 | 4134/191 | 85835/31 | 08- e04/7 | 520668/8- | *634006/7- | *200079/8- |
3 | 8575/195 | 666224/6 | 08- e19/5 | 292876/8- | 026216/7- | 834892/7- |
4 | 8159/211 | *54377/21 | *08- e82/3 | *640793/8- | 994136/6- | 045414/8- |
منبع:یافته‌های پژوهش
4-4. تعیین تعداد رژیم بهینه مدل
تعيين تعداد بهينه رژيم نیز پس از گزینش تعداد وقفههای بهينه، با استفاده از معيار آکائيک تعيين میشود. نتايج شبيه‌سازی‌های مونت کارلو نشان داده است که معيار آکائيک در مقايسه با مقدار تابع راستنمايی شاخص مناسب‌تری برای تعيين تعداد رژيم‌هاست. نتايج بدست آمده از مقادير آماره اطلاعاتی آکائيک نشان میدهد که تعداد رژيم بهینه برای برآورد مدل، دو رژیم است.
4-5. انتخاب مدل بهینه از لحاظ تغيير در پارامترها
مدل مارکوف سوئيچينگ حالت‌های مختلفی دارد که در هريک از اين حالت‌ها جز خاصی از معادله وابسته به رژيم است. پس برای اينکه بتوان بهترين حالت را برگزيد، با مقایسه حالت‌های تخمين زده شده بر مبنای سه ويژگی زير تصميم‌گيری شده است. الف: داشتن بيشترين ضرايب معنادار به‌ويژه برای اجزای وابسته به رژيم. ب: داشتن بيشترين مقدار تابع حداکثرنمايی(کمترین مقدار آماره اطلاعاتی آکائیک). ج: داشتن حداقل واريانس جملات اخلال. بنابراین مدل تحقيق(MSIAH) برای بررسی اثرات سیاست پولی بر اشتغال و مدل (MSIA)برای بررسی اثرات سیاست مالی بر اشتغال، با تعداد دو رژيم و 4 وقفه بهینه بعنوان مدل بهینه تحقیق تعیین شد که نتايج برآورد مدل را در جدول شماره 5 نمايش داده شده است:
4-6.نتایج تخمین مدل مارکوف سوئیچینگ(MSIAH)- بررسی اثر سیاست پولی بر اشتغال
جدول5. نتایج تخمین مدل مارکوف سوئیچینگ(MSIAH)-اشتغال
نماد | نام متغیر | ضریب | آماره t | انحراف معیار | ارزش احتمال |
Constant(0) | عرض مبدا رژیم اول | 110917/0 | 2563/0 | 433/0 | 000/0 |
Constant(1) | عرض مبدا رژیم دوم | 332989/0- | 06834/0 | 87/4- | 000/0 |
DLN_1(0) | وقفه اول لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 06113/1 | 1492/0 | 11/7 | 000/0 |
DLN _1(1) | وقفه اول لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 0878035/0- | 1157/0 | 759/0- | 000/0 |
DLN _2(0) | وقفه دوم لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 516470/0- | 1814/0 | 85/2- | 000/0 |
DLN _2(1) | وقفه دوم لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 451771/0 | 1546/0 | 92/2 | 000/0 |
DLN _3(0) | وقفه سوم لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 152434/0 | 1731/0 | 881/0 | 000/0 |
DLN _3(1) | وقفه سوم لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 390383/0- | 1613/0 | 42/2- | 000/0 |
DLN _4(0) | وقفه چهارم لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 00954484/0 | 1112/0 | 0858/0 | 000/0 |
DLN _4(1) | وقفه چهارم لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 0925824/0- | 08794/0 | 36/3- | 000/0 |
DLM_1(0) | وقفه اول لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم اول | 10989/1 | 4185/0 | 65/2 | 000/0 |
DLM _1(1) | وقفه اول لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم دوم | 179577/1- | 2202/0 | 816/0- | 000/0 |
DLM _2(0) | وقفه دوم لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم اول | 06219/2- | 6720/0 | 07/3- | 000/0 |
DLM _2(1) | وقفه دوم لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم دوم | 63465/2 | 3778/0 | 97/6 | 000/0 |
DLM _3(0) | وقفه سوم لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم اول | 11148/3 | 6750/0 | 61/4 | 000/0 |
DLM _3(1) | وقفه سوم لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم دوم | 41176/2- | 4480/0 | 38/5 | 000/0 |
DLM _4(0) | وقفه چهارم لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم اول | 98479/1- | 4320/0 | 59/4- | 000/0 |
DLM _4(1) | وقفه چهارم لگاریتم حجم نقدینگی-رژیم دوم | 35685/1 | 2514/0 | 40/5 | 000/0 |
منبع: نتایج تحقیق
در جدول شماره5 نتایج تخمین مدل مارکوف سوئیچینگ(MSIAH)- اشتغال نشان داده شده است، بطوریکه تمام ضرايب در سطح نود ونه درصد معنادار می‌باشند. مقدار عرض از مبدأ در رژيم اول برابر با 110917/0 برآورد شده، بنابراين رژيم اول نماينده دوره رونق بوده و مقدار عرض از مبدا رژيم دوم برابر با 332989/0- میباشد که نماینده دوره رکود است. ضريب وقفه اول متغیر لگاریتم حجم نقدینگی در رژیم اول برابر 10989/1 و در رژیم دوم برابر 179577/1-بوده و ضریب وقفه دوم لگاریتم حجم نقدینگی در رژیم اول برابر 06219/2- و در رژیم دوم برابر 63465/2 میباشد. همچنین ضریب وقفه سوم و چهارم متغیر مذکور در رژیم اول بترتیب برابر11148/3 و 98479/1- بوده و در رژیم دوم برابر با 41176/2- و 35685/1 میباشد. نتایج آزمون مربوط به نرمال بودن جملات خطا در جدول شماره 6 بیان شده‌است.
4-6-1-بررسي احتمال انتقال از يک رژيم به رژيم ديگر
جدول6. نتایج ماتریس احتمال انتقالات
مقادیر احتمال انتقالات | ||
| رژیم اول، t | رژیم دوم،t |
رژیم اول، t+1 | 95430/0 | 15483/0 |
رژیم دوم، t+1 | 045703/0 | 84517/0 |
آزمون مربوط به نرمال بودن جملات خطا | ||
آزمون نرمال بودن جملات خطا | 1798/5 | (2693/0) |
منبع: نتایج تحقیق
با توجه به نتایج ماتریس احتمال انتقال میتوان بیان داشت که اگر در وضعیت رونق باشیم با احتمال نود و پنج درصد در همان وضع در سال آتی باقی میمانیم و با احتمال پنج درصد به دوره رکود انتقال مییابیم. اما اگر به وضعیت رکود وارد شده باشیم با احتمال نود هشتاد وپنج درصد در سال بعد در همان وضعیت باقی میمانیم و تنها با احتمال پانزده درصد به دوره رونق باز خواهیم گشت.
4-6-2-بررسي احتمال قرارگرفتن هرسال در رژيم‌هاي مختلف
جدول 7. نتایج احتمال قرار گرفتن هرسال در رژیمها
احتمال قرارگرفتن هرسال در رژیم | ||
رژیم | سال | احتمال |
رژیم اول | 1367، 1372-1375، 1378-1386، 1391-1392، 1394، 1397-1400 | 33/58 درصد |
رژیم دوم | 1365-1366، 1368-1371، 1376-1377، 1387-1390، 1393، 1395-1396 | 67/41 درصد |
منبع: نتایج تحقیق
همانطور که نتايج جدول شماره 7 نشان میدهد در مدل(MSIAH)، رژیم اول که به‌عنوان دوره رونق در نظر گرفته شده مربوط به سالهای(1367، 1372-1375، 1378-1386، 1391-1392، 1394، 1397-1400) میباشد و شامل 33/58 درصد کل سالهای مورد بررسی تحقیق بوده و سالهای(1365-1366، 1368-1371، 1376-1377، 1387-1390، 1393، 1395-1396) به عنوان دوره رکود و شامل 67/41 درصد کل سالهای مورد بررسی تحقیق است.
4-6-3-توابع واکنش آنی برای متغیرهای تحقیق
جدول8. نتایج شوک لگاریتم حجم نقدینگی-اشتغال
دوره | متغیر DLN | متغیر DLM |
1 | 0000/0 | 20570/0 |
2 | 16441/0 | 010282/0 |
3 | 52628/0- | 017052/0 |
4 | 016495/0 | 045690/0- |
5 | 053620/0- | 026744/0 |
6 | 034762/0 | 0047625/0- |
7 | 014053/0- | 014922/0 |
8 | 016847/0 | 012464/0- |
9 | 016119/0- | 0055768/0 |
10 | 0088587/0 | 0048546/0- |
منبع: نتایج تحقیق
جدول شماره 8، وضعیت متغیرهای تحقیق را در ده دوره پس از وقوع شوک(به میزان یک انحراف معیار) به لگاریتم حجم نقدینگی و پاسخ لگاریتم اشتغال را نشان میدهد.
4-7-نتایج تخمین مدل مارکوف سوئیچینگ(MSIA)-بررسی اثر سیاست مالی بر اشتغال
جدول9. نتایج تخمین مدل مارکوف سوئیچینگ(MSIA)-اشتغال
نماد | نام متغیر | ضریب | آماره t | انحراف معیار | ارزش احتمال |
Constant(0) | عرض مبدا رژیم اول | 587654/0 | 1198/0 | 90/4 | 000/0 |
Constant(1) | عرض مبدا رژیم دوم | 217892/0 | 06020/0 | 62/3 | 000/0 |
DLN_1(0) | وقفه اول لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 171016/0- | 1961/0 | 872/0- | 000/0 |
DLN _1(1) | وقفه اول لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 228360/0 | 2313/0 | 987/0 | 000/0 |
DLN _2(0) | وقفه دوم لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 139369/0 | 2083/0 | 669/0 | 000/0 |
DLN _2(1) | وقفه دوم لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 358927/0- | 1737/0 | 07/2- | 000/0 |
DLN_3(0) | وقفه سوم لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 495365/0- | 1808/0 | 74/2- | 000/0 |
DLN_3(1) | وقفه سوم لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 720090/0- | 1819/0 | 96/3- | 000/0 |
DLN_4(0) | وقفه چهارم لگاریتم اشتغال-رژیم اول | 427388/0- | 1409/0 | 03/3- | 000/0 |
DLN_4(1) | وقفه چهارم لگاریتم اشتغال-رژیم دوم | 407280/0- | 1643/0 | 48/2- | 000/0 |
DLG_1(0) | وقفه اول لگاریتم مخارج دولت-رژیم اول | 194022/0- | 1839/0 | 05/1- | 000/0 |
DLG_1(1) | وقفه اول لگاریتم مخارج دولت-رژیم دوم | 100951/0 | 1660/0 | 608/0 | 000/0 |
DLG_2(0) | وقفه دوم لگاریتم مخارج دولت-رژیم اول | 002014/0- | 1297/0 | 015/0 | 000/0 |
DLG_2(1) | وقفه دوم لگاریتم مخارج دولت-رژیم دوم | 275693/0 | 1514/0 | 82/1 | 000/0 |
DLG_3(0) | وقفه سوم لگاریتم مخارج دولت-رژیم اول | 466980/0 | 1330/0 | 51/3 | 000/0 |
DLG_3(1) | وقفه سوم لگاریتم مخارج دولت-رژیم دوم | 957383/0 | 1838/0 | 21/5 | 000/0 |
DLG_4(0) | وقفه چهارم لگاریتم مخارج دولت-رژیم اول | 183636/0 | 1914/0 | 960/0 | 000/0 |
DLG_4(1) | وقفه چهارم لگاریتم مخارج دولت-رژیم دوم | 007456/0 | 2219/0 | 033/0 | 000/0 |
DLT_1(0) | وقفه اول لگاریتم مالیات-رژیم اول | 00875/1- | 973/1 | 511/0- | 000/0 |
DLT_1(1) | وقفه اول لگاریتم مالیات-رژیم دوم | 39201/2- | 9799/0 | 44/2- | 000/0 |
DLT_2(0) | وقفه دوم لگاریتم مالیات-رژیم اول | 08827/6- | 817/1 | 35/3- | 000/0 |
DLT_2(1) | وقفه دوم لگاریتم مالیات-رژیم دوم | 25966/2 | 9572/0 | 36/2 | 000/0 |
DLT_3(0) | وقفه سوم لگاریتم مالیات-رژیم اول | 26392/0- | 996/1 | 132/0- | 000/0 |
DLT_3(1) | وقفه سوم لگاریتم مالیات-رژیم دوم | 35528/0 | 8632/0 | 412/0 | 000/0 |
DLT_4(0) | وقفه چهارم لگاریتم مالیات-رژیم اول | 75110/1 | 230/2 | 785/0 | 000/0 |
DLT_4(1) | وقفه چهارم لگاریتم مالیات-رژیم دوم | 40971/0- | 9096/0 | 450/0- | 000/0 |
منبع: نتایج تحقیق
بر اساس نتايج جدول شماره 9، تمام ضرايب در سطح نود ونه درصد معنادار می‌باشند. مقدار عرض از مبدا در رژيم اول برابر با 587654/0 برآورد شده، بنابراين رژيم اول نماينده دوره رونق بوده و مقدار عرض از مبدا رژيم دوم برابر با 217892/0 میباشد که نماینده دوره رکود است. ضريب وقفه اول متغیر لگاریتم مخارج کل دولت در رژیم اول برابر 194022/0- و در رژیم دوم برابر 100951/0 بوده و ضریب وقفه دوم لگاریتم مخارج کل دولت در رژیم اول برابر 002014/0- و در رژیم دوم برابر 275693/0 میباشد. همچنین ضریب وقفه سوم و چهارم متغیر مذکور در رژیم اول بترتیب برابر466980/0 و 183636/0 بوده و در رژیم دوم برابر با 957383/0 و 007456/0 میباشد. همچنین ضريب وقفه اول متغیر لگاریتم مالیات در رژیم اول برابر 00875/1- و در رژیم دوم برابر 39201/2- بوده و ضریب وقفه دوم لگاریتم مالیات در رژیم اول برابر 08827/6- و در رژیم دوم برابر 25966/2 میباشد. ضریب وقفه سوم و چهارم متغیر لگاریتم مالیات در رژیم اول بترتیب برابر 26392/0- و 75110/1 بوده و در رژیم دوم برابر با 35528/0 و 40971/0- میباشد.
4-7-1-بررسي احتمال انتقال از يک رژيم به رژيم ديگر
جدول 10. نتایج ماتریس احتمال انتقالات
مقادیر احتمال انتقالات | ||
| رژیم اول، t | رژیم دوم،t |
رژیم اول، t+1 | 93616/0 | 046836/0 |
رژیم دوم، t+1 | 063844/0 | 95316/0 |
منبع: نتایج تحقیق
با توجه به نتایج ماتریس احتمال انتقال میتوان بیان داشت که اگر در وضعیت رونق باشیم با احتمال نود وچهار درصد در همان وضع در سال آتی باقی میمانیم و با احتمال شش درصد به دوره رکود انتقال مییابیم. اما اگر به وضعیت رکود وارد شده باشیم با احتمال نود و پنج درصد در سال بعد در همان وضعیت باقی میمانیم و تنها با احتمال پنج درصد به دوره رونق باز خواهیم گشت.
4-7-2-بررسي احتمال قرارگرفتن هرسال در رژيم‌هاي مختلف
جدول 11. نتایج احتمال قرار گرفتن هرسال در رژیمها
احتمال قرارگرفتن هرسال در رژیم | ||
رژیم | سال | احتمال |
رژیم اول | 1385-1369 | 59/43 درصد |
رژیم دوم | 1368-1362 1400-1386 | 41/56 درصد |
منبع: نتایج تحقیق
همانطور که نتايج جدول شماره 11 نشان میدهد در مدل(MSIA)، رژیم اول که به‌عنوان دوره رونق در نظر گرفته شده مربوط به سالهای(1385-1369) میباشد و شامل 59/43 درصد کل سالهای مورد بررسی تحقیق بوده و سالهای(1368-1362 و 1386-1400) به عنوان دوره رکود و شامل 41/56 درصد کل سالهای مورد بررسی تحقیق است.
4-7-3-توابع واکنش آنی برای متغیرهای تحقیق
همانطور که نتايج جدول شماره 10 نشان میدهد که سالهای 1369 تا 1385 بعنوان دوره رونق(رژیم اول) در نظر گرفته شده و سالهای 1362 تا 1368 و 1386 تا 1400 بعنوان دوره رکود(رژیم دوم) میباشد.
جدول12. نتایج شوک متغیرهای لگاریتم مخارج دولت-اشتغال
دوره | متغیر DLN | متغیر DLG |
1 | 00000/0 | 28717/0 |
2 | 51882/0- | 27590/0- |
3 | 13290/0 | 48016/0 |
4 | 48950/0- | 25197/0- |
5 | 036811/0- | 21718/0- |
6 | 61866/0 | 1183/1 |
7 | 5251/1- | 3031/2- |
8 | 5899/2 | 1035/3 |
9 | 6806/2- | 7697/2- |
10 | 4028/1 | 016649/0 |
منبع: نتایج تحقیق
جدول شماره 12، وضعیت متغیر تحقیق(اشتغال) را در ده دوره پس از وقوع شوک (به میزان یک انحراف معیار) به لگاریتم مالیات را نشان میدهد.
جدول13. نتایج شوک متغیرهای لگاریتم مالیات-اشتغال
دوره | متغیر DLN | متغیر DLT |
1 | 00000/0 | 10829/0 |
2 | 0095259/0- | 0024590/0- |
3 | 012579/0 | 0022488/0- |
4 | 071727/0 | 00040642/0- |
5 | 015947/0 | 0040678/0- |
6 | 0015841/0- | 00020554/0 |
7 | 0011217/0- | 00016973/0 |
8 | 0027559/0- | 6448/2 |
9 | 00051527/0- | 00015021/0 |
10 | 00013615/0 | 1625/1- |
منبع: نتایج تحقیق
جدول شماره 13، وضعیت متغیر تحقیق(اشتغال) در ده دوره پس از وقوع شوک(به میزان یک انحراف معیار) به لگاریتم مخارج کل دولت را نشان میدهد.
5. نتیجه‌گیری و پیشنهادات
در این مقاله به بررسی اثرات سیاست پولی و مالی بر متغیر اشتغال با بهره‌گیری از مدل غیرخطی مارکوف سوئیچینگ و استفاده از روش حداکثر درستنمایی به برآورد ضرایب مدل پرداخته شد. در گام اول با استفاده از آزمون ديکی فولر تعميم‌يافته و فیلیپس پرون به بررسی ايستايی متغيرهايی مورد استفاده پرداخته شد. پس از آن برای بررسی غيرخطی بودن الگوی دادهها از آزمون LR استفاده کرديم و از آنجايی که مقدار آماره آزمون از مقدار بحرانی آن بيشتر بود، غیرخطی بودن الگوی دادهها مورد تأیید قرار گرفت. برای استفاده از الگوی مارکوف سوئيچينگ، وقفههای بهينه و تعداد بهينه رژيم را با استفاده از آماره آکائيک به دست آورده که تعداد چهار وقفه بهينه و دو رژیم بهینه برای مدل در نظر گرفته شد. نتایج تخمین مدل مارکوف سوئیچینگ حالت(MSIAH) نشان داد که تمام ضرايب در سطح نود ونه درصد معنادار می‌باشند. مقدار عرض از مبدأ در رژيم اول برابر با 110917/0 برآورد شده، بنابراين رژيم اول نماينده دوره رونق بوده و مقدار عرض از مبدا رژيم دوم برابر با 332989/0- میباشد که نماینده دوره رکود است. ضريب وقفه اول متغیر لگاریتم حجم نقدینگی در رژیم اول برابر 10989/1 و در رژیم دوم برابر 179577/1-بوده و ضریب وقفه دوم لگاریتم حجم نقدینگی در رژیم اول برابر 06219/2- و در رژیم دوم برابر 63465/2 میباشد. همچنین ضریب وقفه سوم و چهارم متغیر مذکور در رژیم اول بترتیب برابر11148/3 و 98479/1- بوده و در رژیم دوم برابر با 41176/2- و 35685/1 میباشد. همچنین نتایج نشان از تأثیر متفاوت متغیر حجم نقدینگی بر لگاریتم اشتغال در رژیمهای رونق و رکود اقتصادی دارد. که نمایانگر نوسانات کمتر در رژیم دوم است. نتایج ماتریس احتمال انتقال نیز نشان دهنده این است که اگر در وضعیت رونق باشیم با احتمال نود و پنج درصد در همان وضع در سال آتی باقی میمانیم و با احتمال پنج درصد به دوره رکود انتقال مییابیم. اما اگر به وضعیت رکود وارد شده باشیم با احتمال نود هشتاد وپنج درصد در سال بعد در همان وضعیت باقی میمانیم و تنها با احتمال پانزده درصد به دوره رونق باز خواهیم گشت.
نتایج خروجی آزمون مدل مارکوف سوئیچینگ حالت(MSIA) برای متغیر اشتغال نیز نشان داد که متغیرها در سطح نود ونه درصد معنادار می‌باشند. مقدار عرض از مبدا در رژيم اول برابر با 587654/0 برآورد شده، بنابراين رژيم اول نماينده دوره رونق بوده و مقدار عرض از مبدا رژيم دوم برابر با 217892/0 میباشد که بعنوان نماینده دوره رکود در نظر گرفته شد. وقفه اول متغیر لگاریتم مخارج دولت در رژیم اول تأثیر مثبت و در رژیم دوم تأثیر منفی بر لگاریتم اشتغال داشته و سایر وقفههای متغیر لگاریتم مخارج دولت در رژیمهای اول و دوم دارای تأثیرات متفاوت مثبت و منفی بر لگاریتم اشتغال میباشد که نشان از تأثیر متفاوت لگاریتم مخارج دولت بر لگاریتم اشتغال در رژیم های مختلف رونق و رکود دارد. همچنین وقفه اول متغیر لگاریتم مالیات در رژیم اول تأثیر منفی و در رژیم دوم تأثیر مثبت بر لگاریتم اشتغال داشته و سایر وقفههای متغیر لگاریتم مالیات نیز در رژیمهای اول و دوم دارای تأثیرات متفاوت مثبت و منفی بر لگاریتم اشتغال است که نشان از تأثیر متفاوت مالیات بر اشتغال در رژیمهای مختلف رونق و رکود دارد.
نتایج ماتریس احتمال انتقال نیز نشان دهنده این است که اگر در وضعیت رونق باشیم با احتمال نود وپنج درصد در همان وضع در سال آتی باقی میمانیم و با احتمال پنج درصد به دوره رکود انتقال مییابیم. اما اگر به وضعیت رکود وارد شده باشیم با احتمال نود وچهار درصد در سال بعد در همان وضعیت باقی میمانیم و تنها با احتمال شش درصد به دوره رونق باز خواهیم گشت.
براساس یافته‌های پژوهش میتوان نتیجه گرفت که اثر سیاست پولی و مالی بر اشتغال در دوره‌های رونق و رکود اقتصادی متفاوت است که نتایج پژوهش حاضر، با نتایج مطالعه محمدی مجد وهمکاران(1402)، سجودی وهمکاران(1400)، احسانی وهمکاران(1396)، رضاقلیزاده(1394)، موکوزوسی و یوماکریشنان(2016)، جِلیلی(2019)، هامانو و زانتی(2022) همخوانی دارد. براساس نتایج حاصل از مقاله حاضر، در این بخش سعی شده‌است تا به بیان پیشنهاداتی پرداخته شود.
الف: با توجه به نتایج حاصله از این تحقیق، سیاستگذاران پولی کشور باید دقت کنند که پول به‌عنوان یک ابزار تحریک کننده تولید در بلندمدت اقتصاد ایران توانایی نداشته و در کوتاهمدت نیز ابزاری است که در صورت استفاده بایستی هردو جنبه مثبت و منفی آن را در شرایط رکود و رونق اقتصادی در نظر گرفت.
ب: براساس خروجی مدلهای موردنظر تحقیق و بنا به تأثیر متفاوت سیاستهای پولی و مالی(منفی، مثبت) بر اشتغال در رژیمهای مختلف رونق و رکود، پیشنهاد میگردد متولیان سیاستگذاری اقتصادی در کشور، قبل از اعمال سیاستهای مالی، به تبعات و اثرات اجرای سیاستهای موصوف در شرایط رکود و رونق اقتصادی بمنظور پیشبرد اهداف مورد نظر توجه جدی داشته‌باشند.
ج: باتوجه به دقیق‌تر بودن و تطابق بیشتر نتایج الگوی‌های غیرخطی با شرایط مختلف اقتصادی جامعه، پیشنهاد میگردد سیاستگذاران اقتصادی کشور، استفاده از نتایج الگوهای غیرخطی را در پیش‌بینی‌ها، سیاستگذاری‌ها و برنامه‌ریزی‌های اقتصادی خود مدنظر قرار دهند تا بتوانند با ابزارهای سیاستی مناسب، اقتصاد را در تحقق اهداف کلان سیاستهای اقتصادی حمایت نمایند.
د: باتوجه به اثرات بیشتر مخارج دولت بر متغیر اشتغال در دوران رونق اقتصادی، لذا برنامهریزی و سیاستگذاری متناسب اقتصادی در دوره‌های رونق و رکود توسط مسئولین مربوطه مورد پیشنهاد است.
منابع و مأخذ
منابع فارسی
· احسانی، م.؛ کشاورز، ه و کشاورز، م.(1396). تأثیر سیاست های پولی و مالی بر نوسانات اشتغال با تأکید بر اشتغال بخش خصوصی. فصلنامه پژوهشهای رشد وتوسعه اقتصادی، سال هفتم ،شماره26، صفحات:125-144.
· پیشبهار، ا.؛ فردوسی، ر. و اسداله پور، ف.(1394). بررسی انتقال قیمت در بازار گوشت مرغ بکارگیری الگوی خودتوضیح برداری مارکوف سوئیچینگ. مجله اقتصادکشاورزی، جلد 9، شماره 2، صفحات 55-72.
· حسینی، ا.؛ نادمی، ی.، آسایش، ح. و سجادی‌فر، س.(1400). اثرات متقابل بیثباتی سیاستهای پولی و مالی در اقتصاد ایران رهیافت مارکوف سوئیچینگ، فصلنامه مطالعات اقتصادي كاربردي ايران، سال دهم، 37: 199-169.
· حسینیتبار، ز.(1393). بررسی و مقایسه اثرات نامتقارن شوکهای ارزی و پولی بر ارزش افزوده زیربخش‌های صنعت. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، دانشکده مدیریت واقتصاد، دانشگاه کرمان.
· رسولی فیروزآبادی، س. (1401). اثر شوکهای مخارج دولت در طي چرخههای مالي در اقتصاد ایرا ن. رساله دکتری رشته علوم اقتصادی، دانشکده تحصیلات تکمیلی، دانشگاه سیستان و بلوچستان.
· رضاقلیزاده، م. (1394). ارزیابی اثرات سیاستهای مالی دولت از مسیر تغییر در درآمدهای مالیاتی بر اشتغال در ایران، پژوهشنامه اقتصاد و کسب و کار، سال پنجم، 9: 50-39.
· سجودی کورعباسلو، ا.؛ دایی کریم‌زاده، س. و شریفی رنانی، ح.( 1400). تحلیل واکنش ضربه اثرات تکانه‌های مخارج مصرفی دولت بر متغیرهای کلان اقتصادی(مطالعه موردی کشورهای درحال توسعه نفتی و غیر نفتی)، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادي، 97: 311-283.
· سعیدپور، ل.؛ حیدری، ح. و فعالجو، ح.(1396). تاثیر تکانه های پولی و مالی بر متغیرهای کلان اقتصادی ایران در رژیمهای نوسانی مختلف. فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، سال هفتم، شماره 25، صفخات: 55-85.
· علینژاد، م. (1393). تاثیر مخارج دولت بر تورم با استفاده از مدل چرخشی مارکوف. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اقتصادی، دانشکده اقتصاد و مدیریت، دانشگاه ارومیه.
· فلاحي، ف. (1393). علیت مارکوف-سوئیچینگ و رابطه تولید و پول در ایران. فصلنامه علمی پژوهشی مطالعات اقتصاد کاربردی ایران سال سوم، شماره11، صفحات: 107-128.
· قرباننژاد م، فرازمند ح، پورجوان،ع. (1392). تعیین قواعد سیاست پولی و مالی بهینه در اقتصاد ایران، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادي، دوره بیست ویکم، 67: 88-69.
· کازرونی، ع.؛ محمدزاده، پ، حقیقت، ج و تیموری لله لو، س.(1398). اثر تكانه هاي پولي بر اشتغال تحت رژيم هاي ارزي در ايران: رويكرد DSGE. فصلنامه اقتصاد و تجارت نوين پژوهشگاه علوم انساني و مطالعات فرهنگي، سال چهاردهم ،شماره 2، صفحات:77-104.
· محمدی مجد، س.؛ مهرآرا، م، برخورداری، س، تاجی، ز و هاشم نژاد، ا.(1402). اثر نامتقارن سیاستهاي پولي بر بیکاري در ایران. فصلنامه علمي اقتصاد و بانکداري اسلامي، شماره چهل و چهارم، صفحات: 7-29.
· مهدیلو، ع.؛ فلاحی، ف و اصغرپور، ح.(1397). برآورد غیرخطی نقش کانال‌های انتقال سیاست پولی در اقتصاد ایران: رویکرد MS-VAR. فصلنامه پژوهشهای پولی و بانکی، سال یازدهم ،شماره37، صفحات:319-354.
· محمدی نوده، ع.(1392). بررسی نقش سیاستهای پولی و مالی در جهت کنترل بیکاری و ایجاد اشتغال. پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد مدیریت و حسابداری، دانشگاه پیام نور مرکز کرج: 106 صفحه.
· نادمی، ی و صداقت کالمرزی، ه(1397). بررسی اثر شوکهای قیمتی نفت و تحریم‌های اقتصادی بر رژیمهای بیکاری در ایران با استفاده از رهیافت مارکوف سوئیچینگ، پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران، سال هفتم، شماره26، صفحات:131-156.
· هاشمی دیزج، ع(1388). کتاب سیاستهای پولی و مالی، انتشارات جهاد دانشگاهی، چاپ دوم، 278 صفحه.
منابع لاتین
· Büyükbasaran, T., Cebi, C., Yilmaz, E. (2020). Interaction of monetary and fiscal policies in Turkey, Central Bank Review, Volume 20, Pages 193-203.
· Evans, O., Adeniji, SO., Nwaogwugwu, I., Kelikume, I., Dakare, O., Oke, O. (2018). The relative effect of monetary and fiscal policy on economic development in Africa: a GMM approach to the St. Louis equation. Business and Economic Quarterly, No 2, Pages 3–23.
· Gogas, P., Pragidis, I.,& Tabak, B.(2018). Asymmetric Effects of Monetary Policy in the United States and Brazil., Journal of Economic Asymmetrics, Volume 21.
· Hamano, M., Zanetti, F. (2022). Monetary policy, firm heterogeneity, and product variety. European Economic Review, 144, 1-17.
· Hamilton, J. D. (1989), A new approach to the economic analysis of nonstationary time series and the business cycle, Econometrica: Journal of the Econometric Society, 2(57): 357-384.
· Jelili, LA. (2019). Essays on the Effects of Fiscal Policy: Impact of Government Spending in the UK, Submitted in accordance with the requirements for the degree of Doctor of Philosophy, The University of Leeds.
· Krolzig,H.M. (1997).Markov-Switching Vector Autoregressions, Modelling, Statistical Inference, and Application to Business Cycle Analysis. Springer, Berlin.
· Mthokozisi, M., uZmakrishnan, K. (2016). Fiscal policy, employment, and output in South Africa: An open economy analysis, Journal of Economic & Financial Studies, Volume 4, Pages 11-23.
· Monacelli, T., Quadrini, V., Trigari A. (2011). Financial Markets and Unemployment . NBER Working Papers.
Different Effects of Monetary and Fiscal Policies on Employment in Iran
(Nonlinear Markov Switching Model)
Kamal Olfati Cheghagolani21, Gholam Ali Haji22*, Seyyed Abbas Najafizadeh23
Abstract:
The purpose of this study is to investigate the different effects of monetary and financial policies on the variable of employment in different periods of recession and economic prosperity. By using the non-linear Markov switching model, which has a great ability to apply structural changes and the possibility of transition and prediction from one regime to another, the research variables were examined during the years 1978 to 2021. Based on the pattern of optimal model selection, two models (MSAIH) and (MSAI) with the number of four breaks and two optimal regimes among the different states of the Markov switching model were considered as optimal models to investigate the effects of monetary policy and financial policy on the employment variable. The results of the Markov Switching State Model (MSAIH) test showed that the sum of the coefficients of the logarithm of the volume of liquidity in the period of boom and recession has a positive effect on the logarithm of employment. Also, the estimation results of the Markov switching state model (MSAI) show that the logarithm of government expenditures and the logarithm of taxes have different effects (positive and negative) on the logarithm of employment in different regimes of recession and prosperity. The results of the transition probability matrix also showed that if the economy is in a booming state, there is a 95% probability that it will remain in the same state next year and a 5% probability that it will transition to a recession. However, if the economy enters a recession, there is an 85% probability that it will remain in the same state next year and a 15% probability that it will return to a booming state.
Keywords: monetary policy, fiscal policy, employment, Markov switching Method.
[1] دانشجوی دکتري گروه اقتصاد، واحد اراک، دانشگاه آزاد اسلامی، اراك، ایران. پست الکترونیکی: olfatikamaal@yahoo.com
[2] دانشیار گروه اقتصاد، واحد اراک، دانشگاه آزاد اسلامی، اراك، ایران.*(عهده‌دار مکاتبات). پست الکترونیکی: Gh.haji@iau.ac.ir
[3] استادیار گروه اقتصاد، واحد اراک، دانشگاه آزاد اسلامی، اراك، ایران. پست الکترونیکی: abbnaj@yahoo.com
[4] Markov Switching
[5] Gogas et al.
[6] Evans et al.
[7] Mthokozisi & uZmakrishnan
[8] Milton Friedman
[9] Hamano & Zanetti
[10] Büyükbasaran et al.
[11] Jelili
[12] Mthokozisi & Umakrishnan
[13] Monacheli et al
[14] Hamilton
[15] Krolzig
[16] Maximum Likelihood (ML)
[17] Expectation Maximization (EM)
[18] Gibbs Sampling Approach
[19] Dickeey- Fuller
[20] Phillips- Perron
[21] PhD, Department of Economics, Arak Branch, Islamic Azad University, Arak, Iran. Email: olfatikamaal@yahoo.com
[22] Assistant Professor, Department of Economics, Arak Branch, Islamic Azad University, Arak, Iran.(Corresponding author)*. Email: Gh.haji@iau.ac.ir
[23] Assistant Professor, Department of Economics, Arak Branch, Islamic Azad University, Arak, Iran. Email: abbnaj@yahoo.com
Related articles
-
-
The impact of importing food products on economic instability and the related jurisprudence
Print Date : 2023-02-20
The rights to this website are owned by the Raimag Press Management System.
Copyright © 2021-2025