پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران

شماره جاری

بر اساس شماره‌های نشریه

بر اساس نویسندگان

بر اساس موضوعات

نمایه نویسندگان

نمایه کلیدواژه ها

درباره نشریه

اهداف و چشم انداز

اصول اخلاقی انتشار مقاله

بانک ها و نمایه نامه ها

پیوندهای مفید

پرسش‌های متداول

فرایند پذیرش مقالات

اطلاعات آماری نشریه

اخبار و اعلانات

داوران 1398

داوران 1399

داوران 1400

شوک‌های قیمتی پیش‌بینی نشده نفت و رشد اقتصادی در ایران: کاربردی از مدل‌های چرخشی مارکف

نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار اقتصاد دانشگاه بوعلی سینا همدان

2 دانشجوی دکتری علوم اقتصادی دانشگاه تربیت مدرس

چکیده

شوک­های قیمتی نفت زمانی اقتصاد را تحت تأثیر قرار می­دهند که شوکی مشابه به آن در نزدیک­ترین دوره­ زمانی اخیر رخ نداده باشد و همچنین تغییرات ساختاری منجر به تحول رابطه­ بین شوک­های قیمتی نفت و اقتصاد کشور شده باشد. بر این اساس در مطالعه حاضر تأثیر شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت بر رشد اقتصادی کشور طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 با استفاده از مدل­های چرخشی مارکف بررسی شده است. یافته­های تحقیق نشان داد شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده مثبت در مقایسه با شوک­های منفی هم اندازه با تأثیر کمتر ولی با دوره­ دوام بیشتر، قادر به بهبود وضعیت رشد اقتصادی هستند اما چندان نمی­توانند وضعیت بالای رشد اقتصادی کشور را تضمین کنند و در نهایت این شوک­ها بتوانند اقتصاد را در وضعیت رشد اقتصادی متوسط به تعادل
می­رسانند. شوک­های منفی نیز قادر نیستند اقتصاد کشور را در وضعیت رشد اقتصادی پایین نگه دارند اما می­توانند مانع از دستیابی اقتصاد کشور به وضعیت رشد اقتصادی بالا شوند.

کلیدواژه‌ها

عنوان مقاله [English]

Unforeseen Oil Price Shocks and Economic Growth in Iran: an Application of Markov Switching Regression

نویسندگان [English]

  • Nader Mehregan 1
  • Nader Mehregan 2

1

2

چکیده [English]

The Economy Affected by Oil Price Shocks when that’s Similar Shocks Didn’t occurred in nearest recent period. In other hands, the relationship between oil price shocks and the Iran economy changed by economic structural changes.  For these reasons, present study has been investigate the effects of unforeseen oil price shocks on economic growth during the period 1367.1 -1389.4 using Markov switching model.  The Results show that the impact of positive unforeseen oil price shocks on economic growth are lesser and more durable than negative shocks. Also they unable to ensure the high economic growth but they lead to the state of middle economic growth. In return, although negative shocks are not able to keep the economy in a state of low economic growth, but they can be prevented the economy to achieve a status of high economic growth.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Price of OPEC Basket Crude Oil
  • Oil Price Shocks
  • Economic Growth
  • Asymmetry
  • Regime Transition
  • Markov Switching Regression
اصل مقاله

شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت و رشد اقتصادی در ایران: کاربردی از مدل­های چرخشی مارکف

 

نادر مهرگان[1]، یونس سلمانی[2]

 

تاریخ دریافت: 03/02/1393                                                                                    تاریخ پذیرش: 13/11/1393

 

چکیده

شوک­های قیمتی نفت زمانی اقتصاد را تحت تأثیر قرار می­دهند که شوکی مشابه به آن در نزدیک­ترین دوره­ زمانی اخیر رخ نداده باشد و همچنین تغییرات ساختاری منجر به تحول رابطه­ بین شوک­های قیمتی نفت و اقتصاد کشور شده باشد. بر این اساس در مطالعه حاضر تأثیر شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت بر رشد اقتصادی کشور طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 با استفاده از مدل­های چرخشی مارکف بررسی شده است. یافته­های تحقیق نشان داد شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده مثبت در مقایسه با شوک­های منفی هم اندازه با تأثیر کمتر ولی با دوره­ دوام بیشتر، قادر به بهبود وضعیت رشد اقتصادی هستند اما چندان نمی­توانند وضعیت بالای رشد اقتصادی کشور را تضمین کنند و در نهایت این شوک­ها بتوانند اقتصاد را در وضعیت رشد اقتصادی متوسط به تعادل
می­رسانند. شوک­های منفی نیز قادر نیستند اقتصاد کشور را در وضعیت رشد اقتصادی پایین نگه دارند اما می­توانند مانع از دستیابی اقتصاد کشور به وضعیت رشد اقتصادی بالا شوند.

 

طبقه­بندیJEL: Q43، Q41، C22، E32

واژه­های کلیدی: قیمت سبد نفت خام اوپک، شوک­های نفتی، رشد اقتصادی، عدم تقارن، انتقال رژیم، رگرسیون چرخشی مارکف

 1- مقدمه

درآمدهای نفتی به‌عنوان منبع اصلی تأمین ارز برای نیازهای مصرفی و سرمایه­ای بخش خصوصی و دولتی، محور اصلی اقتصاد ایران را تشکیل می­دهد. در کنار این مسئله، برخورداری از منابع غنی انرژی و مخازن بزرگ نفتی سبب شده­ کشور ایران از مصادیق الگوی رشد با فشار بر منابع طبیعی[3] محسوب شود (آرمن و زارع، 1388: 68). درآمدهای نفتی بر اساس میزان صادرات نفت و قیمت جهانی آن تعیین­ می­شود. مقدار صادرات حداقل در کوتاه­ و میان­مدت به دلیل محدودیت­های سرمایه­ای، تکنولوژیکی و همچنین سهمیه­ تعیین شده از طرف OPEC[4] مقداری ثابت بوده و در مقابل قیمت نفت و تغییرات ناگهانی آن تحت تأثیر تصمیمات و بحران­های طبیعی و غیرطبیعی است. در نتیجه درآمدهای نفتی عمدتاً همراه با قیمت نفت نوسان می­کنند و به دنبال آن اقتصاد کشور در معرض بی­ثباتی قرار می­گیرد.

اگر سیاست­گذاران اقتصادی بتوانند پیش­بینی دقیق­تری از تغییرات و تحولات قیمتی نفت داشته­ باشند، قادر خواهند بود آثار نامطلوب نوسانات درآمدهای نفتی را به حداقل رسانند. اما از آنجا که اکثر شوک­های قیمتی نفت ماهیت تصادفی دارند، امکان پیش­بینی آنها چندان میسر نیست مگر اینکه پیش­تر شوکی مشابه در نزدیک­ترین دورهی زمانی رخ داده باشد و عاملین و سیاست­گذارن اقتصادی نسبت به رخداد شوک­های شدیدتر هوشیار شده باشند. بر این اساس همیلتون[5] (1996) بیان می­کند که برای اطلاع از تأثیر شوک­های قیمتی نفت بر سطح کلی فعالیت­های اقتصادی، باید قیمت جاری نفت با قیمت یک سال قبل آن (4 فصل گذشته) مقایسه شود؛ اگر اختلاف بین سطح قیمت جاری و بیشینه (کمینه) قیمت در چهار فصل گذشته بیشتر (کمتر) از صفر باشد، افزایش (کاهش) خالص قیمت نفت[6] با همان شوک مثبت (منفی) قیمتی نفت رخ داده است. در واقع همیلتون شوکی را بر اقتصاد تأثیرگذار می­داند که طی نزدیکترین دوره­ زمانی (چهار فصل گذشته) تجربه نشده باشد، چراکه در این صورت شوک­ها پیش­بینی نشده هستند. بر اساس همین تعریف، این مطالعه قصد دارد تأثیر شوک­های پیش­بینی نشده قیمتی نفت بر رشد اقتصادی ایران را طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 بررسی کند. با درک نحوه­ تأثیرگذاری این شوک­ها بر اقتصاد کشور می­توان با تدوین سیاست­های مناسب اثرات نامطلوب اقتصادی شوک­ها را حداقل کرد.

در تأثیرگذاری شوک­های قیمتی نفت بر اقتصاد کشور باید توجه داشت که در
دهه­های گذشته اقتصاد ایران شاهد بحران­ها و تصمیمات اقتصادی و سیاسی مختلفی بوده است، این شرایط به عنوان یک شکست ساختاری بالقوه می­توانند باعث تغییرات رژیمی در ارتباط بین متغیرهای اقتصادی ایران و بازارهای جهانی نفت شوند. مدل­های رگرسیون چرخشی مارکف[7] از معدود مدل­هایی هستند که قابلیت شناسایی رژیم­ها و اعمال تغییر در نحوه ارتباط بین متغیرها را در رژیم­های متفاوت دارند (مهرگان و همکاران، 1391، 4).

در ادامه در بخش دوم و سوم به ترتیب مبانی نظری تحقیق و مطالعات انجام شده در خارج و داخل کشور مرور می­شوند. در بخش چهارم، مدل­های چرخشی مارکف معرفی می­شوند. بخش پنجم به تصریح شوک­ها و بحث داده­ها و تبیین الگو اختصاص یافته است. در بخش ششم به برآورد الگو و تحلیل نتایج پرداخته شده و در پایان، نتیجه­گیری و پیشنهادات سیاستی ارائه شده است.

 

2- مبانی نظری

اقتصاد متعارف بیان می­کند افزایش ذخیره­ی دارایی­های یک کشور باعث می­شود آن کشور از توان رشد بلندمدت بالاتری برخوردار باشد. اما بر خلاف این ادعا، تعداد قابل توجهی از شواهد تجربی نشان می­دهد منابع طبیعی نه تنها عامل رشد نبوده، بلکه سبب کاهش آن نیز شده است. این موضوع به صورت یک معما در مقابل نظریات اقتصاددانان کلاسیک که معتقد بودند منابع از طریق انباشت سرمایه فرصتی برای رشد و توسعه فراهم می­کند، قرار گرفته است و باعث خلق مفهوم «نفرین یا بلای منابع[8]» شده است (مهرآرا و کیخا، 1387، 56). بدبینی در مورد توسعه­ اقتصادی بر پایه­ درآمدهای منابع طبیعی مربوط به نوسانات قیمت این منابع است (علمی و جهادی[9]، 2011، 628) به طوریکه با افزایش قیمت منابع طبیعی، رانت قابل توجهی از محل صادرات این منابع برای دولت­های مربوطه ایجاد می­شود.

رانت­جویی گسترده می­تواند موجب ایجاد فساد در دولت و البته در کسب و کار مردم و نیز موجب انحراف در تخصیص منابع شود که این امر سبب کاهش کارآیی اقتصادی و همچنین افزایش نابرابری­های اجتماعی می­شود. مشاهدات تجربی و تئوری اقتصادی نشان می­دهد که حمایت­های وارداتی مانند تعرفه و دیگر حمایت­های مرسوم، امتیازهای تبعیض­آور و فساد (که همگی از ویژگی­های برجسته اکثر کشورهای دارای منابع طبیعی محسوب می­شوند)، همه گرایش به تخریب رشد و کاهش کارآیی اقتصادی دارند (مائورو[10]، 1995، 690). ساچ و وارنر[11] (1997) و گیلفاسون[12] (2001) بیان می­کنند که دولت­های برخوردار از رانت از سیاست­های مبتنی بر تجارت آزاد استفاده نمی­کنند و این عامل مهمی در کندی رشد آنهاست. پیامدهای منفی رفتارهای رانت­جویانه در اقتصاد، اختلال در تخصیص بهینه­ منابع، افت بهره­وری و اختلال در میان فعالیت­های مولد از عوامل مهم رشد اقتصادی پایین هستند. لونی[13] (1990) بیان می­کند که اصلاحات ساختاری در سیاست­های دولت می­توانند مانع از اثرات نامطلوب صادرات منابع طبیعی ( نفت) شوند. وی این امر را در مورد رشد اقتصادی بخش­های مختلف اقتصاد عربستان نشان می­دهد. رودریگوئز و ساچ[14] (1999) معتقدند افزایش درآمدهای حاصل از صادرات منابع طبیعی باعث می­شود اقتصاد از سطح وضعیت پایدار[15] آن جهش کند، اما از آنجا که افزایش درآمدهای حاصل از صادرات منابع طبیعی دائمی نیستند، اقتصاد به سطح وضعیت پایدار اولیه افول می­کند و در نتیجه رشد اقتصادی منفی می­شود.

پالترویچ و همکاران[16] (2010) اعتقاد دارند، حتی در صورت کنترل قیمت منابع طبیعی این کشورها رشد اقتصادی کندی خواهند داشت، چراکه افزایش قیمت منابع طبیعی منجر به افزایش ارزش پول ملی، افزایش در قیمت نسبی کالاهای غیر قابل مبادله (تجارت) و افزایش دستمزدها می­شود و این عوامل به نوبه­ خود منجر به کاهش رقابت­پذیری و به تبع آن افزایش واردات می­شود (علمی و جهادی، 2011، 628). افزایش در قیمت نسبی کالاهای غیرقابل مبادله، منابع اقتصادی به سمت این کالاها و مخارج را نیز به سمت کالاهای قابل مبادله (که دارای قیمت کمتری هستند) سوق می­دهد. با فرض اشتغال کامل، افزایش دستمزدها در بخش کالاهای غیرقابل مبادله، دستمزدها را در بخش کالاهای قابل مبادله افزایش می­دهد. این امر منبع و ریشه­ کاهش رقابت­پذیری و بروز رکود در این بخش اقتصادی در کشورهای صادرکننده منابع طبیعی است. اگر پیامدهای خارجی مثبتی از سوی انباشت سرمایه­ انسانی در بخش قابل تجارت وجود داشته باشد و نه در بخش منابع، آنگاه این افزایش در قیمت منابع ممکن است در بلندمدت تأثیر منفی بر رشد اقتصادی داشته باشد (کاردون و نیری[17]، 1982؛ کروگمن[18]، 1987؛ پالتویچ و همکاران، 2010).

درآمدهای نفتی یکی از مهم­ترین منابع بودجه در کشورهای صادرکننده­ نفت همچون ایران محسوب می­شود، بنابراین مهم­ترین کانال انتقال شوک­های قیمتی نفت به اقتصاد این کشورها بودجه دولت است. از سوی دیگر، دولت در اقتصاد این کشورها، سهم قابل توجهی را به خود اختصاص داده است (جهادی و علمی، 2001، 628) از این رو شوک­های قیمتی نفت از طریق مخارج دولت به طور بالقوه قادر خواهند بود رشد اقتصادی این قبیل کشورها را تغییر داده و آن را از یک وضعیت به وضعیت دیگر انتقال دهند.

 

3- پیشینه پژوهش                         

بررسی­های تجربی زیادی در مورد رابطه بین قیمت نفت و فعالیت­های اقتصادی صورت گرفته است که در ادامه به مهم­ترین این مطالعات اشاره می­شود.

همیلتون (1983) درصد رشد قیمت­های اسمی نفت را به‌عنوان شوک­های نفتی در نظر گرفته و با استفاده از آن نشان داد که تغییر در قیمت نفت، علت تغییر در تولید ناخالص داخلی و بیکاری است و افزایش قیمت نفت باعث کاهش شدید تولید ناخالص داخلی در آمریکا می­شود. وی سپس اثر قیمت­های نفت را در یک مدل VAR[19] بررسی کرد و در نهایت به این نتیجه رسید که قیمت نفت بیشترین نقش را در بروز رکود اقتصادی داشته است. مورک[20] (1989) بیان می­کند اگر تحلیل همیلتون در مورد افت قیمتی سال 1986 لحاظ شود، قیمت نفت قادر به توضیح متغیر‌های کلان اقتصادی نخواهد بود. بر این اساس وی با تفکیک شوک­های قیمتی مثبت (رشد افزایشی قیمت) و منفی (رشد کاهشی قیمت) نشان می­دهد که افزایش قیمت نفت نتایج مطالعه همیلتون را به دنبال دارد، اما کاهش قیمت نفت در مقایسه با افزایش آن اثر کمتری بر تولید دارد. لی و همکاران[21] (1995) بر مقیاس نوسانات قیمت نفت در شدت تأثیرگذاری شوک­های قیمتی نفت بر اقتصاد تأکید کردند. آنها بر این اساس تصریح جدیدی از شوک­های منفی و مثبت نفت را بر اساس قیمت­های واقعی نفت به‌صورت نرمالیزه شده[22] با استفاده از مدل ناهمسان واریانس شرطی[23] ارائه کردند سپس با استفاده از یک مدل VAR و تصریح­های جدید، تأثیر نامتقارن
شوک­های نفتی را بر فعالیت­های اقتصادی نشان دادند. در سال 1996، همیلتون در پاسخ به هوکر[24] (1996) که نشان داده بود پس از اولین شوک نفتی (1973) قیمت­های نفت، علت گرنجری متغیرهای بیکاری، تولید ناخالص داخلی واقعی و اشتغال نیست، در مقاله خود بیان کرد برای اطلاع از تأثیر شوک­های قیمتی نفت بر سطح کلی فعالیت­های اقتصادی (مصرف، سرمایه­گذاری و ...) باید قیمت جاری نفت با قیمت یک سال قبل آن (4 فصل گذشته) مقایسه شود. بر این اساس، همیلتون شاخص افزایش خالص قیمت نفت[25] را به‌ صورت اختلاف بین سطح قیمت جاری (به ‌صورت اسمی) و بیشینه قیمت در چهار فصل (یک سال)گذشته تحت عنوان شوک مثبت تعریف می­کند. وی با استفاده از یک مدل VAR ارتباط بین شوک­های مثبت نفتی و فعالیت­های اقتصادی را نشان داد. با ایجاد شاخص افزایش خالص قیمت نفت، رایموند و ریچ[26] (1997) با بهره­گیری از این شاخص و مدل­ چرخشی دو رژیمی مارکف، نشان دادند که شوک­های نفتی حالت روند رشد پایین را توضیح می­دهند، اما تأثیر زیادی در رکود اقتصاد آمریکا ندارند. همیلتون (2003) در مطالعه جدید خود نشان داد عامل اصلی تورم در تجارت جهانی، شوک­های مثبت نفتی است و افزایش قیمتی که بعد از یک دوره ثبات قیمت نفت رخ می­دهد نسبت به افزایشی که بعد از یک دوره کاهش قیمت نفت صورت می­پذیرد، اثر بزرگ­تری بر اقتصاد دارد.جیمنز و سانچز[27] (2005) نشان دادند در همه کشورهای منتخب  [28]OECDتغییرات قیمت نفت به طور مستقیم، تولید ناخالص داخلی را تحت تأثیر قرار نمی­دهند بلکه به صورت غیرمستقیم و از طریق سایر متغیرهای اقتصادی (نرخ ارز مؤثر، قیمت نفت، دستمزد، تورم، نرخ بهره­ کوتاه و بلندمدت) تولید ناخالص داخلی را متأثر می­کند. کلنی و مانرا[29] (2009) با استفاده از مدل­های چرخشی مارکف نشان دادند که بحث عدم تقارن تأثیر شوک­های نفتی در مورد رشد اقتصادی تمامی کشورهای G7 صادق است اما به دلیل بهبود کارایی انرژی، همراه با رویکرد سیستماتیک خوبی که حاکمیت پولی و مالی این کشورها در مواجهه با عرضه اضافی و شوک­های تقاضا در پیش گرفته­اند به مرور زمان از نقش شوک­های نفتی در توضیح بحران­های اقتصادی این کشورها کاسته شده است. فرزانگان و مارکوات[30] (2009) با استفاده از مدل VAR نشان دادند شوک­های قیمت نفت در ایران به شدت تورم، تولید بخش صنعت و مخارج دولتی را به‌ صورت نامتقارن تحت تأثیر قرار می­دهند. آن دو بیان کردند نشانه­های بیماری هلندی را در اقتصاد ایران می­توان به وضوح در ارتباط بین نرخ ارز موثر و شوک­های قیمتی نفت مشاهده کرد. پرسمن و روبیز[31] (2011) در مطالعه خود نشان دادند شوک نفتی که اثر منفی بر اقتصاد کشورهای واردکننده دارد بر اقتصاد کشورهای صادرکننده بی­معنی است. وایمی و فاوو[32]  (2011) با استفاده از تصریح نرمالیزه شده شوک­ها و همچنین علیت گرنجر و مدل VAR نشان داد که شوک­های مثبت قیمتی نفت علیت تولید، مخارج دولت، تورم و نرخ واقعی ازر در نیجریه نیست، اما شوک­های منفی قیمتی نفت به صورت معنی­داری تولید و نرخ واقعی ارز را تحت تأثیر قرار می­دهند. رحمان و سرلیتز[33] (2012) با استفاده از مدل­های VARMA [34]، GARCH [35] و BEKK [36] نشان دادند که فرآیند شرطی واریانس-کوواریانس[37] بین رشد تولید و تغییرات واقعی قیمت نفت به‌صورت غیر قطری و نامتقارن معنی­دار است همچنین افزایش نااطمینانی قیمت نفت باعث رشد پایین فعالیت­های اقتصادی در کانادا می­شود. چن و هسو[38] (2012) با استفاده از داده­های پانل مربوط به 84 کشور جهان نشان دادند نوسانات قیمت نفت باعث کاهش تجارت بین­الملل می­شود.

مهرآرا و نیکی اسکوئی (1385) با استفاده از روش محدودیت­های بلندمدت بلانچارد و کواه[39] با شناسایی تکانه‌های ساختاری نشان دادند که درجه­ی برونزایی قیمت نفت در عربستان و کویت نسبت به ایران و اندونزی پایین­تر بوده و تکانه­های نفتی مهم­ترین عامل نوسانات تولید ناخالص داخلی در ایران و عربستان است. در حالی که به دلیل ساز و کارهای صحیح اقتصادی دو کشور کویت و اندونزی، «واردات» عامل اصلی نوسانات تولید در این دو کشور است. همچنین اثر شوک مثبت قیمت نفت بر واردات، تولید ناخالص داخلی و شاخص قیمت­ها در همه کشورها مثبت بوده است. طیب­نیا و قاسمی (1385) به این نتیجه رسیدند که تکانه­های نفتی، 25 درصد نوسانات تولید را توجیه
می­کنند و دوره‌های رونق و رکود در ایران با زمان‌هایی که قیمت نفت در مقایسه با دوره‌های قبل و بعد از خود حداکثر بوده، متقارن است. مطالعه ابریشمی و همکاران (1387) حاکی از آن است که شوک کاهش قیمت نفت تأثیر معنی­داری بر تولید OECD و کشورهای عضوندارد، اما شوک مثبت قیمت نفت بر تولید مؤثر است. یافته دیگر مطالعه آنان این است که شوک‌های نفتی و پولی مهم­ترین منبع بی­ثباتی رشد تولید محسوب
می­شوند. دلاوری و همکاران (1387) با استفاده از روش همگرایی نامتقارن نشان دادند که اثر منفی کاهش قیمت نفت بزرگ­تر از اثر مثبت افزایش قیمت نفت است.

مطالعات صمدی و همکاران (1388) بیانگر آن است که اگر شوکی به قیمت نفت درجهت افزایش وارد شود تمام متغیرهای تولیدات بخش صنعت، شاخص قیمت
مصرف­کننده، واردات و نرخ ارز نسبت به شوک وارده واکنش نشان می­دهد. ابراهیمی و قنبری (1388) به منظور کاهش زیان‌های ناشی از نوسانات قیمت نفت بر اقتصاد کشور قراردادهای آتی را پیشنهاد کردند. جهادی و علمی (1390) با استفاده از فیلتر HP [40] تکانه­های نفت را شناسایی کرده و سپس با استفاده از الگوی VAR به این نتیجه می­رسند که امارات و ایران بیشترین وابستگی را به نفت دارند در حالی که اندونزی و اکوادر کمترین وابستگی را دارا هستند. مهرگان و همکاران (1391) با ارتقای شاخص شوک­های نرمالیزه شده به وسیله مدل EGARCH [41] و مدل چرخشی مارکف سه رژیمی، نشان دادند نامتقارنی تأثیرگذاری شوک­های قیمتی نفت در گروه کشورهای OECD [42] و میزان تأثیرپذیری از شوک­های قیمتی نفت در گروه کشورهایOPEC بیشتر است. همچنین در این مطالعه بیان کردند اگر شوک­های قیمتی نفت بعد از دوره ثبات قیمتی در بازار رخ دهند، اقتصاد هر دو گروه از کشورها را بیشتر تحت تأثیر قرار خواهند داد.

صرفنظر از شیوه­ تصریح­ شوک­ها، مطالعات تجربی نشان­ می­دهند اولاً؛ شوک­های قیمتی مثبت (منفی) نفت تأثیر مثبت (منفی) بر اقتصاد کشورهای صادرکننده و تأثیر منفی (مثبت ) بر اقتصاد کشور وارد کننده دارند. دوماً؛ این تأثیر به صورت نامتقارن است. سوماً؛ شوک­های قیمتی نفت عاملی مهم در نوسان متغیرهای کلان اقتصادی محسوب می­شود.

تفاوت مطالعه­ حاضر با مطالعات داخلی در «تأکید بر شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده و تغییرات رژیمی» است. بر اساس این تأکید، انتظار بر این است بتوان مکانیزم تأثیرگذاری شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت بر رشد اقتصادی کشور و شیوه­ انتقال آن از یک وضعیت به وضیعت­های دیگر را به صورت دقیق­تر بررسی کرد. موضوعی که در مطالعات داخلی تا به حال مورد توجه واقع نشده است.

 

4- مدل­های چرخشی مارکف

مدل­­های چرخش مارکف الگوی رفتاری، دگرگونی (تغییر وضعیت) در طی زمان­ را برای داده­ها به صورت درون­زا مدل­سازی می­کنند. در این مدل­ها بر خلاف مدل­های سنتی (مدل­هایی که برای نشان­ دادن تغییرات ساختاری از متغیرهای مجازی[43] استفاده می­کنند) امکان وجود یک تغییر دائمی یا چندین تغییر موقت وجود داشته و این تغییرات می­توانند به دفعات و برای مدت­کوتاهی اتفاق بیفتند. در عین حال در این مدل به صورت درونزا
زمان­های دقیق تغییرات و شکست­های ساختاری تعیین می­شوند (فلاحی و هاشمی، 1389، 140). تفاوت واریانس­ها نیز می­تواند به عنوان یکی از ویژگی­های این مدل­ها لحاظ شود. همچنین این مدل­ها فروضکمتریرابرتوزیعمتغیرهایمدلتحمیلمی­کندوقادربهبرآورد همزمان تغییرات متغیرهای مستقل و وابسته، مشروط به درونزا بودن وضعیت اقتصاد کشور در هر مقطعی از زمان است (ابونوری و عرفانی، 1387، 161-162). در حالت کلی برای بررسی ارتباط بین دو متغیر بر اساس مدل­های چرخشی مارکف می­توان یک حالت تعمیمی به صورت رابطه (1) تعریف کرد (مهرگان و همکاران، 1391، 4):

(1)

 

 

 تمامی عناصر سمت راست رابطه (1) تابعی از متغیر رژیم یا وضعیت ( ) است.  یک متغیر تصادفی گسسته و غیرقابل مشاهده است که در طول زمان بر اثر تغییرات نهادی و ساختاری تغییر می­کند و می­تواند K حالت به خود بگیرید. در رابطه (2) هر یک از اجزا رژیمی می­توانند به صورت غیررژیمی نیز ظاهر شوند که در این صورت با چندین مدل چرخشی متفاوت مواجه خواهیم بود.

در مدل­های چرخشی مارکف، متغیر  قابل مشاهده نیست بنابراین نمی­توان دقیقاً مشخص کرد در زمان t دقیقاً در کدام رژیم یا وضعیت قرار داریم اما می­توان گفت احتمال اینکه در رژیم  باشیم، چقدر است. تعیین وضعیت  به وسیله توابع احتمال انتقالی یک فرآیند محدود (متناهی)  وضعیتی مارکف با گسستگی زمانی صورت می­گیرد به این مفهوم که بر اساس زنجیره  وضعیتی مارکف، متغیر گسسته  تابعی از مقادیر گذشته خودش است که برای سادگی، فرض می­شود زنجیره مارکف از نوع مرتبه اول است. با پیگیری این زنجیره، فرآیند ایجاد داده[44] (DGP­( در مورد متغیر رژیم تکمیل می­شود (رابطه (2)).

 

(2)

 

 

 

با کنار هم قرار دادن این احتمالات در یک ماتریس K*K، ماتریس احتمال انتقالات (P) به دست می­آید که هر عنصر آن ( ) احتمال انتقال از وضعیت i به وضعیت j  را نشان
می­دهد (رابطه (3)).

 

(3)

 

 

روش مرسوم برای برآورد پارامترهای تصادفی در مدل­های چرخشی مارکف حداکثر کردن تابع لگاریتم درستنمایی ( ) احتمال مشترک بین وقوع  و تمام ها نسبت به پارامترهای تصادفی است (مینگ کوان[45]، 2002، 8-13).

 

5- الگوی تحقیق

5-1- تصریح شوک­های قیمتی

با توجه به اینکه در اقتصاد ایران حاکمیت اقتصادی در اختیار دولت قرار داشته و برنامه بودجه هم معمولاً بر اساس پیش­بینی دولت از قیمت جهانی نفت تنظیم می­شود و اساس اینگونه پیش­بینی­ها عمدتاً تغییرات قیمتی نفت در یک سال گذشته آن است بنابراین
-همان­طور که قبلاً ذکر شد- استفاده از تصریح افزایش خالص قیمت نفت[46] (NOPI) ارائه شده توسط همیلتون (1996) با هدف این مطالعه سازگارتر است، چراکه صرفاً تغییراتی را شوک فرض می­کند که در یک سال (چهار فصل) گذشته آن تجربه نشده­اند. به‌عبارت دیگر، اگر تصمیمات اقتصادی بر اساس پیش­بینی­های صورت گرفته طبق تغییرات قیمتی یک سال (چهار فصل) گذشته اتخاذ شود در صورت افزایش قیمت نفت به مقداری بیشتر از حداکثر قیمت­ها در چهار فصل گذشته (وقوع شوک پیش­بینی نشده)، بیشتر این تصمیمات در فرآیند اجرا، دچار تعدیلات اساسی خواهند شد (رابطه (4)).

(4)  

 

 

بر اساس مطالعات تجربی در کشور­های صادرکننده نفت همچون ایران که وابستگی شدید به نفت دارند، برخلاف کشورهای واردکننده، شوک­های کاهشی نفت بر اقتصاد به شدت اثر می­گذارند بنابراین می­توان با الهام از کار همیلتون، شاخص کاهش خالص قیمت نفت (NOPD) را به‌صورت رابطه (5) تعریف کرد:

(5)

 

 

با توجه به توضیحات فوق در این مطالعه، شاخص­های کاهش و افزایش خالص قیمت نفت به ترتیب به­عنوان شوک­های پیش­بینی نشده منفی و مثبت قیمتی نفت در نظر گرفته شدند.

 

5-2- داده­ها و تبیین الگو

در این پژوهش از داده­های فصلی تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 1376 و
قیمت­های اسمی سبد نفتی اپک طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 برای محاسبه رشد اقتصادی و شوک­های قیمتی نفت استفاده شده است. نرخ رشد اقتصادی در این مطالعه به‌صورت رابطه (6) محاسبه شده است:

(6)

 

 

به پیروی از مطالعات تجربی مدلی که برای بررسی تأثیر انواع شوک­ها بر تولید در نظر گرفته شده به‌صورت رابطه (7) است:

 

(7)

 

 

که در آن؛  ،  و  به ترتیب نشان­دهنده متغیر وضعیت، متغیر مستقل (که به‌عنوان شوک­های منفی و مثبت نظر گرفته می­شود) و درصد رشد اقتصادی است.

با توجه به اینکه داده­های مورد استفاده در این مطالعه فصلی است، برای آزمون ایستایی متغیرها از آزمون­ ریشه واحد فصلی هجی[47] (HEGY) استفاده شده است. حالت کلی معادله رگرسیونی این آزمون به صورت رابطه (8) است:

(8)

 

 

که در آن؛ ،  ، ،  (در این روابط L عملگر وقفه است)، t روند زمانی و  متغیر مجازی برای تفکیک فصول است (به عنوان مثال، مقدار  در فصل اول برابر یک و برای بقیه فصول برابر صفر است). اگر در رابطه برآوردی فوق  باشد، سری   دارای ریشه واحد غیرمتناوب[48] ، اگر باشد سری  دارای ریشه واحد در تناوب نیم سالانه[49]، اگر  باشد سری  دارای ریشه واحد در تناوب سالانه[50] (ریشه واحد مجازی[51]) و اگر   باشد سری  دارای ریشه واحد فصلی[52] است. با توجه به اینکه برای نامانایی یکسری زمانی، وجود یک نوع ریشه واحد اعم از متناوب و غیر منتاوب کافی است از این رو می­توان به جای 5 فرض یادشده 3 فرض کلی زیر را در نظر گرفت:

 1- فرض کلی وجود ریشه واحد سالانه

2- فرض کلی وجود ریشه واحد فصلی  

3- فرض کلی وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب

 

جدول (1)- نتایج آزمون ریشه واحد فصلی HEGY

متغیر

آزمون

F محاسباتی

F بحرانی

نتیجه

NOPI

  

1426/29

4700/6

عدم وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب
 

3575/32

9900/5

عدم وجود ریشه واحد فصلی
 

4305/30

6000/6

عدم وجود ریشه واحد سالانه

NOPD

  

7601/26

4700/6

عدم وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب
 

1306/29

9900/5

عدم وجود ریشه واحد فصلی
 

7498/23

6000/6

عدم وجود ریشه واحد سالانه

Ry

  

2316/24

4700/6

عدم وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب
 

5407/25

9900/5

عدم وجود ریشه واحد فصلی
 

5335/24

6000/6

عدم وجود ریشه واحد سالانه

ملاحظات: آزمون ریشه واحد HEGY در حالت با عرض از مبدأ، متغیر مجازی فصلی و با متغیر روند در سطح معنی داری 5 درصد صورت گرفته است.

مأخذ: یافته­های تحقیق

 

اگر هر سه فرض یادشده رد شوند، سری زمانی مورد نظر ( ) فاقد هرگونه ریشه­ واحد اعم از متناوب و غیر متناوب خواهد بود. البته اگر هر یک از این فروض پذیرفته شود، باز به راحتی می­توان به نوع ریشه واحد سری زمانی پی برد. برای آزمون فروض فوق از آماره F استفاده می­شود ولی آماره F محاسباتی بجای مقادیر بحرانی جدول توزیع F معمولی با مقادیر بحرانی جدول آماره F آزمون HEGY که توسط گیسلز و همکاران[53] (1994) ارائه شده است، مقایسه می­گردد. بر اساس نتایج آزمون HEGY در جدول (3)، متغیرهای مورد استفاده در این تحقیق فاقد هر گونه ریشه واحد متناوب و غیرمتناوب هستند.

 

6- برآورد الگو و تحلیل نتایج

در مدل­های چرخشی مارکف مهم­ترین کار، تعیین تعداد بهینه رژیم­هاست. برای تعیین تعداد بهینه رژیم­ها در مدل چرخشی مارکف، با توجه به وجود پارامترهای مزاحم[54](احتمال انتقالات) در فرضیه­ صفر، آزمون LR دارای توزیع استاندارد نخواهد بود که این امر سبب می­شود تا نتوان از این آزمون برای تعیین رژیم بهینه استفاده کرد (کرولزیگ[55]، 1997: 144). برای حل این مشکل برخی از محققان مثل هانسن[56] (1992،1996) و گارسیا[57] (1998) نحوه­ تعیین نوع آزمون LR برای تعیین تعداد بهینه رژیم­ را در موارد خاصی از مدل چرخشی مارکف ارائه کرده­اند، اما این روش­ها قابلیت استفاده برای تمام موارد را ندارند (فلاحی وهاشمی دیزج، 1389: 147) چراکه این آزمون نیازمند محاسبات بوده و تنها به صورت محدود در مورد توزیع مجانبی آزمون استاندارد LR ارائه شده­ است و برای سیستم­های برداری نیز غیرعملی هستند. همچنین این آزمون­ها در عمل گرایش به کمتر از اندازه محاسبه شدن داشته و از قدرت کم برخوردار هستند (کرولزینگ، 2001، 357). علاوه بر آزمون LR، می­توان از معیارهای اطلاعاتی همچون AIC نیز برای تعیین تعداد رژیم­ها استفاده کرد. مطالعه­ ساراداکیس و اسپاگنولو[58] (2003) در این زمینه نشان می­دهد در مواردی که تعداد مشاهدات مورد بررسی و تغییرات در پارامترها به اندازه­ کافی بزرگ است، استفاده از معیار آکائیک تعداد درست رژیم را تعیین می­کند. با این وجود در بیش­تر مطالعات تجربی تعداد رژیم بر اساس شناخت محقق از متغیرها تعیین می­شود (برقی اسگویی و شهباززاده خیاوی، 1393، 80). به طور خلاصه در عمل علاوه بر آزمون LR هانسن (1992،1996) و گارسیا (1998)،‌ تعداد وقفه­ رژیم­ها بر اساس معیار AIC و قضاوت محققان بر اساس آزمون­های تشخیص و نمودارها مشخص می­شود (فلاحی[59]، 2011، 4167). همچنین در مدل چرخشی مارکف برای انتخاب نوع مدل از معیار AIC  و بررسی عدم وجود خود همبستگی و ناهمسانی واریانس یه ترتیب از آزمون پورتمن[60] و ARCH استفاده می­شود (مهرگان و همکاران، 1391، 12). در این مطالعه، برای برآورد مدل چرخشی مارکف ابتدا تابع حداکثر درستنمایی بر اساس توزیع نرمال شکل گرفته و سپس از الگوریتم­ عددی BFGS [61] برای حداکثرسازی تابع لگاریتم درستنمایی (logL) نسبت به پارامترهای تابع استفاده شده است.بر اساس مطالب گفته شده، نتایج کلیه آزمون­ها و برآوردهای مربوط به شوک­های منفی و مثبت پیش­بینی نشده در جدول (2) آورده شده است.

در جدول (2) بر اساس نتایج آزمون LR (گارسیا، 1998) در بررسی تأثیر شوک­های قیمتی نفتی بر رشد اقتصادی، مدل­های چرخشی مارکف بر مدل­های خطی برتری داشته و مدل سه رژیمی بر مدل دو رژیمی ترجیح دارد. نتایج آزمون پورتمن نشان می­دهد انتخاب وقفه­ها بر اساس حداقل مقدار معیار AIC درست صورت گرفته است. در مجموع برآیند این آزمون­ها؛ انتخاب مدل MSI(3)-ARX(5,7) برای شوک­های مثبت ( ) و مدل MSIH(3)-ARX(4,9) برای شوک­­های منفی ( ) بود.

در جدول (2)، تفاوت مقادیر متغیر وضعیت (عرض از مبدأ) در رژیم­های مختلف نشان می­دهد رشد اقتصادی در برخورد با شوک­های ­پیش­بینی نشده در یک سال قبل آن از سه الگوی رفتاری متفاوت پیروی ­می­کند. در هر دو مدل برآورد شده بر اساس مقادیر عرض از مبدأ در رژیم­های مختلف می­توان گفت رژیم صفر، یک و دو به ترتیب نشان­دهنده­ رشد اقتصادی پایین، متوسط و بالا هستند. همچنین براساس مجموع ضرایب شوک­ها (  )؛ شوک­های مثبت قیمت نفت، تأثیر مثبت و شوک­های منفی تأثیر منفی بر رشد اقتصادی دارند. علاوه بر این، تأثیر شوک­های منفی بیشتر از شوک­های مثبت است به طوری که مجموع ضرایب مربوط به شوک­های مثبت در معادله مربوط به  و شوک­های منفی در معادله مربوط به  به ترتیب برابر با 0028/0 و 0033/0- است، این نشان می­دهد شوک­های خالص هم اندازه منفی و مثبت قیمت نفت اثرات نامتقارنی بر رشد اقتصادی کشور دارند.

جدول (2)- نتایج آزمون­ها و برآورد مدل­ها

متغیر مستقل

شوک­های مثبت

شوک­های منفی ( )

مدل

MSI(3)-ARX(5,7)

MSIH(3)-ARX(4,9)

Log-likelihood

8698/164

2993/281-

معیار AIC

4667/3-

3891/3-

آزمون ها

آماره

سطح معنی داری

آماره

سطح معنی داری

خطی بودن ( LR)

803/25

0000/0*

650/28

0014/0*

آزمون دو رژیمی در مقابل سه­رژیمی

403/28

0000/0*

935/34

0000/0*

خودهمبستگی پورتمن

8125/9

1994/0

9854/10

1143/0

ناهمسانی واریانس ARCH

1264/0

7234/0

2553/0

6154/0

متغیرها

ضرایب

آماره t

ضرایب

آماره t

عرض از مبدأ

رژیم 0

1182/0-

7/12-*

0296/0-

80/3-*

رژیم 1

0018/0

206/0

0209/0

75/4*

رژیم 2

0572/0

05/6*

0596/0

05/8*

انحراف معیار

رژیم 0

0171/0

47/6*

0309/0

87/3*

رژیم 1

0058/0

77/3*

رژیم 2

0596/0

89/4*
 

7272/0-

18/7-*

2279/0-

51/3-*
 

3916/0-

01/4-*

4007/0-

95/9-*
 

3821/0-

38/4-*

2727/0-

05/4-*
 

5476/0

016/6*

5980/0

9/11*
 

3165/0

66/3*

 

 
 

0011/0-

09/2-**

0010/0-

30/3-*
 

0017/0-

60/3-*

0009/0-

442/0-
 

0005/0-

964/0-

0001/0-

119/0-
 

0048/0

5/10*

0019/0

23/8*
 

0014/0

71/2*

0034/0-

51/4-*
 

0004/0-

758/0-

0014/0

39/5*
 

0003/0

635/0

0010/0-

62/4-*
 

 

 

0009/0

50/8*
 

 

 

0010/0-

41/3-*
 

0028/0

 

0033/0-

 

ملاحظات: * و ** به ترتیب نشان­دهنده­ی سطح معنی­داری در احتمال 1%، 5 % را نشان ­می­دهند.

ماخذ: یافته­های تحقیق

یکی از خروجی­های مهم مدل­های چرخشی مارکف، احتمال انتقالات بین رژیمی و ویژگی­های رژیمی (دوام و احتمالات انباشته) است که اطلاعات مفیدی را در بررسی ارتباط بین متغیرها حاصل می­کنند. احتمال انتقالات و ویژگی­های رژیمی مربوط به
مدل­های براورد شده در تحقیق در جدول (3) آورده شده است.

 

جدول (3)- نتایج احتمال انتقالات و ویژگی­های رژیمی مربوط به مدل­های برآورد شده

متغیر مستقل

شوک­های مثبت

شوک­های منفی ( )

مدل

MSI(3)-ARX(5,7)

MSIH(3)-ARX(4,9)

احتمال انتقالات

زمان t

زمان t

رژیم 0

رژیم 1

رژیم 2

رژیم 0

رژیم 1

رژیم 2

زمان

t +1

رژیم 0

2470/0

0591/0

0000/0

1114/0

3499/0

7469/0

رژیم 1

4351/0

6574/0

5665/0

4557/0

3904/0

1995/0

رژیم 2

3179/0

2835/0

4335/0

4329/0

2597/0

0535/0

ویژگی رژیمی

متوسط دوام

33/1

89/2

69/1

12/1

70/1

05/1

احتمال تجمعی

0482/0

6265/0

3253/0

3494/0

4096/0

2410/0

ماخذ: یافته­های تحقیق

 

نمودارهای (1) و (2) نشان­دهنده احتمال وقوع رژیم­های مختلف رشد اقتصادی طی زمان بر اثر وقوع شوک­های مثبت و منفی قیمتی نفت هستند.

 

نمودار (1) سری احتمال وقوع رژیم­های مختلف رشد اقتصادی بر اثر وقوع شوک­های مثبت قیمتی نفت

نمودار (2) سری احتمال وقوع رژیم­های مختلف رشد اقتصادی بر اثر وقوع شوک­های منفی قیمتی نفت

 

احتمال انتقالات نشان­ می­دهند در صورتی که در زمان t در رژیم i قرار بگیریم، احتمال اینکه در زمان 1t+ در رژیم j قرار بگیریم، چقدر است. همچنین احتمالات تجمعی نشان می­دهند هر رژیم چند درصد از دوره زمانی مورد مطالعه را شامل می­شود. به عبارت دیگر، احتمالات تجمعی، احتمال حادث شدن هر یک از رژیم­ها را در دوره جاری، قطع نظر از اینکه در دوره گذشته در رژیم صفر یا یک و یا دو باشیم را نشان می­دهد. دوره دوام نیز نشان­دهنده­ متوسط دوره­ای است که طول می­کشد تا از رژیمی به رژیم دیگر تغییر وضعیت دهیم (همان، 13).

بر اساس ماتریس انتقال احتمالات مربوط به معادله X=NOPI در جدول (3)، اگر اقتصاد کشور در زمان t در شرایط رشد اقتصادی پایین قرار گیرد با وقوع یک شوک خالص مثبت قیمتی نفت به احتمال 2470/0در زمان 1t+ در همان وضعیت قرار گیرد و به احتمال 4351/0 در رشد اقتصادی متوسط و به احتمال 3179/0 در وضعیت رشد اقتصادی بالا قرار خواهد گرفت. همچنین اگر اقتصاد در زمان t در رشد اقتصادی متوسط قرار گیرد با ایجاد یک شوک مثبت قیمتی نفت به احتمال 6574/0 در زمان  1t+ در همان وضعیت باقی می­ماند و به احتمال 2835/0 به وضعیت رشد اقتصادی بالا و تحت تأثیر سایر عوامل نامساعد به احتمال 0591/0 به وضعیت رشد اقتصادی پایین چرخش می­کند. نهایتاً اینکه اگر در زمان t، اقتصاد در وضعیت رشد اقتصادی بالا قرار گیرد به واسطه­ همین شوک­ها در زمان 1t+  فقط 4335/0 احتمال دارد اقتصاد در همان وضعیت باقی بماند و به احتمال 5665/0 تحت تأثیر سایر عوامل نامساعد به وضعیت رشد اقتصادی متوسط چرخش خواهد کرد. نکته دیگری که ماتریس انتقال احتمالات در مورد شوک­های مثبت نفتی نشان می­دهد، تمایل بیشتر اقتصاد برای انتقال از وضعیت­های رژیم صفر و دو به وضعیت یک در مقایسه با تمایل به ثبات در رژیم صفر و دو است، اما تمایل به ثبات در رژیم یک (وضعیت رشد اقتصادی متوسط) نسبت به تمایل برای انتقال به وضعیت­های دیگر بسیار بیشتر است. در واقع شوک­های خالص مثبت قیمت نفت با تأثیری که بر رشد اقتصادی دارند (0028/0)، می­توانند رشد اقتصادی ایران را از وضعیت­ رشد اقتصادی پایین خارج ساخته و آنها را به وضعیت­های رشد اقتصادی متوسط و بالا انتقال دهند ولی چندان قادر نیستند وضعیت رشد اقتصادی بالا را در اقتصاد ایران حفظ کنند و صرفاً تداوم وضعیت رشد اقتصادی متوسط را در ایران تضمین خواهند کرد. دوره­ دوام 89/2 فصلی این رژیم نسبت به دوره­ دوام 33/1 و 69/1 فصلی رژیم صفر و دو مؤید  این مطلب است. ضمن اینکه بر اساس احتمالات انباشته در 65/62 درصد دوره­ی مورد مطالعه این اتفاق رخ داده است در حالی که رژیم صفر و رژیم دو به ترتیب 12/4 و 53/32 درصد دوره­ موردنظر را شامل می­شوند.

بر اساس ماتریس انتقال احتمالات مربوط به معادله X=NOPD بر اساس جدول (3) اگر اقتصاد کشور در زمان t در شرایط رشد اقتصادی بالا قرار گیرد با وقوع یک شوک خالص منفی قیمتی نفت، 0535/0 احتمال دارد که در زمان  1t+ اقتصاد وضعیت رشد اقتصادی بالای خود را حفظ کند، به احتمال 1995/0 به وضعیت رشد اقتصادی متوسط و به احتمال 7469/0در رشد اقتصادی پایین قرار خواهد گرفت. اگر در زمان t، اقتصاد در رشد اقتصادی متوسط قرار گیرد با ایجاد یک شوک منفی قیمتی نفت به احتمال 3904/0در زمان 1t+ در همان وضعیت باقی می­ماند و به احتمال3499/0 به وضعیت رشد اقتصادی پایین چرخش خواهد کرد. البته تحت سایر عوامل مساعد نیز 2597/0 احتمال دارد اقتصاد ایران در وضعیت رشد اقتصادی بالا قرار گیرد. همچنین اگر اقتصاد در زمان t در وضعیت رشد اقتصادی پایین قرار گیرد، شوک منفی به احتمال 1114/0 در زمان  1t+ اقتصاد را در همان وضعیت نگه خواهد داشت و به احتمال 4557/0 و 4329/0 تحت سایر عوامل به ترتیب اقتصاد در وضعیت­های رشد اقتصادی متوسط و بالا قرار خواهد گرفت. به طور کلی بر اساس ماتریس احتمالات فوق می­توان گفت به احتمال زیاد شوک­های منفی قیمتی پیش­بینی نشده نفت منجر به انتقال اقتصاد از وضعیت رشد اقتصادی بالا به پایین
می­شوند اما قادر نیستند اقتصاد ایران را بیشتر در شرایط رشد پایین نگه دارند. همچنین در وضعیت رشد اقتصادی متوسط این شوک­ها به احتمال زیاد مانع از بهبود وضعیت رشد اقتصادی خواهند شد. در نتیجه اقتصاد در وضعیت رشد اقتصادی متوسط به تعادل می­رسد. البته دوره­ دوام بیشتر رژیم یک (7/1 فصل) نسبت به رژیم صفر (12/1 فصل) و رژیم دو (05/1 فصل) گواه بر این موضوع است. از طرف دیگر به عنوان شاهد تجربی در 96/40 درصد دوره مورد مطالعه نیز چنین اتفاقی رخ داده است. در مقابل 94/34 درصد دوره مورد مطالعه مربوط به رژیم صفر و 10/24 درصد هم مربوط به رژیم دو است.

 

7- نتیجه­گیری و توصیه­های سیاستی

در این مطالعه بنا به نقش شوک­های پیش­بینی ­نشده قیمتی نفت در شکل­گیری فرایند اقتصادی کشور و همچنین وجود تغییرات ساختاری متعدد در اقتصاد ایران و در نتیجه تحول ارتباط بین متغیرهای اقتصادی و تحولات بازارهای جهانی نفت در طی زمان، اثرات نامتقارن شوک­های پیش­بینی نشده قیمتی نفتی بر رشد اقتصادی کشور با رویکرد مدل­های چرخشی مارکف دنبال شد به طوری که در این مطالعه برای تفکیک شوک­ها از تصریحات شوک­های خالص قیمت نفت ارائه شده توسط همیلتون (1996) استفاده شد.

نتایج حاصل از برآورد مدل­های چرخشی مارکف نشان داد شوک­های منفی و مثبت پیش­بینی نشده قیمت نفت در طی زمان، تحت سه الگوی متفاوت رشد اقتصادی را متأثر می­کند و تأثیر شوک­های منفی قیمتی بیشتر از تأثیر شوک­های مثبت هم اندازه است بنابراین تأثیر شوک­های پیش­بینی نشده قیمتی نفت بر رشد اقتصادی نامتقارن است. همچنین بر اساس ماتریس احتمال انتقالات بین رژیمی و دوره­ دوام رژیم­ها، بروز شوک­های پیش­بینی نشده مثبت قیمتی نفت باعث می­شوند تمایل انتقال اقتصاد از وضعیت رشد اقتصادی پایین به وضعیت­های دیگر در مقایسه با تمایل به ثبات در همان وضعیت بیشتر باشد ولی این شوک­ها قادر نیستند وضعیت رشد اقتصادی بالا را حفظ کنند نهایتاً این شوک­ها می­توانند منجر به وضعیت رشد اقتصادی متوسط و تداوم آن شوند. در مقابل شوک­های منفی پیش­بینی نشده زیاد قادر نیستند در وضعیت رشد اقتصادی پایین مانع از بهبود وضعیت رشد اقتصادی شوند ولی می­توانند مانع تداوم وضعیت رشد اقتصادی بالا و در نتیجه انتقال آن به وضعیت­های رشد اقتصادی پایین شوند. با این حال اقتصاد ایران قادر است با وجود شوک­های منفی قیمتی نفت در وضعیت رشد اقتصادی متوسط قرار گیرد و این وضعیت را نیز حفظ کند.

از آنجا که در تنظیم بودجه کشور معمولاً تحولات قیمتی نفت در یک سال گذشته مورد توجه قرار می­گیرند به دنبال بروز شوک­های منفی پیش­بینی نشده، درآمد­های نفتی محقق
نمی­شوند و به دلیل عدم انعطاف­پذیری هزینه­های جاری برای کاهش، عمدتاً هزینه­های عمرانی که به منزله تشکیل سرمایه در اقتصاد هستند، کاهش می­یابند اما به دنبال بروز شوک­های مثبت پیش­بینی نشده و ایجاد مازاد درآمد­های نفتی معمولا هزینه­های جاری دولت افزایش پیدا می­کند که اثرات مثبت مقطعی در اقتصاد دارند. عمدتاً به این خاطر است که شوک­های مثبت نسبت به شوک­های منفی تأثیر کمتری بر اقتصاد دارند. بنابراین با توجه به این امر که اقتصاد در هر لحظه از زمان در چه رژیمی قرار دارد، باید درآمدهای نفتی مازاد بر مقدار پیش­بینی شده مدیریت شود به طوری که در رژیم رشد اقتصادی بالا، تاجایی که امکان دارد باید از تزریق درآمد­های نفتی مازاد بر مقدار پیش­بینی شده بر اقتصاد خودداری شود. در عوض از این مازاد درآمدها در حالت رژیم رشد اقتصادی پایین برای تقویت اقتصاد و همچنین هنگام بروز شوک­های منفی پیش­بینی نشده، برای جبران مقدار تحقق نیافته درآمدها استفاده شود تا اثرات منفی شوک­های منفی قیمتی نفت بر اقتصاد حداقل شود. در کنار همین امر قیمت­های تعدیل شده­تر و کمتری از قیمت نفت را در برنامه­ریزی­های خود لحاظ کند. با این سیاست، اندازه­ شوک­های منفی برای دولت ایران کوچک­تر خواهد بود و اقتصاد کشور کمتر از اثرات این نوع شوک­ها متضرر خواهد شد و متقابلاً اندازه شوک­های مثبت برای کشور ایران افزایش خواهد داشت و اقتصاد بیشتر از اثرات مطلوب آنها برخوردار خواهد بود.

 

8- منابع

الف) فارسی

1- آرمن، سیدعزیز و زارع، روح­الله(1388)، «مصرف انرژی در بخش­های مختلف اقتصادی و ارتباط آن با رشد اقتصادی در ایران: تحلیل علیت براساس روش تودا و یاماموتو"، فصلننامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره21، صص67-92.

2- ابراهیمی، محسن و قنبری، علیرضا (1388)، «پوشش ریسک نوسانات درآمدهای نفتی با استفاده از قراردادهای آتی در ایران»، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 3 (پیاپی34)، صص 173-204.

3- ابریشمی حمید، مهرآرا محسن، غنیمی فرد حجت ا... و کشاورزیان، مریم (1387)، «اثرات نامتقارن قیمت نفت بر رشد اقتصادی کشورهای OECD»، مجله تحقیقات اقتصادی، دوره 43، شماره 4، صص 1-16.

4- ابونوری، اسماعیل و عرفانی، علیرضا. (1387)، «الگوی چرخشی مارکف و پیش بینی احتمال وقوع بحران نقدینگی در کشورهای عضو اوپک»، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 3، پیاپی 30، صص153-174.

5- اسگویی، محمدمهدی برقی و  شهباززاده، اتابک. (1393)، «بررسی رابطه‌ی علی قیمت نفت خام و طلا؛ با تأکید بر رویکرد غیرخطی مارکوف سوئیچینگ»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، جلد 10، شماره 40 ، صص 39-64.

6- جهادی، محبوبه، علمی، زهرا (1390)، «تکانه­های قیمت نفت و رشد اقتصادی (شواهدی از کشورهای عضو اپک)»، پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، سال اول، شماره دوم، صص12-40.

7- دلاوری، مجید، شیرین­بخش، شمس اله، دشت­بزرگی، زهرا (1387)، «بررسی تاثیر قیمت نفت بر رشد اقتصادی ایران با استفاده از هم­گرایی نامتقارن»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال پنجم، شماره 18، صص 65-80

8- صمدی، سعید، یحیی ابادی، ابوالفضل و معلمی، نوشین (1388)، «تحلیل تأثیر
شوک­های قیمتی نفت بر متغیرهای اقتصاد کلان در ایران»، فصلنامه پژوهش­ها و
سیاست­های اقتصادی، سال هفدهم، شماره 52، صص 5-26..

9- طیب نیا، علی و قاسمی، فاطمه (1385)، «نقش تکانه­های نفتی در چرخه­های تجاری اقتصاد ایران»، پژوهش­نامه بازرگانی، سال ششم، شماره 23، صص 49-80.

10- فلاحی، فیروز و هاشمی دیزجی، عبدالرحیم (1389)، «رابطه علیت بین GDP و مصرف انرژی در ایران با استفاده از مدل­های مارکف سوئیچینگ»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال هفتم، شماره 26، صص 131-152.

11- مهرآرا، محسن و کیخا، علیرضا (1387)، «نهادها، نفت و رشد اقتصادی در کشورهای متکی به نفت: روش پانل هم انباشتگی طی دوره 1975-2005»، فصلنامه اقتصاد مقداری (بررسی­های اقتصادی سابق)، دوره 5، شماره 4، صص 55-79..

12- مهرآرا، محسن و نیکی اسکویی، کامران (1385)، «تکانه­های نفتی و اثرات پویای آن بر متغیرهای کلان اقتصادی»، پژوهش­نامه بازرگانی، شماره 40، صص32-63..

13- مهرگان، نادر، حقانی، محمود و سلمانی، یونس (1391)، «تأثیر نامتقارن شوک­های قیمتی نفت بر رشد اقتصادی گروه کشورهای OECD و OPEC با تاکید بر محیط شکل­گیری شوک­ها و تغییرات رژیمی»، فصل­نامه مدل­سازی اقتصادی، شماره 19، صص 1-18.

 

 

ب) انگلیسی

1- Ang, A. & Bekaert, G. (2003), “How do Regimes Affect Asset Allocation?”, NBER Working Papers 10080, National Bureau of Economic Research, Inc.

2- Chen, S.S. & Hsu, K.W. (2012), “Reverse globalization: Does high oil price volatility discourage international trade?”, Energy Economics, vol. 34, Issue 5, pp 1634–1643.

3- Cologni, M. & Manera, M. (2009), “The Asymmetric Effects of Oil Shocks on Output Growth: a Markov-Switching Analysis for the G-7 Countries”,Economic Modelling, vol.26, pp.1-29.

4- Elmi, Z., Jahadi, M. (2011), “Oil Price Shocks and Economic Growth: Evidence from OPEC and OECD”, Australian Journal of Basic and Applied Sciences, vol. 5(6), pp. 627-635.

5- Fallahi, F. (2011) “Causal relationship between energy consumption (EC) and GDP:A Markov switching (MS) causality”, Journal of Energy, vol. 35, pp. 4165-4170.

6- Farzanegan, M.R. & Markwardt, G. (2008), “the Effects of Oil Price Shocks on the Iranian Economy”, Eenergy Economics, vol. 31, pp.134-151.

7- Garcia R. (1998), “Asymptotic null distribution of the likelihood ratio test in Markov switching models”, Journal of International Economic Review, vol. 39, pp.763-88.

8- Ghysels, E. (1994), “On the Economics and Econometrics of Seasonality”, In Advances in Econometrics, 6’th World Congress, vol. I, Edit. by C.A. Sims, Cambridge UniversityPress.

9- Gylfason, T. (2001), “Natural Resourses, Education and Economic Development”, European Economic Review, vol.45, pp.847-859.

10- Hamilton, J.D. (1983), “Oil and The Macroeconomy Since World War II”, Journal of Political Economy, vol.91, pp.228–248.

11- Hamilton, J.D. (1996), “This is What Happened to the Oil Price-Macro Economy Relation Ship?”, Journal of Monetary Economics, vol.38, pp.215-220.

12- Hamilton, J.D. (2003), “What Is an Oil Shock?”, Journal of Economics, vol.113, pp.363-398.

13- Hamilton, J.D. (2005), “Regime-Switching Models”, Department of Economics, University of California, San Diego, La Jolla, CA 92093-0508, Prepared for: Palgrave Dictionary of Economics

14- Hansen, B. E. (1992), “The Likelihood Ratio Test Under Nonstandard Conditions: Testing Markov Switching Model of GNP”, Journal Applied Econometrics, vol. 7, pp.S61-S82

15- Hansen, B. E. (1996), “Erratum: The Likelihood Ratio Test Under Non-Standard Conditions: Testing The Markov Switching Model of GNP”, Journal of Applied Econometrics, vol.11, pp. 195–199.

16- Hooker, M.A. (1996), “What Happened to the Oil Price-Macroeconomy Relationship?”, Journal of Monetary Economics, vol.38, pp.195–213.

17- Iwayemi, A., Fowowe, B. (2011), “Impact of Oil Price Shocks on Selected Macroeconomic Variables in Nigeria”, Energy Policy, vol. 39, pp. 603–612.

18- Jimenez-Rodriguez, Rebeca & Marcelo, Sanchez (2005), “Oil price Shocks And Real GDP Growth: Empirical Evidence For Some OECD Countries”, Applied Economics, vol. 37, pp. 201-228.

19- Krolzig H. M. (1997), “Markov Switching Vector Autoregressions: Modelling, Statistical Inference and Application to Business Cycle Analysis”, Lecture Notes in Economics and Mathematical Systems, Springer-Verlag.

20- Krolzig, H. M. (2001), “Business Cycle Measurement In The Presence of Structural Change: International Evidence”, International Journal of Forecasting, Bol. 17, pp. 349–368.

21- Krugman, P.R. (1987), “The Narrow Moving Band, the Dutch Disease and the Competitive Consequences of Mrs. Teacher”, Journal of Development Economics, vol.27, pp.41-55.

22- Lee, K., Ni, S. & Ratti, R.A. (1995), “Oil Shocks and the Macroeconomy: the Role of Price Volatility”, Energy Journal, vol.16, pp.39–56.

23- Looney, R. (1990), “Oil Revenues and Dutch Diseases in Saudi Arabia: Differential Impact on Structural Growth”, Canadian Journal of Development Studies, vol.6, pp.1.

Mauro, P. (1995), “Corruption and Growth”, Quarterly Journal Economic, vol.110(3), pp. 681- 712.

24- Ming Kuan, Ch. (2002), “Lecture on The Markov Switching Model”, Institute of Economics, Academia Sinica, Taipei 115, Taiwan; Site: www.sinica.edu.tw/as/ssrc/ckuan

25- Mork, K.A. (1989), “Oil Shocks and the Macroeconomy When Prices Go Up and Down: an Extension of Hamilton’s Results”, Journal of Political Economy, vol. 97, pp.740–744.

26- Peersman, G. & Robays, I.R. (2011), “Cross-Country Differences in the Effects of Oil Shocks”, Energy Economics, doi:10.1016/j.eneco.2011.11.010

27- Polterovich, V., V. Popov & Tonis, A. (2010), “Resource Aboundance: A Curse or Blesing?”, DESAWorking, vol.93, pp.1-21.

28- Psaradakis, Z & Spagnolo , N. (2003), “On the Determination of the Number of Regimes in Markov Switching Autoregressive Models”, Journal of Time Series Analysis, vol. 24, pp 237-252.

29- Rahman, S. & Serletis, A. (2012), “Oil Price Uncertainty and the Canadian Economy: Evidence from a VARMA, GARCH-in-Mean, Asymmetric BEKK Model”, Energy Economics, vol.34, pp.603–610.

30- Raymond, J.E. & Rich, R.W. (1997), “Oil and the Macroeconomy: a Markov State–Switching Approach”, Journal of Money, Credit and Banking, vol.29, pp.193–213.

31- Rodriguez, F. and J. & Sachs, D. (1999), “Why Do Resource Aboundant Econimies Grow More Slowly? A New Explanation and an Application to Venezuela”, Journal of Economic Growth, vol.4, pp.277-303.

32- Sachs, J.D. & Warner, A. (1997), “Natural Resource Abundance and Economic Growth”, Center for International Development and Harvard University, M.A. Cambridge.


 


 


2- دانشیار اقتصاد دانشگاه بوعلی سینا همدان / نویسنده مسئول

Email: mehregannader@yahoo.com

1- دانشجوی دکتری علوم اقتصادی دانشگاه تربیت مدرس    

Email: unes.salmani@gmail.com

1- Natural Resource-Based Economic Growth

2- Organization of the Petroleum Exporting Countries (OPEC)

3- Hamilton

[6]. Net Oil Price Increase

[7]- Markov-Switching Regressions

[8]- Resource Curse

[9]- Elmi & Jahadi

[10]- Mauro

[11]- Sachs & Warner

[12]- Gylfason

[13]- Looney

[14]- Rodriguez & Sachs

[15]- Steady State Level

[16]- Polterovich et al

[17]- Cordon & Neary

[18]- Krugman

[19]- Vector Autoregression

[20]- Mork

[21]- Lee et al

[22]- Normalize

[23]- Autoregressive Conditional Heteroskedasticity Model

[24]- Hooker

[25]- Net Oil Price Increase

[26]- Raymond & Rich

[27]- Jimenez & Sanchez

4- Organisation for Economic Co-opertion and Development (OEDC)

[29]- Cologni & Manera

[30]- Farzanegan & Markwardt

[31]- Peersman & Robays

[32]- Iwayemi & Fowowe

[33]- Rahman & Serletis

5-Vector Autoregressive Moving-Average

6- Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedastic

7- Baba-Engle-Kraft-Kroner (BEKK) Model

8- Conditional Variance–Covariance Process

9- Chen & Hsu

1- Blanchard & Quah

[40]- Hodrick-Prescott Filtering

[41]- Exponential GARCH (EGARCH)

[42]- Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD)

[43]- Dummy Variables

[44]- Data Generating Process (DGP)

[45]- Ming Kuan

[46]- Net Oil Price Increase

[47]- HEGY Seasonal Unit Root Tests (Hylleberg, Engle, Granger & Yoo (1990))

[48]- Unit Roots at the Zero Frequency ((Non Seasonal Unit Root))

[49]- Unit Roots at the Semi-Annual Frequency (Semi- Annual Unit Root)

[50]- Unit Roots at the Annual Frequency (Annual Unit Root))

[51]- Complex Unit Roots

[52]- Unit Roots at the Seasonal Frequency (Seasonal Unit Root)

[53]- Ghysels et al

[54]- Nuisance Parameter

[55]- Krolzig

[56]- Hansen

[57]- Garcia

[58]- Saradakis and Spagnolo

[59]- Fallahi

[60]- Portmanteau Test

[61]- Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno (BFGS) Algorithm

مراجع
شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت و رشد اقتصادی در ایران: کاربردی از مدل­های چرخشی مارکف
 
نادر مهرگان[1]، یونس سلمانی[2]
 
تاریخ دریافت: 03/02/1393                                                                                    تاریخ پذیرش: 13/11/1393
 
چکیده
شوک­های قیمتی نفت زمانی اقتصاد را تحت تأثیر قرار می­دهند که شوکی مشابه به آن در نزدیک­ترین دوره­ زمانی اخیر رخ نداده باشد و همچنین تغییرات ساختاری منجر به تحول رابطه­ بین شوک­های قیمتی نفت و اقتصاد کشور شده باشد. بر این اساس در مطالعه حاضر تأثیر شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت بر رشد اقتصادی کشور طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 با استفاده از مدل­های چرخشی مارکف بررسی شده است. یافته­های تحقیق نشان داد شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده مثبت در مقایسه با شوک­های منفی هم اندازه با تأثیر کمتر ولی با دوره­ دوام بیشتر، قادر به بهبود وضعیت رشد اقتصادی هستند اما چندان نمی­توانند وضعیت بالای رشد اقتصادی کشور را تضمین کنند و در نهایت این شوک­ها بتوانند اقتصاد را در وضعیت رشد اقتصادی متوسط به تعادل
می­رسانند. شوک­های منفی نیز قادر نیستند اقتصاد کشور را در وضعیت رشد اقتصادی پایین نگه دارند اما می­توانند مانع از دستیابی اقتصاد کشور به وضعیت رشد اقتصادی بالا شوند.
 
طبقه­بندیJEL: Q43، Q41، C22، E32
واژه­های کلیدی: قیمت سبد نفت خام اوپک، شوک­های نفتی، رشد اقتصادی، عدم تقارن، انتقال رژیم، رگرسیون چرخشی مارکف
 1- مقدمه
درآمدهای نفتی به‌عنوان منبع اصلی تأمین ارز برای نیازهای مصرفی و سرمایه­ای بخش خصوصی و دولتی، محور اصلی اقتصاد ایران را تشکیل می­دهد. در کنار این مسئله، برخورداری از منابع غنی انرژی و مخازن بزرگ نفتی سبب شده­ کشور ایران از مصادیق الگوی رشد با فشار بر منابع طبیعی[3] محسوب شود (آرمن و زارع، 1388: 68). درآمدهای نفتی بر اساس میزان صادرات نفت و قیمت جهانی آن تعیین­ می­شود. مقدار صادرات حداقل در کوتاه­ و میان­مدت به دلیل محدودیت­های سرمایه­ای، تکنولوژیکی و همچنین سهمیه­ تعیین شده از طرف OPEC[4] مقداری ثابت بوده و در مقابل قیمت نفت و تغییرات ناگهانی آن تحت تأثیر تصمیمات و بحران­های طبیعی و غیرطبیعی است. در نتیجه درآمدهای نفتی عمدتاً همراه با قیمت نفت نوسان می­کنند و به دنبال آن اقتصاد کشور در معرض بی­ثباتی قرار می­گیرد.
اگر سیاست­گذاران اقتصادی بتوانند پیش­بینی دقیق­تری از تغییرات و تحولات قیمتی نفت داشته­ باشند، قادر خواهند بود آثار نامطلوب نوسانات درآمدهای نفتی را به حداقل رسانند. اما از آنجا که اکثر شوک­های قیمتی نفت ماهیت تصادفی دارند، امکان پیش­بینی آنها چندان میسر نیست مگر اینکه پیش­تر شوکی مشابه در نزدیک­ترین دورهی زمانی رخ داده باشد و عاملین و سیاست­گذارن اقتصادی نسبت به رخداد شوک­های شدیدتر هوشیار شده باشند. بر این اساس همیلتون[5] (1996) بیان می­کند که برای اطلاع از تأثیر شوک­های قیمتی نفت بر سطح کلی فعالیت­های اقتصادی، باید قیمت جاری نفت با قیمت یک سال قبل آن (4 فصل گذشته) مقایسه شود؛ اگر اختلاف بین سطح قیمت جاری و بیشینه (کمینه) قیمت در چهار فصل گذشته بیشتر (کمتر) از صفر باشد، افزایش (کاهش) خالص قیمت نفت[6] با همان شوک مثبت (منفی) قیمتی نفت رخ داده است. در واقع همیلتون شوکی را بر اقتصاد تأثیرگذار می­داند که طی نزدیکترین دوره­ زمانی (چهار فصل گذشته) تجربه نشده باشد، چراکه در این صورت شوک­ها پیش­بینی نشده هستند. بر اساس همین تعریف، این مطالعه قصد دارد تأثیر شوک­های پیش­بینی نشده قیمتی نفت بر رشد اقتصادی ایران را طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 بررسی کند. با درک نحوه­ تأثیرگذاری این شوک­ها بر اقتصاد کشور می­توان با تدوین سیاست­های مناسب اثرات نامطلوب اقتصادی شوک­ها را حداقل کرد.
در تأثیرگذاری شوک­های قیمتی نفت بر اقتصاد کشور باید توجه داشت که در
دهه­های گذشته اقتصاد ایران شاهد بحران­ها و تصمیمات اقتصادی و سیاسی مختلفی بوده است، این شرایط به عنوان یک شکست ساختاری بالقوه می­توانند باعث تغییرات رژیمی در ارتباط بین متغیرهای اقتصادی ایران و بازارهای جهانی نفت شوند. مدل­های رگرسیون چرخشی مارکف[7] از معدود مدل­هایی هستند که قابلیت شناسایی رژیم­ها و اعمال تغییر در نحوه ارتباط بین متغیرها را در رژیم­های متفاوت دارند (مهرگان و همکاران، 1391، 4).
در ادامه در بخش دوم و سوم به ترتیب مبانی نظری تحقیق و مطالعات انجام شده در خارج و داخل کشور مرور می­شوند. در بخش چهارم، مدل­های چرخشی مارکف معرفی می­شوند. بخش پنجم به تصریح شوک­ها و بحث داده­ها و تبیین الگو اختصاص یافته است. در بخش ششم به برآورد الگو و تحلیل نتایج پرداخته شده و در پایان، نتیجه­گیری و پیشنهادات سیاستی ارائه شده است.
 
2- مبانی نظری
اقتصاد متعارف بیان می­کند افزایش ذخیره­ی دارایی­های یک کشور باعث می­شود آن کشور از توان رشد بلندمدت بالاتری برخوردار باشد. اما بر خلاف این ادعا، تعداد قابل توجهی از شواهد تجربی نشان می­دهد منابع طبیعی نه تنها عامل رشد نبوده، بلکه سبب کاهش آن نیز شده است. این موضوع به صورت یک معما در مقابل نظریات اقتصاددانان کلاسیک که معتقد بودند منابع از طریق انباشت سرمایه فرصتی برای رشد و توسعه فراهم می­کند، قرار گرفته است و باعث خلق مفهوم «نفرین یا بلای منابع[8]» شده است (مهرآرا و کیخا، 1387، 56). بدبینی در مورد توسعه­ اقتصادی بر پایه­ درآمدهای منابع طبیعی مربوط به نوسانات قیمت این منابع است (علمی و جهادی[9]، 2011، 628) به طوریکه با افزایش قیمت منابع طبیعی، رانت قابل توجهی از محل صادرات این منابع برای دولت­های مربوطه ایجاد می­شود.
رانت­جویی گسترده می­تواند موجب ایجاد فساد در دولت و البته در کسب و کار مردم و نیز موجب انحراف در تخصیص منابع شود که این امر سبب کاهش کارآیی اقتصادی و همچنین افزایش نابرابری­های اجتماعی می­شود. مشاهدات تجربی و تئوری اقتصادی نشان می­دهد که حمایت­های وارداتی مانند تعرفه و دیگر حمایت­های مرسوم، امتیازهای تبعیض­آور و فساد (که همگی از ویژگی­های برجسته اکثر کشورهای دارای منابع طبیعی محسوب می­شوند)، همه گرایش به تخریب رشد و کاهش کارآیی اقتصادی دارند (مائورو[10]، 1995، 690). ساچ و وارنر[11] (1997) و گیلفاسون[12] (2001) بیان می­کنند که دولت­های برخوردار از رانت از سیاست­های مبتنی بر تجارت آزاد استفاده نمی­کنند و این عامل مهمی در کندی رشد آنهاست. پیامدهای منفی رفتارهای رانت­جویانه در اقتصاد، اختلال در تخصیص بهینه­ منابع، افت بهره­وری و اختلال در میان فعالیت­های مولد از عوامل مهم رشد اقتصادی پایین هستند. لونی[13] (1990) بیان می­کند که اصلاحات ساختاری در سیاست­های دولت می­توانند مانع از اثرات نامطلوب صادرات منابع طبیعی ( نفت) شوند. وی این امر را در مورد رشد اقتصادی بخش­های مختلف اقتصاد عربستان نشان می­دهد. رودریگوئز و ساچ[14] (1999) معتقدند افزایش درآمدهای حاصل از صادرات منابع طبیعی باعث می­شود اقتصاد از سطح وضعیت پایدار[15] آن جهش کند، اما از آنجا که افزایش درآمدهای حاصل از صادرات منابع طبیعی دائمی نیستند، اقتصاد به سطح وضعیت پایدار اولیه افول می­کند و در نتیجه رشد اقتصادی منفی می­شود.
پالترویچ و همکاران[16] (2010) اعتقاد دارند، حتی در صورت کنترل قیمت منابع طبیعی این کشورها رشد اقتصادی کندی خواهند داشت، چراکه افزایش قیمت منابع طبیعی منجر به افزایش ارزش پول ملی، افزایش در قیمت نسبی کالاهای غیر قابل مبادله (تجارت) و افزایش دستمزدها می­شود و این عوامل به نوبه­ خود منجر به کاهش رقابت­پذیری و به تبع آن افزایش واردات می­شود (علمی و جهادی، 2011، 628). افزایش در قیمت نسبی کالاهای غیرقابل مبادله، منابع اقتصادی به سمت این کالاها و مخارج را نیز به سمت کالاهای قابل مبادله (که دارای قیمت کمتری هستند) سوق می­دهد. با فرض اشتغال کامل، افزایش دستمزدها در بخش کالاهای غیرقابل مبادله، دستمزدها را در بخش کالاهای قابل مبادله افزایش می­دهد. این امر منبع و ریشه­ کاهش رقابت­پذیری و بروز رکود در این بخش اقتصادی در کشورهای صادرکننده منابع طبیعی است. اگر پیامدهای خارجی مثبتی از سوی انباشت سرمایه­ انسانی در بخش قابل تجارت وجود داشته باشد و نه در بخش منابع، آنگاه این افزایش در قیمت منابع ممکن است در بلندمدت تأثیر منفی بر رشد اقتصادی داشته باشد (کاردون و نیری[17]، 1982؛ کروگمن[18]، 1987؛ پالتویچ و همکاران، 2010).
درآمدهای نفتی یکی از مهم­ترین منابع بودجه در کشورهای صادرکننده­ نفت همچون ایران محسوب می­شود، بنابراین مهم­ترین کانال انتقال شوک­های قیمتی نفت به اقتصاد این کشورها بودجه دولت است. از سوی دیگر، دولت در اقتصاد این کشورها، سهم قابل توجهی را به خود اختصاص داده است (جهادی و علمی، 2001، 628) از این رو شوک­های قیمتی نفت از طریق مخارج دولت به طور بالقوه قادر خواهند بود رشد اقتصادی این قبیل کشورها را تغییر داده و آن را از یک وضعیت به وضعیت دیگر انتقال دهند.
 
3- پیشینه پژوهش                         
بررسی­های تجربی زیادی در مورد رابطه بین قیمت نفت و فعالیت­های اقتصادی صورت گرفته است که در ادامه به مهم­ترین این مطالعات اشاره می­شود.
همیلتون (1983) درصد رشد قیمت­های اسمی نفت را به‌عنوان شوک­های نفتی در نظر گرفته و با استفاده از آن نشان داد که تغییر در قیمت نفت، علت تغییر در تولید ناخالص داخلی و بیکاری است و افزایش قیمت نفت باعث کاهش شدید تولید ناخالص داخلی در آمریکا می­شود. وی سپس اثر قیمت­های نفت را در یک مدل VAR[19] بررسی کرد و در نهایت به این نتیجه رسید که قیمت نفت بیشترین نقش را در بروز رکود اقتصادی داشته است. مورک[20] (1989) بیان می­کند اگر تحلیل همیلتون در مورد افت قیمتی سال 1986 لحاظ شود، قیمت نفت قادر به توضیح متغیر‌های کلان اقتصادی نخواهد بود. بر این اساس وی با تفکیک شوک­های قیمتی مثبت (رشد افزایشی قیمت) و منفی (رشد کاهشی قیمت) نشان می­دهد که افزایش قیمت نفت نتایج مطالعه همیلتون را به دنبال دارد، اما کاهش قیمت نفت در مقایسه با افزایش آن اثر کمتری بر تولید دارد. لی و همکاران[21] (1995) بر مقیاس نوسانات قیمت نفت در شدت تأثیرگذاری شوک­های قیمتی نفت بر اقتصاد تأکید کردند. آنها بر این اساس تصریح جدیدی از شوک­های منفی و مثبت نفت را بر اساس قیمت­های واقعی نفت به‌صورت نرمالیزه شده[22] با استفاده از مدل ناهمسان واریانس شرطی[23] ارائه کردند سپس با استفاده از یک مدل VAR و تصریح­های جدید، تأثیر نامتقارن
شوک­های نفتی را بر فعالیت­های اقتصادی نشان دادند. در سال 1996، همیلتون در پاسخ به هوکر[24] (1996) که نشان داده بود پس از اولین شوک نفتی (1973) قیمت­های نفت، علت گرنجری متغیرهای بیکاری، تولید ناخالص داخلی واقعی و اشتغال نیست، در مقاله خود بیان کرد برای اطلاع از تأثیر شوک­های قیمتی نفت بر سطح کلی فعالیت­های اقتصادی (مصرف، سرمایه­گذاری و ...) باید قیمت جاری نفت با قیمت یک سال قبل آن (4 فصل گذشته) مقایسه شود. بر این اساس، همیلتون شاخص افزایش خالص قیمت نفت[25] را به‌ صورت اختلاف بین سطح قیمت جاری (به ‌صورت اسمی) و بیشینه قیمت در چهار فصل (یک سال)گذشته تحت عنوان شوک مثبت تعریف می­کند. وی با استفاده از یک مدل VAR ارتباط بین شوک­های مثبت نفتی و فعالیت­های اقتصادی را نشان داد. با ایجاد شاخص افزایش خالص قیمت نفت، رایموند و ریچ[26] (1997) با بهره­گیری از این شاخص و مدل­ چرخشی دو رژیمی مارکف، نشان دادند که شوک­های نفتی حالت روند رشد پایین را توضیح می­دهند، اما تأثیر زیادی در رکود اقتصاد آمریکا ندارند. همیلتون (2003) در مطالعه جدید خود نشان داد عامل اصلی تورم در تجارت جهانی، شوک­های مثبت نفتی است و افزایش قیمتی که بعد از یک دوره ثبات قیمت نفت رخ می­دهد نسبت به افزایشی که بعد از یک دوره کاهش قیمت نفت صورت می­پذیرد، اثر بزرگ­تری بر اقتصاد دارد.جیمنز و سانچز[27] (2005) نشان دادند در همه کشورهای منتخب  [28]OECDتغییرات قیمت نفت به طور مستقیم، تولید ناخالص داخلی را تحت تأثیر قرار نمی­دهند بلکه به صورت غیرمستقیم و از طریق سایر متغیرهای اقتصادی (نرخ ارز مؤثر، قیمت نفت، دستمزد، تورم، نرخ بهره­ کوتاه و بلندمدت) تولید ناخالص داخلی را متأثر می­کند. کلنی و مانرا[29] (2009) با استفاده از مدل­های چرخشی مارکف نشان دادند که بحث عدم تقارن تأثیر شوک­های نفتی در مورد رشد اقتصادی تمامی کشورهای G7 صادق است اما به دلیل بهبود کارایی انرژی، همراه با رویکرد سیستماتیک خوبی که حاکمیت پولی و مالی این کشورها در مواجهه با عرضه اضافی و شوک­های تقاضا در پیش گرفته­اند به مرور زمان از نقش شوک­های نفتی در توضیح بحران­های اقتصادی این کشورها کاسته شده است. فرزانگان و مارکوات[30] (2009) با استفاده از مدل VAR نشان دادند شوک­های قیمت نفت در ایران به شدت تورم، تولید بخش صنعت و مخارج دولتی را به‌ صورت نامتقارن تحت تأثیر قرار می­دهند. آن دو بیان کردند نشانه­های بیماری هلندی را در اقتصاد ایران می­توان به وضوح در ارتباط بین نرخ ارز موثر و شوک­های قیمتی نفت مشاهده کرد. پرسمن و روبیز[31] (2011) در مطالعه خود نشان دادند شوک نفتی که اثر منفی بر اقتصاد کشورهای واردکننده دارد بر اقتصاد کشورهای صادرکننده بی­معنی است. وایمی و فاوو[32]  (2011) با استفاده از تصریح نرمالیزه شده شوک­ها و همچنین علیت گرنجر و مدل VAR نشان داد که شوک­های مثبت قیمتی نفت علیت تولید، مخارج دولت، تورم و نرخ واقعی ازر در نیجریه نیست، اما شوک­های منفی قیمتی نفت به صورت معنی­داری تولید و نرخ واقعی ارز را تحت تأثیر قرار می­دهند. رحمان و سرلیتز[33] (2012) با استفاده از مدل­های VARMA [34]، GARCH [35] و BEKK [36] نشان دادند که فرآیند شرطی واریانس-کوواریانس[37] بین رشد تولید و تغییرات واقعی قیمت نفت به‌صورت غیر قطری و نامتقارن معنی­دار است همچنین افزایش نااطمینانی قیمت نفت باعث رشد پایین فعالیت­های اقتصادی در کانادا می­شود. چن و هسو[38] (2012) با استفاده از داده­های پانل مربوط به 84 کشور جهان نشان دادند نوسانات قیمت نفت باعث کاهش تجارت بین­الملل می­شود.
مهرآرا و نیکی اسکوئی (1385) با استفاده از روش محدودیت­های بلندمدت بلانچارد و کواه[39] با شناسایی تکانه‌های ساختاری نشان دادند که درجه­ی برونزایی قیمت نفت در عربستان و کویت نسبت به ایران و اندونزی پایین­تر بوده و تکانه­های نفتی مهم­ترین عامل نوسانات تولید ناخالص داخلی در ایران و عربستان است. در حالی که به دلیل ساز و کارهای صحیح اقتصادی دو کشور کویت و اندونزی، «واردات» عامل اصلی نوسانات تولید در این دو کشور است. همچنین اثر شوک مثبت قیمت نفت بر واردات، تولید ناخالص داخلی و شاخص قیمت­ها در همه کشورها مثبت بوده است. طیب­نیا و قاسمی (1385) به این نتیجه رسیدند که تکانه­های نفتی، 25 درصد نوسانات تولید را توجیه
می­کنند و دوره‌های رونق و رکود در ایران با زمان‌هایی که قیمت نفت در مقایسه با دوره‌های قبل و بعد از خود حداکثر بوده، متقارن است. مطالعه ابریشمی و همکاران (1387) حاکی از آن است که شوک کاهش قیمت نفت تأثیر معنی­داری بر تولید OECD و کشورهای عضوندارد، اما شوک مثبت قیمت نفت بر تولید مؤثر است. یافته دیگر مطالعه آنان این است که شوک‌های نفتی و پولی مهم­ترین منبع بی­ثباتی رشد تولید محسوب
می­شوند. دلاوری و همکاران (1387) با استفاده از روش همگرایی نامتقارن نشان دادند که اثر منفی کاهش قیمت نفت بزرگ­تر از اثر مثبت افزایش قیمت نفت است.
مطالعات صمدی و همکاران (1388) بیانگر آن است که اگر شوکی به قیمت نفت درجهت افزایش وارد شود تمام متغیرهای تولیدات بخش صنعت، شاخص قیمت
مصرف­کننده، واردات و نرخ ارز نسبت به شوک وارده واکنش نشان می­دهد. ابراهیمی و قنبری (1388) به منظور کاهش زیان‌های ناشی از نوسانات قیمت نفت بر اقتصاد کشور قراردادهای آتی را پیشنهاد کردند. جهادی و علمی (1390) با استفاده از فیلتر HP [40] تکانه­های نفت را شناسایی کرده و سپس با استفاده از الگوی VAR به این نتیجه می­رسند که امارات و ایران بیشترین وابستگی را به نفت دارند در حالی که اندونزی و اکوادر کمترین وابستگی را دارا هستند. مهرگان و همکاران (1391) با ارتقای شاخص شوک­های نرمالیزه شده به وسیله مدل EGARCH [41] و مدل چرخشی مارکف سه رژیمی، نشان دادند نامتقارنی تأثیرگذاری شوک­های قیمتی نفت در گروه کشورهای OECD [42] و میزان تأثیرپذیری از شوک­های قیمتی نفت در گروه کشورهایOPEC بیشتر است. همچنین در این مطالعه بیان کردند اگر شوک­های قیمتی نفت بعد از دوره ثبات قیمتی در بازار رخ دهند، اقتصاد هر دو گروه از کشورها را بیشتر تحت تأثیر قرار خواهند داد.
صرفنظر از شیوه­ تصریح­ شوک­ها، مطالعات تجربی نشان­ می­دهند اولاً؛ شوک­های قیمتی مثبت (منفی) نفت تأثیر مثبت (منفی) بر اقتصاد کشورهای صادرکننده و تأثیر منفی (مثبت ) بر اقتصاد کشور وارد کننده دارند. دوماً؛ این تأثیر به صورت نامتقارن است. سوماً؛ شوک­های قیمتی نفت عاملی مهم در نوسان متغیرهای کلان اقتصادی محسوب می­شود.
تفاوت مطالعه­ حاضر با مطالعات داخلی در «تأکید بر شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده و تغییرات رژیمی» است. بر اساس این تأکید، انتظار بر این است بتوان مکانیزم تأثیرگذاری شوک­های قیمتی پیش­بینی نشده نفت بر رشد اقتصادی کشور و شیوه­ انتقال آن از یک وضعیت به وضیعت­های دیگر را به صورت دقیق­تر بررسی کرد. موضوعی که در مطالعات داخلی تا به حال مورد توجه واقع نشده است.
 
4- مدل­های چرخشی مارکف
مدل­­های چرخش مارکف الگوی رفتاری، دگرگونی (تغییر وضعیت) در طی زمان­ را برای داده­ها به صورت درون­زا مدل­سازی می­کنند. در این مدل­ها بر خلاف مدل­های سنتی (مدل­هایی که برای نشان­ دادن تغییرات ساختاری از متغیرهای مجازی[43] استفاده می­کنند) امکان وجود یک تغییر دائمی یا چندین تغییر موقت وجود داشته و این تغییرات می­توانند به دفعات و برای مدت­کوتاهی اتفاق بیفتند. در عین حال در این مدل به صورت درونزا
زمان­های دقیق تغییرات و شکست­های ساختاری تعیین می­شوند (فلاحی و هاشمی، 1389، 140). تفاوت واریانس­ها نیز می­تواند به عنوان یکی از ویژگی­های این مدل­ها لحاظ شود. همچنین این مدل­ها فروضکمتریرابرتوزیعمتغیرهایمدلتحمیلمی­کندوقادربهبرآورد همزمان تغییرات متغیرهای مستقل و وابسته، مشروط به درونزا بودن وضعیت اقتصاد کشور در هر مقطعی از زمان است (ابونوری و عرفانی، 1387، 161-162). در حالت کلی برای بررسی ارتباط بین دو متغیر بر اساس مدل­های چرخشی مارکف می­توان یک حالت تعمیمی به صورت رابطه (1) تعریف کرد (مهرگان و همکاران، 1391، 4):
(1)
 
 
 تمامی عناصر سمت راست رابطه (1) تابعی از متغیر رژیم یا وضعیت ( ) است.  یک متغیر تصادفی گسسته و غیرقابل مشاهده است که در طول زمان بر اثر تغییرات نهادی و ساختاری تغییر می­کند و می­تواند K حالت به خود بگیرید. در رابطه (2) هر یک از اجزا رژیمی می­توانند به صورت غیررژیمی نیز ظاهر شوند که در این صورت با چندین مدل چرخشی متفاوت مواجه خواهیم بود.
در مدل­های چرخشی مارکف، متغیر  قابل مشاهده نیست بنابراین نمی­توان دقیقاً مشخص کرد در زمان t دقیقاً در کدام رژیم یا وضعیت قرار داریم اما می­توان گفت احتمال اینکه در رژیم  باشیم، چقدر است. تعیین وضعیت  به وسیله توابع احتمال انتقالی یک فرآیند محدود (متناهی)  وضعیتی مارکف با گسستگی زمانی صورت می­گیرد به این مفهوم که بر اساس زنجیره  وضعیتی مارکف، متغیر گسسته  تابعی از مقادیر گذشته خودش است که برای سادگی، فرض می­شود زنجیره مارکف از نوع مرتبه اول است. با پیگیری این زنجیره، فرآیند ایجاد داده[44] (DGP­( در مورد متغیر رژیم تکمیل می­شود (رابطه (2)).
 
(2)
 
 
 
با کنار هم قرار دادن این احتمالات در یک ماتریس K*K، ماتریس احتمال انتقالات (P) به دست می­آید که هر عنصر آن ( ) احتمال انتقال از وضعیت i به وضعیت j  را نشان
می­دهد (رابطه (3)).
 
(3)
 
 
روش مرسوم برای برآورد پارامترهای تصادفی در مدل­های چرخشی مارکف حداکثر کردن تابع لگاریتم درستنمایی ( ) احتمال مشترک بین وقوع  و تمام ها نسبت به پارامترهای تصادفی است (مینگ کوان[45]، 2002، 8-13).
 
5- الگوی تحقیق
5-1- تصریح شوک­های قیمتی
با توجه به اینکه در اقتصاد ایران حاکمیت اقتصادی در اختیار دولت قرار داشته و برنامه بودجه هم معمولاً بر اساس پیش­بینی دولت از قیمت جهانی نفت تنظیم می­شود و اساس اینگونه پیش­بینی­ها عمدتاً تغییرات قیمتی نفت در یک سال گذشته آن است بنابراین
-همان­طور که قبلاً ذکر شد- استفاده از تصریح افزایش خالص قیمت نفت[46] (NOPI) ارائه شده توسط همیلتون (1996) با هدف این مطالعه سازگارتر است، چراکه صرفاً تغییراتی را شوک فرض می­کند که در یک سال (چهار فصل) گذشته آن تجربه نشده­اند. به‌عبارت دیگر، اگر تصمیمات اقتصادی بر اساس پیش­بینی­های صورت گرفته طبق تغییرات قیمتی یک سال (چهار فصل) گذشته اتخاذ شود در صورت افزایش قیمت نفت به مقداری بیشتر از حداکثر قیمت­ها در چهار فصل گذشته (وقوع شوک پیش­بینی نشده)، بیشتر این تصمیمات در فرآیند اجرا، دچار تعدیلات اساسی خواهند شد (رابطه (4)).
(4)  
 
 
بر اساس مطالعات تجربی در کشور­های صادرکننده نفت همچون ایران که وابستگی شدید به نفت دارند، برخلاف کشورهای واردکننده، شوک­های کاهشی نفت بر اقتصاد به شدت اثر می­گذارند بنابراین می­توان با الهام از کار همیلتون، شاخص کاهش خالص قیمت نفت (NOPD) را به‌صورت رابطه (5) تعریف کرد:
(5)
 
 
با توجه به توضیحات فوق در این مطالعه، شاخص­های کاهش و افزایش خالص قیمت نفت به ترتیب به­عنوان شوک­های پیش­بینی نشده منفی و مثبت قیمتی نفت در نظر گرفته شدند.
 

5-2- داده­ها و تبیین الگو

در این پژوهش از داده­های فصلی تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 1376 و
قیمت­های اسمی سبد نفتی اپک طی دوره زمانی 1367.1-1389.4 برای محاسبه رشد اقتصادی و شوک­های قیمتی نفت استفاده شده است. نرخ رشد اقتصادی در این مطالعه به‌صورت رابطه (6) محاسبه شده است:
(6)
 
 
به پیروی از مطالعات تجربی مدلی که برای بررسی تأثیر انواع شوک­ها بر تولید در نظر گرفته شده به‌صورت رابطه (7) است:
 
(7)
 
 
که در آن؛  ،  و  به ترتیب نشان­دهنده متغیر وضعیت، متغیر مستقل (که به‌عنوان شوک­های منفی و مثبت نظر گرفته می­شود) و درصد رشد اقتصادی است.
با توجه به اینکه داده­های مورد استفاده در این مطالعه فصلی است، برای آزمون ایستایی متغیرها از آزمون­ ریشه واحد فصلی هجی[47] (HEGY) استفاده شده است. حالت کلی معادله رگرسیونی این آزمون به صورت رابطه (8) است:
(8)
 
 
که در آن؛ ،  ، ،  (در این روابط L عملگر وقفه است)، t روند زمانی و  متغیر مجازی برای تفکیک فصول است (به عنوان مثال، مقدار  در فصل اول برابر یک و برای بقیه فصول برابر صفر است). اگر در رابطه برآوردی فوق  باشد، سری   دارای ریشه واحد غیرمتناوب[48] ، اگر باشد سری  دارای ریشه واحد در تناوب نیم سالانه[49]، اگر  باشد سری  دارای ریشه واحد در تناوب سالانه[50] (ریشه واحد مجازی[51]) و اگر   باشد سری  دارای ریشه واحد فصلی[52] است. با توجه به اینکه برای نامانایی یکسری زمانی، وجود یک نوع ریشه واحد اعم از متناوب و غیر منتاوب کافی است از این رو می­توان به جای 5 فرض یادشده 3 فرض کلی زیر را در نظر گرفت:
 1- فرض کلی وجود ریشه واحد سالانه
2- فرض کلی وجود ریشه واحد فصلی  
3- فرض کلی وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب
 
جدول (1)- نتایج آزمون ریشه واحد فصلی HEGY
متغیر
آزمون
F محاسباتی
F بحرانی
نتیجه
NOPI  
1426/29
4700/6
عدم وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب  
3575/32
9900/5
عدم وجود ریشه واحد فصلی  
4305/30
6000/6
عدم وجود ریشه واحد سالانه
NOPD  
7601/26
4700/6
عدم وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب  
1306/29
9900/5
عدم وجود ریشه واحد فصلی  
7498/23
6000/6
عدم وجود ریشه واحد سالانه
Ry  
2316/24
4700/6
عدم وجود ریشه واحد فصلی و غیر متناوب  
5407/25
9900/5
عدم وجود ریشه واحد فصلی  
5335/24
6000/6
عدم وجود ریشه واحد سالانه
ملاحظات: آزمون ریشه واحد HEGY در حالت با عرض از مبدأ، متغیر مجازی فصلی و با متغیر روند در سطح معنی داری 5 درصد صورت گرفته است.
مأخذ: یافته­های تحقیق
 
اگر هر سه فرض یادشده رد شوند، سری زمانی مورد نظر ( ) فاقد هرگونه ریشه­ واحد اعم از متناوب و غیر متناوب خواهد بود. البته اگر هر یک از این فروض پذیرفته شود، باز به راحتی می­توان به نوع ریشه واحد سری زمانی پی برد. برای آزمون فروض فوق از آماره F استفاده می­شود ولی آماره F محاسباتی بجای مقادیر بحرانی جدول توزیع F معمولی با مقادیر بحرانی جدول آماره F آزمون HEGY که توسط گیسلز و همکاران[53] (1994) ارائه شده است، مقایسه می­گردد. بر اساس نتایج آزمون HEGY در جدول (3)، متغیرهای مورد استفاده در این تحقیق فاقد هر گونه ریشه واحد متناوب و غیرمتناوب هستند.
 
6- برآورد الگو و تحلیل نتایج
در مدل­های چرخشی مارکف مهم­ترین کار، تعیین تعداد بهینه رژیم­هاست. برای تعیین تعداد بهینه رژیم­ها در مدل چرخشی مارکف، با توجه به وجود پارامترهای مزاحم[54](احتمال انتقالات) در فرضیه­ صفر، آزمون LR دارای توزیع استاندارد نخواهد بود که این امر سبب می­شود تا نتوان از این آزمون برای تعیین رژیم بهینه استفاده کرد (کرولزیگ[55]، 1997: 144). برای حل این مشکل برخی از محققان مثل هانسن[56] (1992،1996) و گارسیا[57] (1998) نحوه­ تعیین نوع آزمون LR برای تعیین تعداد بهینه رژیم­ را در موارد خاصی از مدل چرخشی مارکف ارائه کرده­اند، اما این روش­ها قابلیت استفاده برای تمام موارد را ندارند (فلاحی وهاشمی دیزج، 1389: 147) چراکه این آزمون نیازمند محاسبات بوده و تنها به صورت محدود در مورد توزیع مجانبی آزمون استاندارد LR ارائه شده­ است و برای سیستم­های برداری نیز غیرعملی هستند. همچنین این آزمون­ها در عمل گرایش به کمتر از اندازه محاسبه شدن داشته و از قدرت کم برخوردار هستند (کرولزینگ، 2001، 357). علاوه بر آزمون LR، می­توان از معیارهای اطلاعاتی همچون AIC نیز برای تعیین تعداد رژیم­ها استفاده کرد. مطالعه­ ساراداکیس و اسپاگنولو[58] (2003) در این زمینه نشان می­دهد در مواردی که تعداد مشاهدات مورد بررسی و تغییرات در پارامترها به اندازه­ کافی بزرگ است، استفاده از معیار آکائیک تعداد درست رژیم را تعیین می­کند. با این وجود در بیش­تر مطالعات تجربی تعداد رژیم بر اساس شناخت محقق از متغیرها تعیین می­شود (برقی اسگویی و شهباززاده خیاوی، 1393، 80). به طور خلاصه در عمل علاوه بر آزمون LR هانسن (1992،1996) و گارسیا (1998)،‌ تعداد وقفه­ رژیم­ها بر اساس معیار AIC و قضاوت محققان بر اساس آزمون­های تشخیص و نمودارها مشخص می­شود (فلاحی[59]، 2011، 4167). همچنین در مدل چرخشی مارکف برای انتخاب نوع مدل از معیار AIC  و بررسی عدم وجود خود همبستگی و ناهمسانی واریانس یه ترتیب از آزمون پورتمن[60] و ARCH استفاده می­شود (مهرگان و همکاران، 1391، 12). در این مطالعه، برای برآورد مدل چرخشی مارکف ابتدا تابع حداکثر درستنمایی بر اساس توزیع نرمال شکل گرفته و سپس از الگوریتم­ عددی BFGS [61] برای حداکثرسازی تابع لگاریتم درستنمایی (logL) نسبت به پارامترهای تابع استفاده شده است.بر اساس مطالب گفته شده، نتایج کلیه آزمون­ها و برآوردهای مربوط به شوک­های منفی و مثبت پیش­بینی نشده در جدول (2) آورده شده است.
در جدول (2) بر اساس نتایج آزمون LR (گارسیا، 1998) در بررسی تأثیر شوک­های قیمتی نفتی بر رشد اقتصادی، مدل­های چرخشی مارکف بر مدل­های خطی برتری داشته و مدل سه رژیمی بر مدل دو رژیمی ترجیح دارد. نتایج آزمون پورتمن نشان می­دهد انتخاب وقفه­ها بر اساس حداقل مقدار معیار AIC درست صورت گرفته است. در مجموع برآیند این آزمون­ها؛ انتخاب مدل MSI(3)-ARX(5,7) برای شوک­های مثبت ( ) و مدل MSIH(3)-ARX(4,9) برای شوک­­های منفی ( ) بود.
در جدول (2)، تفاوت مقادیر متغیر وضعیت (عرض از مبدأ) در رژیم­های مختلف نشان می­دهد رشد اقتصادی در برخورد با شوک­های ­پیش­بینی نشده در یک سال قبل آن از سه الگوی رفتاری متفاوت پیروی ­می­کند. در هر دو مدل برآورد شده بر اساس مقادیر عرض از مبدأ در رژیم­های مختلف می­توان گفت رژیم صفر، یک و دو به ترتیب نشان­دهنده­ رشد اقتصادی پایین، متوسط و بالا هستند. همچنین براساس مجموع ضرایب شوک­ها (  )؛ شوک­های مثبت قیمت نفت، تأثیر مثبت و شوک­های منفی تأثیر منفی بر رشد اقتصادی دارند. علاوه بر این، تأثیر شوک­های منفی بیشتر از شوک­های مثبت است به طوری که مجموع ضرایب مربوط به شوک­های مثبت در معادله مربوط به  و شوک­های منفی در معادله مربوط به  به ترتیب برابر با 0028/0 و 0033/0- است، این نشان می­دهد شوک­های خالص هم اندازه منفی و مثبت قیمت نفت اثرات نامتقارنی بر رشد اقتصادی کشور دارند.
جدول (2)- نتایج آزمون­ها و برآورد مدل­ها
متغیر مستقل
شوک­های مثبت
شوک­های منفی ( )
مدل
MSI(3)-ARX(5,7)
MSIH(3)-ARX(4,9)
Log-likelihood
8698/164
2993/281-
معیار AIC
4667/3-
3891/3-
آزمون ها
آماره
سطح معنی داری
آماره
سطح معنی داری
خطی بودن ( LR)
803/25
0000/0*
650/28
0014/0*
آزمون دو رژیمی در مقابل سه­رژیمی
403/28
0000/0*
935/34
0000/0*
خودهمبستگی پورتمن
8125/9
1994/0
9854/10
1143/0
ناهمسانی واریانس ARCH
1264/0
7234/0
2553/0
6154/0
متغیرها
ضرایب
آماره t
ضرایب
آماره t
عرض از مبدأ
رژیم 0
1182/0-
7/12-*
0296/0-
80/3-*
رژیم 1
0018/0
206/0
0209/0
75/4*
رژیم 2
0572/0
05/6*
0596/0
05/8*
انحراف معیار
رژیم 0
0171/0
47/6*
0309/0
87/3*
رژیم 1
0058/0
77/3*
رژیم 2
0596/0
89/4*  
7272/0-
18/7-*
2279/0-
51/3-*  
3916/0-
01/4-*
4007/0-
95/9-*  
3821/0-
38/4-*
2727/0-
05/4-*  
5476/0
016/6*
5980/0
9/11*  
3165/0
66/3*
 
   
0011/0-
09/2-**
0010/0-
30/3-*  
0017/0-
60/3-*
0009/0-
442/0-  
0005/0-
964/0-
0001/0-
119/0-  
0048/0
5/10*
0019/0
23/8*  
0014/0
71/2*
0034/0-
51/4-*  
0004/0-
758/0-
0014/0
39/5*  
0003/0
635/0
0010/0-
62/4-*  
 
 
0009/0
50/8*  
 
 
0010/0-
41/3-*  
0028/0
 
0033/0-
 
ملاحظات: * و ** به ترتیب نشان­دهنده­ی سطح معنی­داری در احتمال 1%، 5 % را نشان ­می­دهند.
ماخذ: یافته­های تحقیق
یکی از خروجی­های مهم مدل­های چرخشی مارکف، احتمال انتقالات بین رژیمی و ویژگی­های رژیمی (دوام و احتمالات انباشته) است که اطلاعات مفیدی را در بررسی ارتباط بین متغیرها حاصل می­کنند. احتمال انتقالات و ویژگی­های رژیمی مربوط به
مدل­های براورد شده در تحقیق در جدول (3) آورده شده است.
 
جدول (3)- نتایج احتمال انتقالات و ویژگی­های رژیمی مربوط به مدل­های برآورد شده
متغیر مستقل
شوک­های مثبت
شوک­های منفی ( )
مدل
MSI(3)-ARX(5,7)
MSIH(3)-ARX(4,9)
احتمال انتقالات
زمان t
زمان t
رژیم 0
رژیم 1
رژیم 2
رژیم 0
رژیم 1
رژیم 2
زمان
t +1
رژیم 0
2470/0
0591/0
0000/0
1114/0
3499/0
7469/0
رژیم 1
4351/0
6574/0
5665/0
4557/0
3904/0
1995/0
رژیم 2
3179/0
2835/0
4335/0
4329/0
2597/0
0535/0
ویژگی رژیمی
متوسط دوام
33/1
89/2
69/1
12/1
70/1
05/1
احتمال تجمعی
0482/0
6265/0
3253/0
3494/0
4096/0
2410/0
ماخذ: یافته­های تحقیق
 
نمودارهای (1) و (2) نشان­دهنده احتمال وقوع رژیم­های مختلف رشد اقتصادی طی زمان بر اثر وقوع شوک­های مثبت و منفی قیمتی نفت هستند.
 
نمودار (1) سری احتمال وقوع رژیم­های مختلف رشد اقتصادی بر اثر وقوع شوک­های مثبت قیمتی نفت
نمودار (2) سری احتمال وقوع رژیم­های مختلف رشد اقتصادی بر اثر وقوع شوک­های منفی قیمتی نفت
 
احتمال انتقالات نشان­ می­دهند در صورتی که در زمان t در رژیم i قرار بگیریم، احتمال اینکه در زمان 1t+ در رژیم j قرار بگیریم، چقدر است. همچنین احتمالات تجمعی نشان می­دهند هر رژیم چند درصد از دوره زمانی مورد مطالعه را شامل می­شود. به عبارت دیگر، احتمالات تجمعی، احتمال حادث شدن هر یک از رژیم­ها را در دوره جاری، قطع نظر از اینکه در دوره گذشته در رژیم صفر یا یک و یا دو باشیم را نشان می­دهد. دوره دوام نیز نشان­دهنده­ متوسط دوره­ای است که طول می­کشد تا از رژیمی به رژیم دیگر تغییر وضعیت دهیم (همان، 13).
بر اساس ماتریس انتقال احتمالات مربوط به معادله X=NOPI در جدول (3)، اگر اقتصاد کشور در زمان t در شرایط رشد اقتصادی پایین قرار گیرد با وقوع یک شوک خالص مثبت قیمتی نفت به احتمال 2470/0در زمان 1t+ در همان وضعیت قرار گیرد و به احتمال 4351/0 در رشد اقتصادی متوسط و به احتمال 3179/0 در وضعیت رشد اقتصادی بالا قرار خواهد گرفت. همچنین اگر اقتصاد در زمان t در رشد اقتصادی متوسط قرار گیرد با ایجاد یک شوک مثبت قیمتی نفت به احتمال 6574/0 در زمان  1t+ در همان وضعیت باقی می­ماند و به احتمال 2835/0 به وضعیت رشد اقتصادی بالا و تحت تأثیر سایر عوامل نامساعد به احتمال 0591/0 به وضعیت رشد اقتصادی پایین چرخش می­کند. نهایتاً اینکه اگر در زمان t، اقتصاد در وضعیت رشد اقتصادی بالا قرار گیرد به واسطه­ همین شوک­ها در زمان 1t+  فقط 4335/0 احتمال دارد اقتصاد در همان وضعیت باقی بماند و به احتمال 5665/0 تحت تأثیر سایر عوامل نامساعد به وضعیت رشد اقتصادی متوسط چرخش خواهد کرد. نکته دیگری که ماتریس انتقال احتمالات در مورد شوک­های مثبت نفتی نشان می­دهد، تمایل بیشتر اقتصاد برای انتقال از وضعیت­های رژیم صفر و دو به وضعیت یک در مقایسه با تمایل به ثبات در رژیم صفر و دو است، اما تمایل به ثبات در رژیم یک (وضعیت رشد اقتصادی متوسط) نسبت به تمایل برای انتقال به وضعیت­های دیگر بسیار بیشتر است. در واقع شوک­های خالص مثبت قیمت نفت با تأثیری که بر رشد اقتصادی دارند (0028/0)، می­توانند رشد اقتصادی ایران را از وضعیت­ رشد اقتصادی پایین خارج ساخته و آنها را به وضعیت­های رشد اقتصادی متوسط و بالا انتقال دهند ولی چندان قادر نیستند وضعیت رشد اقتصادی بالا را در اقتصاد ایران حفظ کنند و صرفاً تداوم وضعیت رشد اقتصادی متوسط را در ایران تضمین خواهند کرد. دوره­ دوام 89/2 فصلی این رژیم نسبت به دوره­ دوام 33/1 و 69/1 فصلی رژیم صفر و دو مؤید  این مطلب است. ضمن اینکه بر اساس احتمالات انباشته در 65/62 درصد دوره­ی مورد مطالعه این اتفاق رخ داده است در حالی که رژیم صفر و رژیم دو به ترتیب 12/4 و 53/32 درصد دوره­ موردنظر را شامل می­شوند.
بر اساس ماتریس انتقال احتمالات مربوط به معادله X=NOPD بر اساس جدول (3) اگر اقتصاد کشور در زمان t در شرایط رشد اقتصادی بالا قرار گیرد با وقوع یک شوک خالص منفی قیمتی نفت، 0535/0 احتمال دارد که در زمان  1t+ اقتصاد وضعیت رشد اقتصادی بالای خود را حفظ کند، به احتمال 1995/0 به وضعیت رشد اقتصادی متوسط و به احتمال 7469/0در رشد اقتصادی پایین قرار خواهد گرفت. اگر در زمان t، اقتصاد در رشد اقتصادی متوسط قرار گیرد با ایجاد یک شوک منفی قیمتی نفت به احتمال 3904/0در زمان 1t+ در همان وضعیت باقی می­ماند و به احتمال3499/0 به وضعیت رشد اقتصادی پایین چرخش خواهد کرد. البته تحت سایر عوامل مساعد نیز 2597/0 احتمال دارد اقتصاد ایران در وضعیت رشد اقتصادی بالا قرار گیرد. همچنین اگر اقتصاد در زمان t در وضعیت رشد اقتصادی پایین قرار گیرد، شوک منفی به احتمال 1114/0 در زمان  1t+ اقتصاد را در همان وضعیت نگه خواهد داشت و به احتمال 4557/0 و 4329/0 تحت سایر عوامل به ترتیب اقتصاد در وضعیت­های رشد اقتصادی متوسط و بالا قرار خواهد گرفت. به طور کلی بر اساس ماتریس احتمالات فوق می­توان گفت به احتمال زیاد شوک­های منفی قیمتی پیش­بینی نشده نفت منجر به انتقال اقتصاد از وضعیت رشد اقتصادی بالا به پایین
می­شوند اما قادر نیستند اقتصاد ایران را بیشتر در شرایط رشد پایین نگه دارند. همچنین در وضعیت رشد اقتصادی متوسط این شوک­ها به احتمال زیاد مانع از بهبود وضعیت رشد اقتصادی خواهند شد. در نتیجه اقتصاد در وضعیت رشد اقتصادی متوسط به تعادل می­رسد. البته دوره­ دوام بیشتر رژیم یک (7/1 فصل) نسبت به رژیم صفر (12/1 فصل) و رژیم دو (05/1 فصل) گواه بر این موضوع است. از طرف دیگر به عنوان شاهد تجربی در 96/40 درصد دوره مورد مطالعه نیز چنین اتفاقی رخ داده است. در مقابل 94/34 درصد دوره مورد مطالعه مربوط به رژیم صفر و 10/24 درصد هم مربوط به رژیم دو است.
 
7- نتیجه­گیری و توصیه­های سیاستی
در این مطالعه بنا به نقش شوک­های پیش­بینی ­نشده قیمتی نفت در شکل­گیری فرایند اقتصادی کشور و همچنین وجود تغییرات ساختاری متعدد در اقتصاد ایران و در نتیجه تحول ارتباط بین متغیرهای اقتصادی و تحولات بازارهای جهانی نفت در طی زمان، اثرات نامتقارن شوک­های پیش­بینی نشده قیمتی نفتی بر رشد اقتصادی کشور با رویکرد مدل­های چرخشی مارکف دنبال شد به طوری که در این مطالعه برای تفکیک شوک­ها از تصریحات شوک­های خالص قیمت نفت ارائه شده توسط همیلتون (1996) استفاده شد.
نتایج حاصل از برآورد مدل­های چرخشی مارکف نشان داد شوک­های منفی و مثبت پیش­بینی نشده قیمت نفت در طی زمان، تحت سه الگوی متفاوت رشد اقتصادی را متأثر می­کند و تأثیر شوک­های منفی قیمتی بیشتر از تأثیر شوک­های مثبت هم اندازه است بنابراین تأثیر شوک­های پیش­بینی نشده قیمتی نفت بر رشد اقتصادی نامتقارن است. همچنین بر اساس ماتریس احتمال انتقالات بین رژیمی و دوره­ دوام رژیم­ها، بروز شوک­های پیش­بینی نشده مثبت قیمتی نفت باعث می­شوند تمایل انتقال اقتصاد از وضعیت رشد اقتصادی پایین به وضعیت­های دیگر در مقایسه با تمایل به ثبات در همان وضعیت بیشتر باشد ولی این شوک­ها قادر نیستند وضعیت رشد اقتصادی بالا را حفظ کنند نهایتاً این شوک­ها می­توانند منجر به وضعیت رشد اقتصادی متوسط و تداوم آن شوند. در مقابل شوک­های منفی پیش­بینی نشده زیاد قادر نیستند در وضعیت رشد اقتصادی پایین مانع از بهبود وضعیت رشد اقتصادی شوند ولی می­توانند مانع تداوم وضعیت رشد اقتصادی بالا و در نتیجه انتقال آن به وضعیت­های رشد اقتصادی پایین شوند. با این حال اقتصاد ایران قادر است با وجود شوک­های منفی قیمتی نفت در وضعیت رشد اقتصادی متوسط قرار گیرد و این وضعیت را نیز حفظ کند.
از آنجا که در تنظیم بودجه کشور معمولاً تحولات قیمتی نفت در یک سال گذشته مورد توجه قرار می­گیرند به دنبال بروز شوک­های منفی پیش­بینی نشده، درآمد­های نفتی محقق
نمی­شوند و به دلیل عدم انعطاف­پذیری هزینه­های جاری برای کاهش، عمدتاً هزینه­های عمرانی که به منزله تشکیل سرمایه در اقتصاد هستند، کاهش می­یابند اما به دنبال بروز شوک­های مثبت پیش­بینی نشده و ایجاد مازاد درآمد­های نفتی معمولا هزینه­های جاری دولت افزایش پیدا می­کند که اثرات مثبت مقطعی در اقتصاد دارند. عمدتاً به این خاطر است که شوک­های مثبت نسبت به شوک­های منفی تأثیر کمتری بر اقتصاد دارند. بنابراین با توجه به این امر که اقتصاد در هر لحظه از زمان در چه رژیمی قرار دارد، باید درآمدهای نفتی مازاد بر مقدار پیش­بینی شده مدیریت شود به طوری که در رژیم رشد اقتصادی بالا، تاجایی که امکان دارد باید از تزریق درآمد­های نفتی مازاد بر مقدار پیش­بینی شده بر اقتصاد خودداری شود. در عوض از این مازاد درآمدها در حالت رژیم رشد اقتصادی پایین برای تقویت اقتصاد و همچنین هنگام بروز شوک­های منفی پیش­بینی نشده، برای جبران مقدار تحقق نیافته درآمدها استفاده شود تا اثرات منفی شوک­های منفی قیمتی نفت بر اقتصاد حداقل شود. در کنار همین امر قیمت­های تعدیل شده­تر و کمتری از قیمت نفت را در برنامه­ریزی­های خود لحاظ کند. با این سیاست، اندازه­ شوک­های منفی برای دولت ایران کوچک­تر خواهد بود و اقتصاد کشور کمتر از اثرات این نوع شوک­ها متضرر خواهد شد و متقابلاً اندازه شوک­های مثبت برای کشور ایران افزایش خواهد داشت و اقتصاد بیشتر از اثرات مطلوب آنها برخوردار خواهد بود.
 
8- منابع
الف) فارسی
1- آرمن، سیدعزیز و زارع، روح­الله(1388)، «مصرف انرژی در بخش­های مختلف اقتصادی و ارتباط آن با رشد اقتصادی در ایران: تحلیل علیت براساس روش تودا و یاماموتو"، فصلننامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره21، صص67-92.
2- ابراهیمی، محسن و قنبری، علیرضا (1388)، «پوشش ریسک نوسانات درآمدهای نفتی با استفاده از قراردادهای آتی در ایران»، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 3 (پیاپی34)، صص 173-204.
3- ابریشمی حمید، مهرآرا محسن، غنیمی فرد حجت ا... و کشاورزیان، مریم (1387)، «اثرات نامتقارن قیمت نفت بر رشد اقتصادی کشورهای OECD»، مجله تحقیقات اقتصادی، دوره 43، شماره 4، صص 1-16.
4- ابونوری، اسماعیل و عرفانی، علیرضا. (1387)، «الگوی چرخشی مارکف و پیش بینی احتمال وقوع بحران نقدینگی در کشورهای عضو اوپک»، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 3، پیاپی 30، صص153-174.
5- اسگویی، محمدمهدی برقی و  شهباززاده، اتابک. (1393)، «بررسی رابطه‌ی علی قیمت نفت خام و طلا؛ با تأکید بر رویکرد غیرخطی مارکوف سوئیچینگ»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، جلد 10، شماره 40 ، صص 39-64.
6- جهادی، محبوبه، علمی، زهرا (1390)، «تکانه­های قیمت نفت و رشد اقتصادی (شواهدی از کشورهای عضو اپک)»، پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، سال اول، شماره دوم، صص12-40.
7- دلاوری، مجید، شیرین­بخش، شمس اله، دشت­بزرگی، زهرا (1387)، «بررسی تاثیر قیمت نفت بر رشد اقتصادی ایران با استفاده از هم­گرایی نامتقارن»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال پنجم، شماره 18، صص 65-80
8- صمدی، سعید، یحیی ابادی، ابوالفضل و معلمی، نوشین (1388)، «تحلیل تأثیر
شوک­های قیمتی نفت بر متغیرهای اقتصاد کلان در ایران»، فصلنامه پژوهش­ها و
سیاست­های اقتصادی، سال هفدهم، شماره 52، صص 5-26..
9- طیب نیا، علی و قاسمی، فاطمه (1385)، «نقش تکانه­های نفتی در چرخه­های تجاری اقتصاد ایران»، پژوهش­نامه بازرگانی، سال ششم، شماره 23، صص 49-80.
10- فلاحی، فیروز و هاشمی دیزجی، عبدالرحیم (1389)، «رابطه علیت بین GDP و مصرف انرژی در ایران با استفاده از مدل­های مارکف سوئیچینگ»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال هفتم، شماره 26، صص 131-152.
11- مهرآرا، محسن و کیخا، علیرضا (1387)، «نهادها، نفت و رشد اقتصادی در کشورهای متکی به نفت: روش پانل هم انباشتگی طی دوره 1975-2005»، فصلنامه اقتصاد مقداری (بررسی­های اقتصادی سابق)، دوره 5، شماره 4، صص 55-79..
12- مهرآرا، محسن و نیکی اسکویی، کامران (1385)، «تکانه­های نفتی و اثرات پویای آن بر متغیرهای کلان اقتصادی»، پژوهش­نامه بازرگانی، شماره 40، صص32-63..
13- مهرگان، نادر، حقانی، محمود و سلمانی، یونس (1391)، «تأثیر نامتقارن شوک­های قیمتی نفت بر رشد اقتصادی گروه کشورهای OECD و OPEC با تاکید بر محیط شکل­گیری شوک­ها و تغییرات رژیمی»، فصل­نامه مدل­سازی اقتصادی، شماره 19، صص 1-18.
 
 
ب) انگلیسی
1- Ang, A. & Bekaert, G. (2003), “How do Regimes Affect Asset Allocation?”, NBER Working Papers 10080, National Bureau of Economic Research, Inc.
2- Chen, S.S. & Hsu, K.W. (2012), “Reverse globalization: Does high oil price volatility discourage international trade?”, Energy Economics, vol. 34, Issue 5, pp 1634–1643.
3- Cologni, M. & Manera, M. (2009), “The Asymmetric Effects of Oil Shocks on Output Growth: a Markov-Switching Analysis for the G-7 Countries”,Economic Modelling, vol.26, pp.1-29.
4- Elmi, Z., Jahadi, M. (2011), “Oil Price Shocks and Economic Growth: Evidence from OPEC and OECD”, Australian Journal of Basic and Applied Sciences, vol. 5(6), pp. 627-635.
5- Fallahi, F. (2011) “Causal relationship between energy consumption (EC) and GDP:A Markov switching (MS) causality”, Journal of Energy, vol. 35, pp. 4165-4170.
6- Farzanegan, M.R. & Markwardt, G. (2008), “the Effects of Oil Price Shocks on the Iranian Economy”, Eenergy Economics, vol. 31, pp.134-151.
7- Garcia R. (1998), “Asymptotic null distribution of the likelihood ratio test in Markov switching models”, Journal of International Economic Review, vol. 39, pp.763-88.
8- Ghysels, E. (1994), “On the Economics and Econometrics of Seasonality”, In Advances in Econometrics, 6’th World Congress, vol. I, Edit. by C.A. Sims, Cambridge UniversityPress.
9- Gylfason, T. (2001), “Natural Resourses, Education and Economic Development”, European Economic Review, vol.45, pp.847-859.
10- Hamilton, J.D. (1983), “Oil and The Macroeconomy Since World War II”, Journal of Political Economy, vol.91, pp.228–248.
11- Hamilton, J.D. (1996), “This is What Happened to the Oil Price-Macro Economy Relation Ship?”, Journal of Monetary Economics, vol.38, pp.215-220.
12- Hamilton, J.D. (2003), “What Is an Oil Shock?”, Journal of Economics, vol.113, pp.363-398.
13- Hamilton, J.D. (2005), “Regime-Switching Models”, Department of Economics, University of California, San Diego, La Jolla, CA 92093-0508, Prepared for: Palgrave Dictionary of Economics
14- Hansen, B. E. (1992), “The Likelihood Ratio Test Under Nonstandard Conditions: Testing Markov Switching Model of GNP”, Journal Applied Econometrics, vol. 7, pp.S61-S82
15- Hansen, B. E. (1996), “Erratum: The Likelihood Ratio Test Under Non-Standard Conditions: Testing The Markov Switching Model of GNP”, Journal of Applied Econometrics, vol.11, pp. 195–199.
16- Hooker, M.A. (1996), “What Happened to the Oil Price-Macroeconomy Relationship?”, Journal of Monetary Economics, vol.38, pp.195–213.
17- Iwayemi, A., Fowowe, B. (2011), “Impact of Oil Price Shocks on Selected Macroeconomic Variables in Nigeria”, Energy Policy, vol. 39, pp. 603–612.
18- Jimenez-Rodriguez, Rebeca & Marcelo, Sanchez (2005), “Oil price Shocks And Real GDP Growth: Empirical Evidence For Some OECD Countries”, Applied Economics, vol. 37, pp. 201-228.
19- Krolzig H. M. (1997), “Markov Switching Vector Autoregressions: Modelling, Statistical Inference and Application to Business Cycle Analysis”, Lecture Notes in Economics and Mathematical Systems, Springer-Verlag.
20- Krolzig, H. M. (2001), “Business Cycle Measurement In The Presence of Structural Change: International Evidence”, International Journal of Forecasting, Bol. 17, pp. 349–368.
21- Krugman, P.R. (1987), “The Narrow Moving Band, the Dutch Disease and the Competitive Consequences of Mrs. Teacher”, Journal of Development Economics, vol.27, pp.41-55.
22- Lee, K., Ni, S. & Ratti, R.A. (1995), “Oil Shocks and the Macroeconomy: the Role of Price Volatility”, Energy Journal, vol.16, pp.39–56.
23- Looney, R. (1990), “Oil Revenues and Dutch Diseases in Saudi Arabia: Differential Impact on Structural Growth”, Canadian Journal of Development Studies, vol.6, pp.1.
Mauro, P. (1995), “Corruption and Growth”, Quarterly Journal Economic, vol.110(3), pp. 681- 712.
24- Ming Kuan, Ch. (2002), “Lecture on The Markov Switching Model”, Institute of Economics, Academia Sinica, Taipei 115, Taiwan; Site: www.sinica.edu.tw/as/ssrc/ckuan
25- Mork, K.A. (1989), “Oil Shocks and the Macroeconomy When Prices Go Up and Down: an Extension of Hamilton’s Results”, Journal of Political Economy, vol. 97, pp.740–744.
26- Peersman, G. & Robays, I.R. (2011), “Cross-Country Differences in the Effects of Oil Shocks”, Energy Economics, doi:10.1016/j.eneco.2011.11.010
27- Polterovich, V., V. Popov & Tonis, A. (2010), “Resource Aboundance: A Curse or Blesing?”, DESAWorking, vol.93, pp.1-21.
28- Psaradakis, Z & Spagnolo , N. (2003), “On the Determination of the Number of Regimes in Markov Switching Autoregressive Models”, Journal of Time Series Analysis, vol. 24, pp 237-252.
29- Rahman, S. & Serletis, A. (2012), “Oil Price Uncertainty and the Canadian Economy: Evidence from a VARMA, GARCH-in-Mean, Asymmetric BEKK Model”, Energy Economics, vol.34, pp.603–610.
30- Raymond, J.E. & Rich, R.W. (1997), “Oil and the Macroeconomy: a Markov State–Switching Approach”, Journal of Money, Credit and Banking, vol.29, pp.193–213.
31- Rodriguez, F. and J. & Sachs, D. (1999), “Why Do Resource Aboundant Econimies Grow More Slowly? A New Explanation and an Application to Venezuela”, Journal of Economic Growth, vol.4, pp.277-303.
32- Sachs, J.D. & Warner, A. (1997), “Natural Resource Abundance and Economic Growth”, Center for International Development and Harvard University, M.A. Cambridge.
 
 
2- دانشیار اقتصاد دانشگاه بوعلی سینا همدان / نویسنده مسئول
Email: mehregannader@yahoo.com
1- دانشجوی دکتری علوم اقتصادی دانشگاه تربیت مدرس    
Email: unes.salmani@gmail.com
1- Natural Resource-Based Economic Growth
2- Organization of the Petroleum Exporting Countries (OPEC)
3- Hamilton
[6]. Net Oil Price Increase
[7]- Markov-Switching Regressions
[8]- Resource Curse
[9]- Elmi & Jahadi
[10]- Mauro
[11]- Sachs & Warner
[12]- Gylfason
[13]- Looney
[14]- Rodriguez & Sachs
[15]- Steady State Level
[16]- Polterovich et al
[17]- Cordon & Neary
[18]- Krugman
[19]- Vector Autoregression
[20]- Mork
[21]- Lee et al
[22]- Normalize
[23]- Autoregressive Conditional Heteroskedasticity Model
[24]- Hooker
[25]- Net Oil Price Increase
[26]- Raymond & Rich
[27]- Jimenez & Sanchez
4- Organisation for Economic Co-opertion and Development (OEDC)
[29]- Cologni & Manera
[30]- Farzanegan & Markwardt
[31]- Peersman & Robays
[32]- Iwayemi & Fowowe
[33]- Rahman & Serletis
5-Vector Autoregressive Moving-Average
6- Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedastic
7- Baba-Engle-Kraft-Kroner (BEKK) Model
8- Conditional Variance–Covariance Process
9- Chen & Hsu
1- Blanchard & Quah
[40]- Hodrick-Prescott Filtering
[41]- Exponential GARCH (EGARCH)
[42]- Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD)
[43]- Dummy Variables
[44]- Data Generating Process (DGP)
[45]- Ming Kuan
[46]- Net Oil Price Increase
[47]- HEGY Seasonal Unit Root Tests (Hylleberg, Engle, Granger & Yoo (1990))
[48]- Unit Roots at the Zero Frequency ((Non Seasonal Unit Root))
[49]- Unit Roots at the Semi-Annual Frequency (Semi- Annual Unit Root)
[50]- Unit Roots at the Annual Frequency (Annual Unit Root))
[51]- Complex Unit Roots
[52]- Unit Roots at the Seasonal Frequency (Seasonal Unit Root)
[53]- Ghysels et al
[54]- Nuisance Parameter
[55]- Krolzig
[56]- Hansen
[57]- Garcia
[58]- Saradakis and Spagnolo
[59]- Fallahi
[60]- Portmanteau Test
[61]- Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno (BFGS) Algorithm
19- Krolzig H. M. (1997), “Markov Switching Vector Autoregressions: Modelling, Statistical Inference and Application to Business Cycle Analysis”, Lecture Notes in Economics and Mathematical Systems, Springer-Verlag.
20- Krolzig, H. M. (2001), “Business Cycle Measurement In The Presence of Structural Change: International Evidence”, International Journal of Forecasting, Bol. 17, pp. 349–368.
21- Krugman, P.R. (1987), “The Narrow Moving Band, the Dutch Disease and the Competitive Consequences of Mrs. Teacher”, Journal of Development Economics, vol.27, pp.41-55.
22- Lee, K., Ni, S. & Ratti, R.A. (1995), “Oil Shocks and the Macroeconomy: the Role of Price Volatility”, Energy Journal, vol.16, pp.39–56.
23- Looney, R. (1990), “Oil Revenues and Dutch Diseases in Saudi Arabia: Differential Impact on Structural Growth”, Canadian Journal of Development Studies, vol.6, pp.1.
Mauro, P. (1995), “Corruption and Growth”, Quarterly Journal Economic, vol.110(3), pp. 681- 712.
24- Ming Kuan, Ch. (2002), “Lecture on The Markov Switching Model”, Institute of Economics, Academia Sinica, Taipei 115, Taiwan; Site: www.sinica.edu.tw/as/ssrc/ckuan
25- Mork, K.A. (1989), “Oil Shocks and the Macroeconomy When Prices Go Up and Down: an Extension of Hamilton’s Results”, Journal of Political Economy, vol. 97, pp.740–744.
26- Peersman, G. & Robays, I.R. (2011), “Cross-Country Differences in the Effects of Oil Shocks”, Energy Economics, doi:10.1016/j.eneco.2011.11.010
27- Polterovich, V., V. Popov & Tonis, A. (2010), “Resource Aboundance: A Curse or Blesing?”, DESAWorking, vol.93, pp.1-21.
28- Psaradakis, Z & Spagnolo , N. (2003), “On the Determination of the Number of Regimes in Markov Switching Autoregressive Models”, Journal of Time Series Analysis, vol. 24, pp 237-252.
29- Rahman, S. & Serletis, A. (2012), “Oil Price Uncertainty and the Canadian Economy: Evidence from a VARMA, GARCH-in-Mean, Asymmetric BEKK Model”, Energy Economics, vol.34, pp.603–610.
30- Raymond, J.E. & Rich, R.W. (1997), “Oil and the Macroeconomy: a Markov State–Switching Approach”, Journal of Money, Credit and Banking, vol.29, pp.193–213.
31- Rodriguez, F. and J. & Sachs, D. (1999), “Why Do Resource Aboundant Econimies Grow More Slowly? A New Explanation and an Application to Venezuela”, Journal of Economic Growth, vol.4, pp.277-303.
32- Sachs, J.D. & Warner, A. (1997), “Natural Resource Abundance and Economic Growth”, Center for International Development and Harvard University, M.A. Cambridge.
 
 
پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران
دوره 3، شماره 12
مهر 1393
صفحه 208-183
فایل ها
سابقه مقاله
  • تاریخ دریافت: 03 اردیبهشت 1393
  • تاریخ پذیرش: 13 بهمن 1393
هم رسانی
ارجاع به این مقاله
آمار