شناسنامه علمی شماره
نویسندگان
1 استادیار اقتصاد، دانشگاه تبریز
2 دانشیار اقتصاد، دانشگاه تبریز
3 کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی
چکیده
درآمدهای نفتی، بخش بزرگی از درآمدهای صادراتی کشورهای صادرکننده نفت را تشکیل میدهد. از این رو اثر تغییرات قیمت نفت در این کشورها دارای اهمیت زیادی میباشد.هدف اصلی تحقیق حاضر، بررسی اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بر تولید در ایران است. برای این منظور بااستفاده از اطلاعات سری زمانی فصلی اقتصاد ایران طی دوره 1386:4-1369:1 و با بهرهگیری از روش مارکوف- سوئیچینگ شوکهای نفتی استخراج میگردد. نتایج حاصل از تخمین مدل حاکی از آن است که اثرات شوکهای نفتی بر تولید طی دوره زمانی مورد مطالعه، قابل تفکیک به دو رژیم بوده و ضرایب دو رژیم از لحاظ آماری معنیدار میباشند، به عبارت دیگر نشاندهنده عدم تقارن تأثیر شوک منفی و شوک مثبت میباشد.
کلیدواژهها
عنوان مقاله [English]
The Asymmetric Effects of Oil Revenue Shocks on Output in Iran Using Markov - Switching Approach
نویسندگان [English]
- firouz Fallahi 1
- Mohsen PourabdalhanQuech 1
- Davood Bahboodi 2
- Fakhri Sadat Mohseni Zanozi 3
1 Assistant Professor of Economics, University of Tabriz
2 Associate Professor of Economics, University of Tabriz
3 Master of Economic Development and Planning
چکیده [English]
Oil revenues make up the major part of revenues of the oil exporting countries. So, the fluctuation of oil price is very important for these countries. This study investigates the asymmetric effects of oil shocks on output in Iran over the period of 1369:1-1386:6 using the Markov switching approach. The results suggest that the effects of oil shocks on output are separable into two regimes. In addition, the results also show that the effect of oil shocks over the recessions is significantly higher than that over the booms. In other words, the impacts of oil shocks on output in the Iranian economy over the booms and recessions are asymmetric.
کلیدواژهها [English]
- Asymmetric Effects
- Oil Shocks
- production
- Iran
- Markov-Switching
بررسی اثرات نامتقارن شوکهای درآمد نفتی بر تولید در اقتصاد ایران با استفاده از مدل مارکوف-سوئیچینگ
فیروز فلاحی*، محسن پورعبادالهان کویچ**،
داود بهبودی*** و فخری سادات محسنی زنوزی****
تاریخ دریافت: 2 اسفند 1390 تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392
درآمدهای نفتی، بخش بزرگی از درآمدهای صادراتی کشورهای صادرکننده نفت را تشکیل میدهد. از این رو اثر تغییرات قیمت نفت در این کشورها دارای اهمیت زیادی میباشد.هدف اصلی تحقیق حاضر، بررسی اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بر تولید در ایران است. برای این منظور بااستفاده از اطلاعات سری زمانی فصلی اقتصاد ایران طی دوره 1386:4-1369:1 و با بهرهگیری از روش مارکوف- سوئیچینگ شوکهای نفتی استخراج میگردد. نتایج حاصل از تخمین مدل حاکی از آن است که اثرات شوکهای نفتی بر تولید طی دوره زمانی مورد مطالعه، قابل تفکیک به دو رژیم بوده و ضرایب دو رژیم از لحاظ آماری معنیدار میباشند، به عبارت دیگر نشاندهنده عدم تقارن تأثیر شوک منفی و شوک مثبت میباشد.
واژههای کلیدی: شوکهای نفتی، اثرات نامتقارن، اقتصاد ایران، مدل مارکوف- سوئیچینگ، تولید.
طبقهبندی JEL: E23، C32.
1. مقدمه
نوسانات قیمت نفت، از جمله اصلیترین منبع نوسانات اقتصادی کشورهای تولیدکننده نفت میباشد. افزایش ناگهانی قیمت نفت بعد از سال 1973 تأثیرات مهمی بر اقتصاد کشورهای صادرکننده نفت گذاشته است. بهطوریکه میتوان اظهار داشت در این دوره درآمدهای ارزی حاصل از فروش نفت به شدت افزایش یافته و باعث رشد سطح قیمتها، نرخهای دستمزد و واردات در کشورهای صادرکننده نفت خام گردید. بررسیها نشان میدهد که اقتصاد ایران پس از افزایش قیمت نفت در دهه 70 میلادی بیماری هلندی را تجربه کرده است و وابستگی شدید بودجه دولت به نفت و درآمدهای ناشی از آن مشهود میباشد (بهشتی، 1383: 209). تأکید مداوم سیاستگذاران بر کاهش وابستگی اقتصاد کشور به نفت، نشاندهنده بروز مشکلات اقتصادی ناشی از شوکهای نفت در اقتصاد ملی میباشد. لذا میتوان بیان داشت که جهت جلوگیری از بروز بحرانهای اقتصادی و طراحی سیاستهای مناسب به منظور حفظ تعادل و ثبات اقتصادی، بررسی اثرات تغییر در قیمتهای نفت بر روی متغیرهای کلان اقتصادی از جمله تولید ضروری میباشد.
تا اواسط دهه 1980، اقتصاد جهانی افزایش قیمت نفت را تجربه میکرد و اقتصاددانان نیز از الگوهای متقارن برای تبیین رابطه میان قیمت نفت و متغیرهای کلان استفاده میکردند. اما در سال 1986، با کاهش شدید قیمت نفت، رابطه میان قیمت نفت و متغیرهای کلان اقتصادی تضعیف شد و استفاده از تصریحات متقارن برای الگوسازی روابط مذکور مورد تردید قرار گرفت. در حقیقت، کاهش قیمت نفت در سالهای مذکور نتوانست افزایش رشد اقتصادی را بر اساس الگوهای متقارن سابق به درستی پیشبینی کند. لذا وجود اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بیش از پیش مورد توجه محققان قرار گرفت و مطالعات تجربی فراوانی به بررسی این موضوع در کشورهای واردکننده نفت پرداختند. در این میان تعداد مطالعاتی که وجود اثرات نامتقارن شوکهای نفتی کشورهای صادرکننده نفت مورد بررسی قرار داده، بسیار محدود میباشد. در مطالعات داخلی نیز تاکنون هیچ مطالعهای با استفاده از روش مارکوف-سوئیچینگ که بتواند شوکهای مثبت و منفی نفت را برای کشور ایران تفکیک کند، صورت نگرفته است. بنابراین این سوال مطرح است که نوسانات قیمت نفت در ایران چگونه بر تولید تاثیر میگذارند؟ آیا در ایران نیز همانند برخی از مطالعات صورت گرفته در سایر کشورها، اثرات شوکهای نفتی بر تولید نامتقارن است؟
در این مطالعه، بعد از مقدمه، به تحلیل مبانی نظری مرتبط با موضوع پرداخته شده و در بخش سوم به برخی از مطالعات صورت گرفته در خارج و داخل کشور اشاره میشود. در بخش چهارم الگوی نظری معرفی و در بخش پنجم با با استفاده از دادههای فصلی دوره زمانی 1386- 1369 که از منابع آماری منتشر شده از سوی بانک مرکزی فراهم گردیده است، به بررسی اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بر تولید در اقتصاد ایران پرداخته میشود. در بخش ششم نیز جمعبندی و نتیجهگیری ارائه میگردد.
2. مبانی نظری
نقش مهم نفت خام در اقتصاد جهانی توجه سیاستمداران و اقتصاددانان را به تأثیر نوسانات قیمت آن جلب کرده است (فرزانگان و مارک وارت[1]، 2009: 135). اکثر کشورهای صادرکننده نفت، در بخش صادرات خود تقریباً تک محصولیاند. به عبارت دیگر در این کشورها درآمد حاصل از فروش نفت حداقل به عنوان مهمترین منبع درآمد صادراتی مطرح میشود. از این رو اثرات تغییرات قیمت نفت در این کشورها دارای اهمیت بیشتری میباشد (ابریشمی و همکاران، 1388: 97). در این بخش ابتدا به تحلیل مسیرها و مکانیسمهای اثرگذاری درآمدهای نفتی و نوسانات آن بر تولید میپردازیم و سپس علل عدم تقارن شوکهای نفتی مورد بررسی قرار میگیرد.
وابستگی اقتصاد ایران به درآمدهای نفتی نشان میدهد که شناخت کانالهای انتقال شوکهای نفتی در اقتصاد ایران بسیار حیاتی است. برای این منظور میتوان اثرات شوکهای نفتی را از سه کانال طرف تقاضا، طرف عرضه و رابطه مبادله مورد تحلیل قرار داد.
در اکثر کشورهای صادرکننده نفت، دولت متولی منابع نفتی کشور بوده و دریافتکننده انحصاری درآمدهای نفتی میباشد. اثرات اقتصادی درآمدهای نفتی بهوسیله میزان تأثیر آن بر مصرف، پسانداز و سرمایهگذاری در اقتصاد تعیین میشود. اگر دولت بیشتر درآمدهای حاصل از افزایش قیمت نفت را به سرمایهگذاری اختصاص دهد، با فرض اینکه سرمایهگذاری مولد میباشد، باعث رشد تولید میشود. همچنین دولت مخارج مصرفی خود مانند دستمزد و حقوق، یارانه و پرداختهای انتقالی و همچنین هزینههای مربوط به بهداشت و آموزش را نیز افزایش میدهد (دلوین و لوین[2]، 2005: 192-191).
از طرف دیگر با وقوع شوک نفتی، مصرف از طریق رابطه مثبت با درآمد قابل تصرف به طور غیرمستقیم تحت تأثیر قرار میگیرد. با افزایش قیمت نفت، درآمد از کشورهای واردکننده نفت به کشورهای صادرکننده نفت انتقال یافته و بنابراین، مصرف در کشورهای صادرکننده نفت افزایش مییابد و هر چه شوکها طولانی مدت باشند، اندازه این اثر بزرگتر خواهد بود (پارک[3]، 2007: 9-8). به عبارت دیگر درآمد حاصل از فروش فرآوردههای نفتی در کشورهای صادرکننده نفت، اثر مثبت ثروت را دارد (بیورنلاند[4]، 2009: 234).
علاوه بر موارد فوق، تغییرات قیمت نفت میتواند اقتصاد را از طریق بازار ارز تحت تأثیر قرار دهد (پارک، 2007: 9). تولید نفت، سهم اعظم تولید ناخالص داخلی کشورهای صادرکننده نفت را تشکیل میدهد و افزایش قیمت نفت بطور مستقیم ارزش پول این کشورها را افزایش میدهد. به هر حال، اثر کل شوک قیمتی نفت بر کارایی اقتصادی، اساساً به آنچه که تولیدکنندگان نفت (اساساً دولتها) با مازاد درآمد انجام میدهند، بستگی دارد. بهطوریکه حسین و ترمارتیروسیان[5] (2008) نشان دادند که قیمت نفت، کارایی اقتصادی را از طریق سیاست مالی تحت تأثیر قرار میدهد. ثانیاً، قیمتهای بالای نفت، درآمد ملی واقعی را از طریق درآمد بالای حاصل از صادرات افزایش داده و باعث بهبود رابطه مبادله میشود (کورنونن و یوریکالا[6]، 2007: 2). به این مفهوم که رفاه از کشورهای واردکننده نفت به کشورهای صادرکننده نفت انتقال یافته و در نتیجه منجر به افزایش قدرت خرید کشورهای صادرکننده نفت میگردد. ثالثاً، اگرچه افزایش ارزش پول بر رقابتپذیری بخشهای غیر انرژی صدمه میزند، افزایش ارزش پول داخلی که در نتیجه درآمد بالای نفتی حاصل شده است، ممکن است باعث تحریک سرمایهگذاری از طریق کاهش قیمت کالاهای واسطهای و سرمایهای و در نتیجه تحریک تولید شود. در نهایت اینکه، قیمتهای بالای نفت، سودآوری بخش انرژی را افزایش میدهد که این خود فرصتی را برای سرمایهگذاری در این بخش فراهم میسازد (برومنت و همکاران،2010: 151-150).
عرضه کل متشکل از تولید داخلی و واردات است. تولید داخلی تابعی از حجم سرمایه، نیروی کار، کالاهای واسطهای، حاملهای انرژی، سطح تکنولوژی، دانش و مهارت انسانی و سطح ثبات و اطمینان محیط جامعه میباشد. یک شوک مثبت نفتی میتواند بر عرضه کل اقتصاد اثرات مثبت و منفی داشته باشد. به عنوان مثال اثرات منفی طرف عرضه در مورد کشورهای واردکننده نفت میتواند بر اساس این واقعیت شرح داده شود که نفت یک نهاده مهم در تولید میباشد. بنابراین، افزایش قیمت نفت، تقاضای نفت را کاهش داده و به کاهش بهرهوری سایر نهادهها منجر میشود تا بنگاهها، تولید را کاهش دهند (پارک، 2007: 8). لاردیک و میگنون[7] (2008) نیز مطرح میکنند که با افزایش قیمت نفت، به خاطر کاهش دسترسی به نهاده تولید، تولید بالقوه کاهش مییابد. درنتیجه هزینه تولید افزایش یافته و رشد تولید و بهرهوری کاهش مییابد.
روتمبرگ و وودفورد[8](1996) اثر شوکهای قیمت نفت را بر روی تولید و دستمزدهای واقعی با فرض رقابت ناقص در بازار محصول مورد بررسی قرار میدهند. یافتههای آنها مؤید این مطلب است که با در نظرگرفتن درجهای نسبتاً کم از رقابت ناقص (از قبیل توافقهای ضمنی میان بنگاههای انحصاری)، شوکهای درآمد نفتی میتواند موجب کاهش تولید و دستمزدهای واقعی شود. بر اساس مطالعات راش و تاتوم[9] (1977، 1981)، بارو[10] (1984) و براون و یوسل[11] (1999)، افزایش قیمت نفت علامتی برای افزایش کمیابی انرژی - که نهاده اساسی تولید است- میباشد. بهطوریکه میانگین بالای قیمت انرژی باعث کاهش تقاضا و در نتیجه مصرف انرژی توسط بنگاهها میشود، لذا رشد تولید و بهرهوری کاهش مییابد.
درکنار تأکید اغلب مطالعات نظری بر تأثیر مستقیم شوکهای نفتی بر تولید کشورهای صادرکننده نفت، برخی از مطالعات بهخصوص در سالهای اخیر بر نامتقارن بودن اثر شوکهای منفی و مثبت بر رشد تولید این کشورها اشاره نمودهاند. مطالعه اثرات تغییرات نامتقارن در قیمتهای واقعی نفت، گام مهمی در پر کردن شکاف موجود در ادبیات تجربی مربوط به اقتصاد کلان نفت در کشورهای در حال توسعه و صادرکننده خالص نفت باشد (فرزانگان و مارکوارت، 2009: 135). با توجه به افزایش تقاضای کل بهواسطه تزریق ارز حاصل از صادرات نفت و نتیجتاً افزایش نرخ تورم، عموماً یکی از راهکارها در جهت مقابله با تورم افزایش واردات است. با افزایش واردات که عموماً به منظور مقابله با تورم انجام میپذیرد. بسیاری از بخشهای تولیدی با آسیب جدی مواجه شده و از چرخه تولید خارج خواهند شد و لذا بخشی از سرمایهگذاریهای انجام شده در اقتصاد بلا استفاده مانده و میزان تولید کاهش یافته و بیکاری نیز افزایش مییابد. درمقابل بههنگام کاهش درآمدهای ارزی میزان واردات نیز کاهش مییابد که بخشی از کاهش واردات متوجه کالاهای سرمایهای و ماشینآلات تولیدی خواهد بود و منجر به کاهش سرمایهگذاری، تولید و اشتغال میگردد. بخشهایی نیز که در نتیجه واردات گسترده کالاهای مصرفی در دوره افزایش درآمد نفت از گردونه تولید خارج شده بودند، در این دوره احیا نخواهند شد (امامی و ادیبپور، 1388: 7-6). براساس این مطالعات، تأثیر منفی شوکهای منفی بر تولید بیش از تأثیر مثبت شوکهای مثبت میباشد. یک شوک مثبت در قیمت نفت موجب میشود تا تقاضای کل اقتصاد، به ویژه از کانال مخارج دولت افزایش یابد، اما با افزایش تقاضا، واردات برای تأمین تقاضا بیش از تولیدات داخلی افزایش یافته و صادرات غیرنفتی کاهش خواهد یافت (ابریشمی و همکاران، 1388، 102-100). مورک[12] (1989)، در مطالعه خود نشان میدهد که یک عدم تقارن در واکنش متغیرهای کلان اقتصادی به افزایش و کاهش قیمت نفت وجود دارد. به این ترتیب که تغییرات مثبت قیمت نفت رابطه منفی شدید و معنیداری با تغییرات در GNP واقعی در کشورهای وارکننده دارد، در صورتیکه تغییرات منفی قیمت نفت دارای آثار معنیداری نمیباشد. در این راستا برخی از محققان از جمله بیورنلاند(1998)، رودریگز و سانچز[13](2005)، گرانوالد و همکاران[14] (2009)، آلیو[15] (2009) بیان میدارند که همانند کشورهای واردکننده نفت، شوکهای نفتی در کشورهای صادرکننده نفت نیز دارای تأثیرات نامتقارن میباشد.
3. پیشینه تحقیق
مطالعات متعددی در رابطه با اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بر تولید، در داخل و خارج کشور انجام شده است که در این بخش به بررسی برخی از این مطالعات پرداخته میشود.
1-3. مطالعات خارجی
راجوندین و رییز[16] (2005)، اثرات شوکهای قیمتی نفت را در کشور فیلیپین طی سالهای 2003- 1981 بررسی نمودند. توابع عکسالعمل آنی برای تبدیلات متقارن قیمت نفت نشان میداد که شوک منفی قیمت نفت منجر به کاهش مستمر در GDP واقعی فیلیپین میشود. بالعکس، در مدل VAR نامتقارن، کاهش قیمت نفت نسبت به افزایش قیمت نفت، نقش بیشتری در نوسانات متغیرها دارد. همچنین کلونی و مانرا[17] (2009)، با استفاده از روش مارکوف سوئیچینگ و با بکارگیری دادههای فصلی 2005:1- 1970:1 به بررسی رابطه نامتقارن بین تغییرات قیمت نفت و فعالیت اقتصادی کشورهای G7 پرداختند. آنها به این نتیجه رسیدند که شوک منفی قیمت نفت (افزایش قیمت نفت) اثری بیش ازشوک مثبت قیمت نفت بر فعالیت اقتصادی دارد. به عبارت دیگر به رابطه نامتقارن دست پیدا کردند.
گرانوالد و همکاران[18] (2009) با استفاده از مدل VAR، اثرات شوکهای قیمتی نفت بر متغیرهای کلان اقتصاد قزاقستان را طی دوره 2007:4- 1994:1 مورد بررسی قرار میدهد. نتایج حاصل از برآورد این الگو نشان میدهد که قیمت نفت بیشترین سهم را در شکلگیری نوسانات اقتصادی به خود اختصاص میدهد. همچنین اثرات منفی حاصل از کاهش قیمت نفت، بطور قابل ملاحظهای از اثرات مثبت ناشی از آن بزرگتر است و زیان حاصل از فعالیتهای اقتصادی در نتیجه کاهش قیمت نفت، با افزایش آن جبران نمیشود.
برومنت و همکاران[19] (2010) با استفاده از مدل SVAR، به بررسی نحوه تأثیر شوک قیمت نفت بر رشد تولید کشورهای عضو منا[20] طی دوره 2005- 1952 پرداختند. نتایج حاصل از برآورد مدل نشان میدهد که افزایش قیمت نفت اثر مثبت و معنیداری بر تولید کشورهای صادرکننده نفت: الجزایر، ایران، عراق، کویت، لیبی، عمان، قطر و سوریه و امارات دارد. هرچند که تولید کشورهای بحرین، جیبوتی، مصر، اسرائیل، اردن، مراکش و تانزانیا تأثیری از شوک قیمت نفت نداشتند. در این مطالعه شوکهای نفتی به شکل شوک عرضه نفت و شوک تقاضای نفت تعریف میشود.
مندوزا و ورا[21] (2010) با استفاده از روش GARCH، به بررسی اثر تغییرات پیشبینی نشده قیمت نفت بر تولید کشور ونزوئلا که صادرکننده نفت میباشد، طی دوره 2008:3-1984:1 پرداختهاند. نتایج مطالعه نشان میدهد که اثر شوک مثبت نفت که منجر به افزایش تولید میگردد، بیشتر از اثر شوک منفی نفت بر تولید بوده است. به عبارت دیگر، شوکهای قیمتی نفت دارای اثرات نامتقارن بر رشد تولید میباشد.
2-3. مطالعات داخلی
مهرآرا و نیکی اسکویی (1385) با استفاده از مدل SVAR ، اثرات پویای تکانههای نفتی بر روی متغیرهای اقتصادی را طی دوره 2003- 1960 مورد بررسی قرار دادهاند. در این مطالعه به منظور شناسایی تکانههای ساختاری، از روش محدودیتهای بلانچارد و کوا[22] استفاده و نتایج حاصل از برآورد مدل برای ایران، با سه کشور صادرکننده نفت (اندونزی، کویت و عربستان) که شرایط اقتصادی مشابهی دارند، مقایسه شده است. نتایج حاصل از این مطالعه نشان میدهد که اثر مثبت تکانه قیمت نفت بر روی واردات، تولید ناخالص داخلی و شاخص قیمتها در همه کشورها مثبت بوده و باعث افزایش آنها میگردد.
دلاوری و همکاران (1387) با استفاده از همانباشتگی نامتقارن، به بررسی رابطه بلندمدت بین قیمت نفت و رشد اقتصادی ایران با دادههای فصلی طی دوره 1387- 1368 پرداختهاند. نتایج تحقیق نشان میدهد که در کشور ایران به عنوان یکی از کشورهای صادرکننده نفت، شوکهای نفتی اثری نامتقارن بر رشد اقتصادی بر جای میگذارند، به این معنا که کاهش قیمت نفت، بیش از افزایش آن بر تولید ناخالص داخلی اثر میگذارد.
ابریشمی و همکاران (1387) در مطالعه خود، به بررسی اثر نوسانات قیمت نفت بر رشد اقتصادی برخی کشورهای پیشرفته صنعتی شامل نروژ، انگلستان، کانادا که جزو کشورهای خالص صادرکننده نفت میباشند، با دادههای فصلی طی دوره 1999- 1988 پرداختهاند. در این مطالعه از تصریح غیرخطی قیمت نفت که به روش GARCH تخمین زده میشود در یک دستگاه VECM استفاده میشود. نتایج مطالعه حاکی از این است که شوک کاهش قیمت نفت اثر معنیداری بر رشد GDP نداشته و یا این اثر ناچیز است، درصورتیکه اثر افزایش قیمت نفت در تمام موارد معنیدار و بیش از اثر کاهش قیمت نفت بوده است. بهعبارتی نوسانات قیمت نفت اثر نامتقارن بر رشد GDP دارد.
ابریشمی و همکاران (1388) با استفاده از دادههای تابلویی، به بررسی رابطه بین شوکهای نفتی و رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک طی دوره 2005-1970 پرداختهاند. نتایج بدست آمده بر آن دلالت دارد که شوکهای درآمدی نفت بر رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک (بدون احتساب بخش نفت) اثرات قوی و معنیداری دارد، بهطوریکه اثر شوکهای منفی به مراتب بزرگتر و پایدارتر از شوکهای مثبت است.
4. مدل مارکوف-سوئیچینگ
مدلهای سوئیچینگ توسط کوانت[23] (1972(،گولدفلد و کوانت[24] (1973) ارائه و توسط همیلتون[25] (1989) برای استخراج چرخههای تجاری بسط داده شده است. در مدل سوئیچینگ معرفی شده توسط کوانت (1972)، مکانیسمهای انتقال از همدیگر مستقل هستند، درحالیکه در مدلهای ارائه شده توسط گولدفلد و کوانت (1973) و همیلتون (1989) انتقالها توسط زنجیره مرتبه اول مارکوف[26] تحت پوشش قرار میگیرند. این نوع مدلها با عنوان مدلهای مارکوف سوئیچینگ شناخته شدهاند. اگر بخواهیم رفتار متغیر ایستای yt را مطالعه کنیم، مقدار آن توسط فرآیند خودرگرسیون مرتبه اول طی دوره () به صورت زیر خواهد بود:
(1)
بهطوریکه است. حال فرض کنید که یک جهش یا تغییر ساختاری در زمان T1 برای این متغیر رخ دهد، دراینصورت مدل جدید برای توصیف رفتار yt برای دوره () به این شکل خواهد بود:
(2)
با استفاده از متغیر مجازی D این دو مدل را میتوان به صورت یک معادله نوشت. فرآیند تغییرات متغیر yt در مدل زیر قابل مشاهده میباشد:
(3)
در مدل فوق، متغیر مجازی D برای دورههای ، مقدار صفر و برای دورههای مقدار یک را اخذ میکند. از روش دیگری نیز، میتوان برای توضیح دادن رفتار این متغیر استفاده کرد:
(4)
به طوریکه مقدار st 1 و 2 بوده و به ترتیب نشاندهنده دوره قبل و بعد از تغییر yt است. به عبارت دیگر، دوره توسط و برای دوره بعد از جهش ()، توسط نشان داده شده است.
با این وجود، این مدلها دارای سه ضعف میباشند. اول، اینکه تاریخ دقیق جهش بایستی مشخص باشد تا بتوان از متغیر مجازی استفاده کرد، ولی در بیشتر موارد این اطلاعات در دسترس نمیباشد. دوم، امکان پیشبینی رفتار yt با استفاده از این مدل وجود ندارد. سوم، اینکه باید st یک متغیر قطعی تلقی شده و کاملاً قابل پیشبینی باشد، که فرض واقعبینانهای نیست. لذا برای اینکه چنین مشکلاتی حل شده و فرآیند ایجاد دادهها[27] تکمیل گردد، بهتر است برای st شرط احتمال وضع شود. در مدل مارکوف سوئیچینگ، مکانیسم انتقال توسط متغیر وضعیت غیرقابل مشاهده st کنترل میشود (فلاحی و رودریگز[28]، 2007: 5-4).
این متغیر وضعیت از زنجیره مرتبه اول مارکوف پیروی میکند. به عبارت دیگر مقدار متغیر وضعیت در دوره tتنها به مقدار آن در دوره t-1 بستگی دارد.[29] میتوان مدلهای انتقال برای متغیر yt را به صورت زیر بیان کرد:
(5)
بنابراین، مدل (5) دو ساختار پویای مختلفی را نشان میدهد که به مقدار متغیر وضعیت st بستگی دارد. با در نظر گرفتن فرضهای متفاوت برای st، مدلهای متفاوتی ایجاد میشود. وقتی st برای دوره ()مقدار یک و برای دوره () مقدار 2 را اخذ کند، این مدل، مدلی با یک تغییر ساختاری در زمان است. زمانیکه st متغیر مستقل تصادفی برنولی[30] باشد، این مدل نشاندهنده مدل انتقال تصادفی[31] کوانت (1972) است. اگر st به عنوان متغیر شاخص[32] در نظر گرفته شود، بهطوریکه مقدار آن برای θ ≤ c برابر 1 () و برای θ > c برابر 2 () باشد، (c مقدار آستانهای است)، این مدل را مدل آستانهای مینامند. وقتی st فرآیند مارکوف را دنبال کند، این مدل را مدل مارکوف سوئیچینگ نامند. با فرض اینکه متغیر yt با فرآیند خودرگرسیون مرتبه p و با mرژیم مدلسازی شود، MS(m)–AR(p)، خواهیم داشت:
(6)
در مدل مارکوف سوئیچینگ، ویژگیهای yt مشترکاً توسط ویژگی tε و متغیر وضعیت st تعیین میشود. متغیرهای وضعیت، تغییرات دائمی و مکرر را در الگوی مدل ایجاد میکنند. برای داشتن پویایی کامل متغیرها، تشریح احتمالات حرکت متغیر st از یک وضعیت به وضعیت دیگر ضروری است. زنجیره مرتبه اول مارکوف این احتمالات را نشان میدهد:
(7)
انتقال بین وضعیتها یا رژیمها را میتوان با استفاده از ماتریس احتمال انتقال[33] تشان داد. در مدل ساده که تنها دو رژیم دارد، این ماتریس به صورت زیر است:
(8)
که در آن، ، احتمالات انتقال را نشان میدهد، بهطوریکه و میباشد. همانطور که قبلاً ذکر شد، yt مستقیماً قابل مشاهده است، اما متغیر وضعیت غیرقابل مشاهده بوده و مقدار آن تنها بر اساس مقدار تحققیافته yt قابل استنتاج است که به صورت نشان داده میشود. که در آن و، نشاندهنده مجموعه اطلاعات (مجموعه مشاهدات دردسترس دوره t) بوده و θ بردار پارامترها برای تخمین را نشان میدهد. برای استنباط[34] بایستی یک روش تکراری برای دوره t ()، هنگامیکه مقدار قبلی احتمال بهعنوان داده در مدل استفاده میشود. بدین منظور، تابع چگالی احتمال تحت وضعیتهای مختلف مورد نیاز است که به صورت زیر قابل بررسی است:
(9)
چگالی شرطی نیز به صورت زیر قابل محاسبه است:
(10)
و بنابراین داریم:
(11)
با استفاده از این نتایج میتوان لگاریتم احتمال شرطی[35] دادههای مشاهده شده را برای مقدار داده شده θ بدست آورد:
(12)
برای برآورد θ از بهینهسازی استفاده میشود تا لگاریتم احتمال شرطی با بکارگیری مقدار اولیه ، حداکثر گردد. فرض کنید که زنجیره مارکوف ارگودیگ[36] است، در اینصورت احتمالات غیرشرطی قرارگیری در وضعیت j، به عنوان مقادیر اولیه به کار گرفته میشوند که به صورت زیر قابل تعریف است:
(13)
بعد از تخمین ضرایب مدل و محاسبه ماتریس انتقال، میتوان احتمال وضعیت j را در هر دوره زمانی بر اساس اطلاعات کل نمونه (مطالعات 1 تا T) محاسبه کرد که این مجموعه از احتمالات به عنوان احتمالات هموارشده[37] شناخته میشوند. علاوه بر این میتوان احتمال وضعیت j را در هر دوره زمانی با استفاده از مشاهدات 1 تا t (نقطه مورد بررسی) محاسبه کرد که به احتمالات فیلترشده[38] معروف است.
مزیت روش مارکوف سوئیچینگ در انعطافپذیری آن میباشد، بدین صورت که در این روش امکان وجود یک تغییر دائمی یا چندین تغییر موقت وجود داشته و این تغییرات میتوانند به دفعات و برای مدت کوتاهی اتفاق بیفتند. در عین حال این مدل به صورت درونزا زمانهای دقیق تغییرات و شکستهای ساختاری را تعیین میکند. قابلیتهای مارکوف سوئیچینگ در تبیین رفتار متغیرهای اقتصادی، که بیشتر تغییر وضعیت (رژیم) میدهند، سبب استفاده روزافزون این مدلها در اقتصاد شده است (فلاحی و هاشمی، 1389: 137).
در عمل، مدل انتقال مارکوف میتواند با توجه به اینکه کدام قسمت مدل خودرگرسیون وابسته به رژیم باشد و تحت تأثیر آن انتقال یابد، به انواع مختلف طبقهبندی شود. آنچه در مطالعات اقتصادی بیشتر مورد توجه است، شامل چهار حالت مدلهای مارکوف سوئیچینگ در میانگین (MSM)، عرض از مبدأ (MSI)، ضرایب جملات خودرگرسیون (MSA) و ناهمسانی در واریانس(MSH) و یا ترکیب آنها میباشد (فلاحی و رودریگز، 2007: 9-5). جدول 1 حالتهای مختلف مدلهای MS را با استفاده از این علایم نشان میدهد.
جدول 1. خلاصه حالتهای مختلف مدلهای MS-AR
MSI |
MSM |
مدل |
|||
عرض ازمبدأ ثابت |
عرض ازمبدأ متغیر |
میانگین ثابت |
میانگین متغیر |
||
AR خطی |
MSI |
AR خطی |
MSM-AR |
واریانس ثابت |
Aiثابت |
MSH-AR |
MSIH-AR |
MSH-AR |
MSMH-AR |
واریانس متغیر |
|
MSA-AR |
MSIA-AR |
MSA-AR |
MSMA-AR |
واریانس ثابت |
Aiمتغیر |
MSAH-AR |
MSIAH-AR |
MSAH-AR |
MSMAH-AR |
واریانس متغیر |
مأخذ: کرالزیگ[39]، 1997: 14
5. معرفی الگو و متغیرهای مدل
در این بخش، اثر شوکهای نفتی بر تولید ناخالص داخلی بدون نفت ایران، بر اساس روش مارکوف سوئیچینگ طی دوره زمانی 1386:4- 1369:1 مورد بررسی قرار میگیرد. با توجه به ادبیات موضوع و مطابق با الگوی ارائه شده در مطالعه کالوگنی و مانرا[40] (2009)، از الگوی زیر استفاده میشود:
(14)
به طوریکه:
∆ : نشاندهنده نرخ رشد،
LGDP: لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی حقیقی (تعدیل شده) - به قیمت ثابت 1376،
Loil : لگاریتم طبیعی درآمد نفتی- به قیمت ثابت 1376،
St: متغیر وضعیت یا رژیم، یک فرآیند مارکوف از درجهی اول در نظر گرفته میشود.
: بیانگر جز اخلال یا جمله خطا که دارای توزیع نرمال میباشد،
p، q : حداکثر تعداد وقفههای متغیرها،
c،α،γ : پارامترهای الگو، ،
مدلسازی را میتوان به نحوی انجام داد که عرض از مبدأ و یا ضرایب و یا هر دو، از رژیمی به رژیم دیگر متفاوت باشد. فلذا در مدل فوق c، α و نیز γ به متغیر وضعیت یا رژیم وابستهاند. لازم بذکر میباشد که درنظر گرفتن شوک درآمد نفتی به جای شوک قیمت نفت از آنجا ناشی میشود که چون در کشورهای نفتخیز این درآمدهای نفتی است که به اقتصاد تزریق میشود و از آنجا که ممکن است تغییر در برابری نرخهای ارز نیز علاوه بر قیمت نفت در کاهش و یا افزایش درآمدهای نفتی موثر باشد، لذا بهنظر میرسد درنظر گرفتن شوک درآمدی نفت برای کشورهای صادرکننده نفت مناسبتر باشد.
از طرفی، ازآنجاکه ارزش افزوده بخش نفت، خود یکی از اجزای مهم تولید ناخالص داخلی کشور ما میباشد، بهترین روش این است که متغیر وابسته، تولید ناخالص داخلی بدون احتساب بخش نفت درنظر گرفته شود، تا رابطه کاذب ایجاد نگردد. برای این منظور ارزش افزوده گروه نفت از تولید ناخالص داخلی تعدیلشده (برگرفته شده از سایت بانک مرکزی) کسر میگردد.
1-5. بررسی ایستایی
برای جلوگیری از کاذب بودن تخمینهای اقتصادسنجی، بایستی ابتدا از ایستا بودن متغیرها اطمینان حاصل کنیم. در این قسمت با استفاده از آزمونهای دیکی فولر تعمیم یافته (ADF)ایستایی متغیرها بررسی شده و نتایج در جدول (2) ارائه شده است.
جدول 2. نتایج آزمون ریشه واحد
KPSS |
Phillips-Perron |
ADF |
متغیر |
|||
با عرض از مبدأ و روند |
با عرض از مبدأ |
با عرض از مبدأ و روند |
با عرض از مبدأ |
با عرض از مبدأ و روند |
با عرض از مبدأ |
|
***18/0 |
03/1 |
***92/6- |
*71/2- |
86/1- |
58/1- |
Loil |
23/0 |
12/1 |
39/2- |
64/0 |
01/1- |
54/0 |
LGDP |
- |
*13/0 |
- |
- |
***17/13- |
***21/13- |
∆4Loil |
5/0 |
***5/0 |
***97/18- |
***49/14- |
***53/9- |
49/2- |
∆4LGDP |
∆: نشاندهنده تفاضل مرتبه اول با وقفه 4 میباشد.
* ، ** ، *** به ترتیب نشاندهنده معنیداری در سطح 10% و5% و 1% و رد فرضیه صفر هست.
مأخذ: محاسبات تحقیق
همانطوری که از نتایج آزمون ADF ملاحظه میشود، متغیرهای درآمد نفتی (Loil) و تولید ناخالص داخلی تعدیل شدهی بدون نفت (LGDP) در سطح ایستا نبوده و با یکبار تفاضلگیری ایستا میشوند. از طرفی بررسی ریشه واحد توسط آزمون فیلیپس-پرون نیز نشان میدهد که متغیر Loil در سطح ایستا بوده، ولی متغیر LGDP دارای ریشه واحد بوده و با یک بار تفاضلگیری در سطح معنیداری 1% ایستا میشود. فرضیهی صفر دو آزمون فوق، نشاندهنده وجود ریشه واحد در متغیرها میباشد، درحالیکه فرضیهی صفر آزمون KPSS، ایستایی متغیر مورد نظر را نشان میدهد. نتایج این آزمون نیز حاکی از آن است که متغیر Loil (با عرض از مبدأ و روند) در سطح ایستا بوده، ولی متغیر LGDP، هم انباشته از مرتبه یک میباشد. بطور خلاصه اغلب نتایج حاکی از این است که متغیرهای مورد بررسی ایستا نبوده و با یکبار تفاضلگیری ایستا میشوند.
2-5. تصریح مدل اقتصادسنجی و تخمین آن براساس روش مارکوف- سوئیچینگ
پژوهشگران تکنیکهای متفاوتی را برای جداکردن شوکهای مثبت از شوکهای منفی نفت بکار بردهاند. در این مطالعه از روش مورک[41] (1989) برای تجزیه شوکها استفاده میشود. با توجه به اینکه ایران جزء کشورهای صادرکننده نفت میباشد و در این کشورها، شوکهای منفی نفت اهمیت بیشتری را دارند، بنابراین در تخمین مدل از شوکهای منفی استفاده میگردد. برای تعیین شوکهای منفی نفت بر اساس روش مورک از فرمول زیر استفاده میشود:
(15)
که roil، نشانگر درآمد حقیقی نفت در کشور ایران است. مورک، شوکهای نفتی را بر حسب تغییرات قیمت نفت تعریف کرده است، درحالیکه در این مطالعه، از تغییرات درآمدی به جای تغییرات قیمتی استفاده میشود.
برای محاسبه نرخ رشد سالانه برای دادههای فصلی، تغییرات نسبی هر متغیر در سال منتهی به هر فصل نسبت به مدت مشابه سال قبل بدست میآید (زمانزاده، 1389: 42). لذا مدلی که برای تخمین استفاده میشود، به صورت زیر قابل ارائه میباشد:
(16)
که در معادله فوق
D4LGDP: نشانگر نرخ رشد تولید ناخالص داخلی بدون نفت (تعدیل شده)
D4LOILM: بیانگر نرخ رشد درآمد نفتی بدست آمده از فرمول (15) میباشد.
برای تعیین وقفه بهینه خودرگرسیون، با استفاده از روش OLS مدل فوق با حداکثر 12 وقفه تخمین زده میشود و سپس با استفاده از معیارهای آکائیک و شوارتز، وقفه بهینه در مدل انتخاب میشود. بر اساس نتایج حاصل از معیار شوارتز، وقفه اول برای درآمد نفتی و تولید تعیین شده و معیار آکائیک وقفه 5 را برای درآمد نفتی و وقفه نهم را برای تولید به عنوان حداقل وقفه و هنانکویین، وقفه اول را برای درآمد نفتی و وقفه نهم را برای تولید به عنوان حداقل وقفه نشان میدهد. در نمونههای کوچک، معمولاً معیار شوارتز ملاک عمل قرار میگیرد. ولی بررسی مدل برآورد شده بر اساس وقفههای تعیین شده برگرفته از معیار شوارتز، حاکی از عدم حذف خودهمبستگی در اجزاء پسماند مدل بوده و لذا از معیار آکائیک استفاده میشود.
3-5. انتخاب مدل خودرگرسیون مناسب مارکوف- سوئیچینگ
مدلهای مارکوف- سوئیچینگ با توجه به امکان تغییر در میانگین، عرض از مبدأ و ضرایب جملات خودرگرسیون ایجاد میشوند. برای انتخاب مدل بهینه دارا بودن دو شرط، ضروری است. اولاً بایستی فرضیه صفر عدم تغییر رژیم در مدل قابل رد کردن باشد و ثانیاً مدل مذکور در میان سایر مدلهای احتمالی که شرط اول در آنها محقق باشد، از لحاظ معیار آکائیک مناسبتر باشد (جمالشرق، 1387). برای تعیین بهینه رژیم در مدل MS نیز از آزمون LR و معیار اطلاعاتی AIC، SC و HQ استفاده میشود.
با بررسی انواع تکنیکها و در نظر گرفتن ماهیت دادهها و همچنین وقفه بهینه، تعداد 2 رژیم تعیین گردید. سپس بر اساس معیار اطلاعاتی AIC، مدلها مورد مقایسه قرار گرفته و مدل MSIAH(2)-AR(9) برای بررسی شوکهای نفتی بر تولید انتخاب گردید[42]. در این مدل عرض از مبدأ، ضرایب جملات خودرگرسیون و واریانس به رژیم بستگی دارند.
4-5. تخمین مدل MSIAH(2) – AR(9)
بر مبنای نتایج حاصل از تخمین مدل فوق، عدد P-value مربوط به آماره Davis، غیرخطی بودن رابطهی بین این متغیرها را تأیید میکند.
جدول 3. نتیجه آزمون حداکثر راستنمایی مدل MSIAH(2)-AR(9)
9497/106- |
log-lik (غیرخطی) |
8759/137- |
log-lik (خطی) |
8525/61 |
LR linearity test |
0 |
Davis |
مأخذ: محاسبات تحقیق
نتایج حاصل از تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9) برای بررسی اثر شوکهای نفتی بر تولید در جدول 4 آورده شده است. همانطور که مشاهده میشود، اثرات شوکهای منفی نفتی بر رشد تولید طی دوره زمانی مورد مطالعه، قابل تفکیک به دو رژیم میباشد که ضرایب شوکها نیز از لحاظ آماری معنیدار هستند. با توجه به اینکه عرض از مبدأ رژیم 1 کمتر از عرض از مبدأ رژیم 2 هست، لذا میتوان گفت که در رژیم 2 رشد اقتصادی بیشتر از رشد در رژیم یک بوده است. روند وقفههای تولید نیز نشاندهنده ادوار تجاری میباشد. مجموع ضرایب وقفههای تولید در رژیم 1 برابر با 157/0 و در رژیم 2 برابر با 217/0 میباشد. در نتیجه میتوان گفت که اثرات وقفههای GDP در رژیم 2 بیشتر از رژیم یک بوده است. همچنین، مجموع ضرایب شوک نفتی در رژیم 1 و 2 به ترتیب 065/0- و 03/0 میباشد. همانطور که مشاهده میشود، شوک نفتی در دو رژیم، دارای اثرات یکسانی نبوده است، که نشاندهنده عدم تقارن میباشد.
بررسی انحراف معیار تخمین زده شده در دو رژیم نیز نشان میدهد که واریانس رژیم 1 کمتر از رژیم 2 میباشد. به منظور بررسی میزان ثبات رژیمها و همچنین احتمالات انتقال هررژیم به رژیم دیگر ماتریس احتمال انتقال استخراج شده است. همانطور که در جدول مشخص شده است، رژیم 1 و 2 بهترتیب با احتمال پایداری 67/0 و 77/0 از ثبات نسبتاً بالایی برخوردارند. همچنین احتمال انتقال از رژیم 1 به رژیم 2، حدود 32 درصد و احتمال انتقال از رژیم 2 به رژیم 1، تقریباً 23 درصد است. مقادیر احتمال نشان میدهد که رژیم 2 نسبت به رژیم 1 از ثبات نسبتاً بیشتری برخوردار است.
جدول 4. نتایج حاصل از تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9)
رژیم 2 |
رژیم 1 |
|
||
آماره t |
ضرایب |
آماره t |
ضرایب |
متغیر |
154/6 |
88/4 |
351/6 |
895/1 |
عرض از مبدأ |
62/2 |
303/0 |
85/2 |
228/0 |
d4lgdp (-1) |
61/1- |
188/0- |
88/5 |
304/0 |
d4lgdp (-2) |
52/3 |
34/0 |
704/0 |
042/0 |
d4lgdp (-3) |
85/1- |
21/0- |
11/0- |
004/0- |
d4lgdp (-4) |
408/1 |
17/0 |
75/14 |
429/0 |
d4lgdp (-5) |
95/0- |
11/0- |
009/1 |
062/0 |
d4lgdp (-6) |
59/0- |
06/0- |
68/9- |
36/0- |
d4lgdp (-7) |
04/0- |
005/0- |
11/12- |
44/0- |
d4lgdp (-8) |
17/0- |
017/0- |
29/1- |
09/0- |
d4lgdp (-9) |
33/1 |
01/0 |
54/6 |
026/0 |
d4loilM |
14/5- |
04/0- |
27/5 |
02/0 |
d4loilM (-1) |
12/0- |
001/0- |
11/5 |
015/0 |
d4loilM (-2) |
26/2 |
038/0 |
74/1 |
003/0 |
d4loilM (-3) |
81/2- |
048/0- |
27/9 |
017/0 |
d4loilM (-4) |
64/0 |
011/0 |
65/6- |
016/0- |
d4loilM (-5) |
385/1 |
382/0 |
انحراف معیار |
||
مقادیر احتمال انتقال رژیم |
||||
6745/0 |
P11 |
|||
7692/0 |
P22 |
|||
538/4 |
AIC |
|||
019/5 |
HQ |
|||
762/5 |
SC |
مأخذ: محاسبات تحقیق
نمودار 1، وضعیت اجزاء اخلال مدل MSIAH(2)-AR(9) را نشان میدهد که حاکی از صحت تخمین و انتخاب صحیح وقفهها میباشد. همچنین وضعیت دو رژیم در نمودار 2 ارائه شده است.
نمودار 1. وضعیت جزء اخلال تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9)
مأخذ: محاسبات تحقیق
نمودار 2. وضعیت رژیم های حاصل از تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9)
مأخذ: محاسبات تحقیق
براساس نتایج مدل میتوان دورههای زمانی که در رژیم 1 و 2 قرار میگیرند، را نیز محاسبه کرد که این دستهبندی در جدول 5 ارائه میشود.
جدول 5. رژیم های 1 و 2 مدل MSIAH(2)-AR(9) به تفکیک فصول
رژیم 2 |
رژیم 1 |
1371:2-1371:2 |
1371:4-1371:3 |
1372:2-1372:1 |
1373:1-1372:3 |
1373:4-1373:2 |
1375:2-1374:1 |
1376:2-1375:3 |
1377:3-1376:3 |
1377:4-1377:4 |
1378:2-1372:1 |
1379:2-1378:3 |
1380:1-1379:3 |
1383:3-1380:2 |
1384:2-1383:4 |
1384:4-1384:3 |
1385:4-1385:1 |
1386:4-1386:1 |
1371:4-1371:3 |
مأخذ: محاسبات تحقیق
6. نتیجهگیری
در این تحقیق اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بر تولید در دوره زمانی 1386:4-1369:1 برای کشور ایران مورد تحلیل و بررسی قرار گرفته است. با توجه به هدف اصلی این مطالعه شوکهای نفتی در بازه زمانی مورد مطالعه با استفاده از مدل مورک استخراج شد. بررسی اثرات شوکهای نفتی بر نرخ رشد تولید ناخالص داخلی طی دوره زمانی مورد مطالعه حاکی از آن است که شوکهای نفتی قابل تفکیک به دو رژیم بوده و ضرایب دو رژیم از لحاظ آماری معنیدار میباشند. انحراف معیار تخمین زده شده در دو رژیم نشان میدهد که واریانس رژیم 2 بیشتر از رژیم 1 میباشد. با توجه به اینکه عرض از مبدأ در رژیم 1 کمتر از عرض از مبدأ رژیم 2 هست، میتوان گفت که در رژیم 2 رشد اقتصادی بیشتر از رشد رژیم 1 بوده است. همچنین نتایج مطالعه حاکی از این است که مجموع ضرایب شوکهای نفتی در دو رژیم، دارای اثرات یکسانی نبوده است، به عبارت دیگر نشاندهنده عدم تقارن میباشد.
همچنین نتایج کار نشان میدهد که در رژیم 1 اثرگذاری کوتاهمدت و بلندمدت قویتر ولی در طول زمان زودگذر میباشد ولی در رژیم 2 اثرگذاری کوتاهمدت و بلندمدت ضعیفتر ولی مزمنتر است. بهطورکلی اثر شوک نفتی مزمن و ضعیف بوده و همچنین احتمال رژیم 2 در سالهای دهه 80 بیشتر است که شاید ناشی از وضعیت یکسانسازی و سیاستهای اعمال شده در آن دوره (مثل استفاده از صندوق ذخیره ارزی) باشد.
درآمدهای نفتی که حجم قابل ملاحظهای از صادرات و درآمدهای دولتی را فراهم میکنند، شدیداً تحت تأثیر قیمت نفت قرار دارند که یک متغیر برونزا محسوب میشود. بیثباتی این درآمدها نتایج بسیار منفی در اقتصاد کشور ایجاد میکند. یکی از راهکارهایی که از 1379 ایجاد شده، ایجاد صندوق ذخیره ارزی (از جمله تخصیص بهبنه منابع صندوق به داراییها و سرمایهگذاریهای مختلف) از سوی دولت است. مدیریت مطلوب این درآمدها نقش ویژهای در بهبود عملکرد اقتصادی و تثبیت اقتصاد کشور دارد. این راهکار زمانی میتواند مفید باشد که سبب ثبات در اقتصاد گردد، یعنی واریز درآمدهای حاصل از فروش نفت به این حساب هنگامی که از رقم پیشبینی شده در بودجه فزونی یافت و برداشت از آن وقتی که دولت به رقم درآمد مورد نظر دست نیافته باشد. به علاوه سیاستگذاران میتوانند با اتخاذ سیاستهای تجاری صحیح در عرصه بازرگانی خارجی، آسیبپذیری کشور ایران را نسبت به نوسانات درآمدهای نفتی کاهش دهند. به طور مثال، واردات آسان در دورههای افزایش درآمد نفتی و رژیمهای تجاری سخت برای محدودکردن واردات در دورههای کاهش درآمد نفتی، بیثباتی اقتصادی را در هنگام شوکهای نفتی تشدید میسازد. لذا سیاستهای ارزی، تجاری و مالی صحیح و هماهنگ میتواند نقش مهمی در ذخیرهسازی درآمدهای مازاد نفتی در دوره افزایش درآمد نفتی و کاهش آسیبپذیری اقتصاد در مواجه با شوکهای نفتی منفی باشد.
منابع
الف- فارسی
ابریشمی، حمید، مهرآرا، محسن و حمید زمانزاده نصرآبادی (1388)، «رابطه تکانههای نفتی و رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک: آیا این رابطه، نامتقارن است؟»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره 21، صص 112-93.
ابریشمی، حمید، مهرآرا، محسن، غنیمیفرد، حجتالله و مریم کشاورزیان (1387)، «اثر نوسانات قیمت نفت بر رشد اقتصادی برخی کشورهای OECD به وسیله تصریح غیرخطی قیمت نفت»، مجله دانش و توسعه، سال 15، شماره 22، صص 22-7.
احمدیان، مجید (1378)، اقتصاد نظری و کاربردی نفت، تهران، پژوهشکده اقتصاد دانشگاه تربیت مدرس.
امامی، کریم و مهدی ادیبپور (1388)، «بررسی اثرات نامتقارن شوکهای نفتی بر تولید»، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، سال 3، شماره 4، پیاپی 10، صص 26-1.
بهشتی، محمدباقر (1383)، توسعه اقتصادی ایران، انتشارات دانشگاه تبریز.
تمیزی، راضیه (1381)، رابطه میان تغییرات قیمت نفت و رشد اقتصادی در اقتصاد ایران طی دوره 1378- 1350، پایاننامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.
جمال شرق، سعید (1387)، اثرات نامتقارن شوکهای پولی بر تولید در ایران، پایاننامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم انسانی و اجتماعی، دانشگاه تبریز.
دلاوری، مجید، شیرینبخش، شمساله و زهرا دشت بزرگی (1387)، «بررسی تأثیر قیمت نفت بر رشد اقتصادی ایران با استفاده از همگرایی نامتقارن»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال پنجم، شماره 18، صص 80- 65.
زمانزاده، حمید (1389)، «یک دهه عملکرد اقتصاد ایران در آیینه شاخصهای کلان اقتصادی»، تازههای اقتصاد، سال 8، شماره 129، صص 43- 25.
فلاحی، فیروز و عبدالرحیم هاشمی دیزج (1389)، «رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی در ایران با استفاده از مدلهای مارکوف سوئیچینگ»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال 7، شماره 26، صص 152- 131.
مهرآرا، محسن و کامران نیکی اسکویی (1385)، «تکانههای نفتی و اثرات پویای آن بر متغیرهای کلان اقتصادی»، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره 40، صص 63-32.
ب- انگلیسی
Barro, R. J. (1984), Macroeconomics, New York: John Wiley & Sons.
Berument, M. H., Ceylan, N. B. and N. Dogan (2010), “The Impact of Oil Price Shocks on the Economic Growth of Selected MENA Countries”, The Energy Journal, Vol. 31, no. 1, pp. 149- 176.
Bjørnland, H. C., (1998), “The Economic Effects of North Sea Oil on the Manufacturing Sector”, Scottish Journal of Political Economy, Vol. 45, pp. 553–85.
Bjørnland, H. C., (2009), “Oil Price Shocks and Stock Market Booms in an Oil Exporting Country”, Scottish Journal of Political Economy, Vol. 56, No. 2, pp. 232-254.
Brown, S. P. A. & M. K. Yucel (1999), “Oil Prices and U.S. Aggregate Economic Activity: A Question of Neutrality”, Economic and Financial Review, Federal Reserve Bank of Dallas, Second Quarter, pp. 16–23.
Cologni A. & M. Manera (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.
Delvin, J. and M. Lewin (2005), “Managing Oil Booms and Busts in Developing Countries”, in Managing Economic Volatility and Crises, ed. Aizenman, J., Pinto,. B., pp. 186-211, Cambridge University Press, New York.
Fallahi, F. & G. Rodríguez (2007), “Using Markov-Switching Models to Identify the Link between Unemployment and Criminality”, Working Paper #0701E, University of Ottawa.
Farzanegan, M. R. & G. Markwardt (2009), “The Effects of Oil Price Shocks on the Iranian Economy”, Energy Economics, Vol. 31, pp. 134- 151.
Goldfeld, S. M. and R. E. Quandt (1973), “A Markov Model for Switching Regressions”, Journal of Econometrics, Vol. 1(1), pp. 3-15.
Gronwald, M., Mayr, J. & S. Orazbayev (2009), “Estimating the Effects of Oil Price Shocks on the Kazakh Economy”, Ifo Working Paper No. 81, Ifo Institute for Economic Research at the University of Munich.
Hamilton, J. D. (1989), “A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle”, Econometrica, Vol. 57(2), pp. 357-384.
http://www.ifo.de/pls/guest/download/Ifo%20Working%20Papers%20(seit%202005)/IfoWorkingPaper-81.pdf
Husain, T. and Ter-Martirosyan (2008), “Fiscal Policy and Economic Cycles in Oil-exporting Countries”, IMF working Paper # WP/08/253.
Kornonen, L. and T. Juurikkala (2007), “Equilibrium Exchange Rates in Oil-Dependent Countries”, BOFIT Discussion Papers 8, Institute for Economies in Transition, Bank of Finland www.oenb.at/en/img/korhonen_tcm16-52580.pdf
Krolzig, H. M. (1997), “Markov-Switching Vector Autoregressions: Modeling, Statistical Inference, and Application to Business Cycle Analysis”, Springer-Verlag.
Mehrara, Mohsen (2008), “The Asymmetric Relationship between Oil Revenues and Economic Activities: The Case of Oil- exporting Countries”, Energy Policy, Vol. 36, pp. 1164-1168.
Mendoza, O. & D. Vera (2010), “The Asymmetric Effects of Oil Shocks on an Oil-exporting Economy”, Cuadernos De Economia, Vol. 47, PP. 3-13.
Mork, K. A. (1989), “Oil and Macro Economy where Prices Go up and Down: an Extension of Hamilton Results”, Journal of Political Economy, Vol. 97, pp. 740-744.
Park, J. W. (2007), Oil Price Shocks and Stock Market Behavior: Emprical Evidence for the U.S. European Countries, Phd Thesis, Missouri, Columbia.
Quandt, R. E. (1972), “A New Approach to Estimating Switching Regressions”, Journal of the American Statistical Association, Vol. 67, pp. 306-310.
Raguindin, C. E. & R. G. Reyes (2005), The Effects of Oil Price Shocks on the Philippine Economy: a VAR Approach, Phd Thesis, University of the Philippines School of Economics.
Rasche, R. H. & J. A. Tatom (1977), “The Effects of the New Energy Regime on Economic Capacity, Production and Prices”, Economic Review, Federal Reserve Bank of St. Louis, Vol. 59 (4), pp. 2–12.
Rasche, R. H. & J. A. Tatom (1981), “Energy Price Shocks, Aggregate Supply and Monetary Policy: the Theory and International Evidence”, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, Vol. 14, pp. 9–93.
Rodríguez, J. R. & M. Sánchez (2005), “Oil Price Shock and Real GDP Growth: Empirical Evidence for some OECD Countries”, Applied Economics, Vol. 37, pp. 201-228.
Rotemberg, Julio J. and Michael Woodford (1996), “Imperfect Competition and the Effects of Energy Price Increases on Economic Activity”, Journal of Money, credit and banking, Vol. 28(4), pp. 550-577.
* استادیار گروه اقتصاد دانشگاه تبریز ffallahi@tabrizu.ac.ir
** استادیار گروه اقتصاد دانشگاه تبریز mohsen_p51@hotmail.com
*** دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه تبریز dbehbudi@tabrizu.ac.ir
**** کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامهریزی Zonuzi.fm@gmail.com
[1]. Farzanegan & Markwardt
[2]. Delvin & Lewin
[3]. Park
[4]. Bjørnland
[5]. Husain & Ter-Martirosyan
[6]. Kornonen & Juurikkala
[7]. Lardic & Mignon
[8]. Rotemberg & Woodford
[9]. Rasche & Tatom
[10]. Barro
[11]. Brown & Yücel
[12]. Mork
[13]. Rodríguez & Sánchez
[14]. Gronwald, et al
[15]. Aliyu
[16]. Raguindin & Reyes
[17]. Cologni & Manera
[18]. Gronwald, et al
[19]. Berument, et al
[20]. MENA
[21]. Mendoza & Vera
[22]. Blanchard & Quah
[23]. Quandt
[24]. Goldfeld & Quandt
[25]. Hamilton
[26]. First order Markov chain
[27]. Data Generating Process
[28]. Fallahi & Rodríguez
[29]. از آنجاییکه متغیر وضعیت مستقیماً قابل مشاهده نیست، گاهی اوقات این مدلها را مدلهای مارکوف پنهان مینامند.
[30]. Independent Bernoulli Random Variables
[31]. Random Switching Model
[32]. Indicator Variable
[33]. Transition Probability Matrix
[34]. Inference
[35]. Conditional Log Likelihood
[36]. Ergodic
در زنجیره مارکوف ارگودیک، حداقل یک مقدار ویژه ماتریس انتقال برابر با واحد است. زمانی زنجیره مارکوف دو رژیمی، ارگودیک است که:
[37]. Smoothed Probabilities
[38]. Filtered Probabilities
[39]. Krolzig
[40]. Cologni & Manera
[41]. Mork