دل و آزمون فرضیه‎های تحقیق از داده های موجود در مورد این متغیرها (۸۷-۱۳۵۷) استفاده خواهد شد. ضمنا داده ها به صورت سالانه و از بانک مرکزی ایران جمع آوری گردیده است.

۳-۲- تابع تجری تقاضای پول
۳-۲-۱- نگاهی به ادبیات سری زمانی
اغلب مطالعات صورت پذیرفته در تقاضای پول، روشی که پسران و شین (۱۹۹۵) و پسران و دیگران (۲۰۰۱) با عنوان رویکرد وقفه های توزیعی خود رگرسیونی (ARDL) معرفی کرده‎اند، را به عنوان یک ابزار موفق در تشخیص و تخمین تابع تقاضای پول قلمداد می‎کنند. این چارچوب به طور همزمان رابطه تعادلی بلندمدت پول و متغیرهای مؤثر بر آن و نوسانات کوتاه‎مدت آن‎ها را مورد بررسی قرار می‎دهد.
این رویکرد از محاسن ویژه‎ای نسبت به روش‏های دیگر برخوردار است، اول اینکه این رویکرد بین متغیرهای وابسته و توضیحی تفاوت قائل می‎شود و مشکل درونزایی را حل می‎کند. دوم این که اجزاء بلندمدت و کوتاه‎مدت را به طور همزمان تخمین می زند و مشکلات مربوط به متغیرهای از قلم افتاده و خود همبستگی را برطرف می‎کند. سوم این که صرف نظر از درجه همگرایی تخمین زن‎ها، سعی در تشخیص و تخمین مدل دارد و نگرانی قبل از تحلیل استاندارد همگرایی یکسان درباره یکسان بودن درجه همگرایی متغیرها را برطرف می کند و دیگر نیازی به آزمون ریشه واحد نیست.۵۰ در همین راستا تحقیق حاضر با استفاده از روش همگرایی یکسان و تصحیح خطا، تابع تقاضای پول را مورد بررسی قرار می‎دهد.
با این وجود روش‎های نوین اقتصادسنجی ایجاب می‎کند، پیش از برآورد ضرایب رفتاری الگو با استفاده از آمارهای سری زمانی، ابتدا متغیرها از نظر پایایی مورد آزمون قرار گیرد. لذا، بدین منظور از آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته جهت تعیین مرتبه جمعی هر یک از متغیر های الگو استفاده خواهد شد. این نکته را باید درنظر داشت که اهمیت پایایی و مرتبه جمعی متغیرهای سری زمانی از نظر روش برآورد ضرایب معاملات در آن است که وقتی تمامی متغیرهای مربوط به یک معادلۀ رفتاری دارای ریشه واحد باشد، در صورتی می‎توانند از نظر اقتصادی یک رابطه بلندمدت را تشکیل دهد که همجمع باشند.
پس از برآورد ضرایب معادلات به روش ARDL آزمون وجود رابطه همجمعی بلندمدت بین متغیرها (آزمون بنرجی) انجام شده است. با توجه به این که معادلات به روش ARDL برآورد شده، لذا الگو شامل سه دسته معادلات پویای الگو، معادلات تعادلی بلندمدت و الگوی تصحیح خطا (ECM) خواهد بود.
آزمون ثبات تابع تقاضای پول معمولاً به آزمون سازگاری تقریبی ضرایب رگرسیون در طول زمان مربوط می‎شود. روش‏های متعددی برای آزمون ثبات ضرایب تخمینی تابع تقاضای پول وجود دارد که عبارتند از: روش گلدفلد (۱۹۷۳)، آزمون چاو (۱۹۶۰)، آزمون گوپتا (۱۹۷۸)، روش فارلی و هینچ (۱۹۷۰) و آزمون‎های خلاصه انباشته اجزاء باقیمانده عطفی، CUSUM و خلاصه انباشته مربع اجزاء باقیمانده عطفی، CUSUMSQ.
در این تحقیق از آزمون ثبات معرفی شده توسط بروان، دوربین و ایوانز (۱۹۷۵) استفاده می‎کنیم، که مبتنی بر اجزاء باقیمانده عطفی است. مزیت این آزمون نسبت به دیگر آزمون‎های ثبات، عدم نیاز به تعیین قبلی زمان شکست است. در مدل‎های عطفی همبستگی اجزاء اخلال در یک دوره صفر است و آزمون ثبات، مبتنی بر خلاصه انباشته و خلاصه انباشته مربع اجزاء باقیمانده عطفی، CUSUM، اجزاء باقیمانده عطفی می باشد. ویژگی مهم این آزمون این است که می‎توان از آن حتی در CUSUMSQ شرایطی که نسبت به وقوع تغییر ساختاری نااطمینانی داریم استفاده کنیم. از سوی دیگر، برای داده های سری زمانی نیز کاملاً مناسب است. فرضیه صفر در این آزمون، بیان می کند که بردار ضرایب در هر دوره یکسان است و فرضیه دیگر حالات دیگر را بیان می‎کند.
۳-۲-۲- آزمون پایایی و تعیین مرتبه جمعی متغیرها
قبل از بررسی نتایج حاصل از برآورد معادلات الگو، مانا بودن (پایایی) متغیرهای الگو مورد آزمون قرار گرفته است. نتایج این آزمون بر طبق آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته، در جدول (۳-۱) ارائه شده است. با توجه به کمیت آماره آزمون و مقادیر بحرانی ارائه شده در جدول ملاحظه می‎شود که متغیرهای الگو تماماً (۱)I هستند، به عبارتی همجمع از مرتبه اول می‎باشند.
جدول ۳-۱- نتایج آزمون پایایی متغیرها با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته
نام متغیر
آماره آزمون
کمیت بحرانی (۵درصد)
تفاضل مرتبه اول
آماره آزمون
کمیت بحرانی
(۵درصد)
نتیجه آزمون
LM2
54/1
95/1-
DLM2
92/2-
95/1-
I(1)
LM1
09/2-
95/2-
DLM1
81/3-
95/2-
I(1)
LY
74/1
95/1-
DLY
97/2-
95/1-
I(1)
LR
94/0
95/1-
DLR
07/5-
95/1-
I(1)
LE
2/0-
95/2-
DLE
38/5-
95/2-
I(1)
3-2-3- برآورد الگوهای تقاضای پول
الگو را می‎توان به روش OLS برآورد نمود. اما از آنجائیکه حجم نمونه کوچک است، استفاده از روش OLS به دلیل درنظر نگرفتن واکنش های پویای کوتاه‎مدت موجود بین متغیرها، برآورد بدون تورشی ارائه نخواهد کرد. الگوی پیشنهادی که می‎تواند این مشکل را مرتفع سازد، الگوی خود توضیح با وقفه های گسترده ARDL می‎باشد.
با اتکا به تصریح مدلی که در قبل انجام شد، به برآورد توابع بلندمدت و کوتاه‎مدت تقاضای پول پرداخته می‎شود. روابط الگو در این بخش شامل سه معادلۀ الگوی پویایی‏های کوتاه‎مدت، رابطه تعادلی بلندمدت و الگوی تصحیح خطای معادلات (ECM) می‎باشد. باتوجه به حجم نسبتاً کم نمونه، ضابطه شوارتز بیزین را برای تعیین وقفه بهینه متغیرهای هر مدل ملاک عمل قرار می د
هیم.
با برآورد الگوی پویای کوتاه‎مدت معادلات، فرضیه صفر وجود ریشه واحد و یا عدم همجمعی بین متغیرهای الگو آزمون می‎شود. کمیت آماره آزمون با مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر مقایسه می‏گردد.
در نتیجه اثبات وجود رابطه تعادلی بلندمدت، این رابطه برای الگوها برآورد شده و ضرائب آن مورد بررسی قرار گرفته و تفسیر می‎گردند. پس از آن الگوی تصحیح خطای معادلات (ECM) برآورد گردیده که نوسانات کوتاه‎مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت تقاضای پول ارتباط می‎دهد.
۳-۲-۳-۱- برآوردهای مربوط به الگوی تقاضای نقدینگی (M2)
الف) الگوی پویای کوتاه‎مدت تقاضای نقدینگی با احتساب نرخ ارز موزون
مشاهده گردید، با استفاده از داده‎های سالانه و بر اساس معیار شوارتز- بیزین تنها یک وقفه برای حجم نقدینگی و وقفه صفر برای سایر متغیرهای الگوی تقاضای پول ایران انتخاب شده است. حال باید باتوجه به پویایی‎های کوتاه‎مدت همانطورکه در قبل بیان گردید، وجود رابطه بلندمدت مورد آزمون قرار گیرد.
در این آزمون چنانچه مجموع ضرائب متغیرهای با وقفه متغیر وابسته کوچکتر از یک باشد، نتیجه می‏گردد رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای الگوی تقاضای پول وجود دارد. لذا کوچکتر از یک بودن ضریب با وقفه متغیر وابسته (∑_(i=1)^p▒〖∅_i≤۱〗) مورد آزمون قرار می‌گیرد. بنابراین برای آزمون همگرایی لازم است آزمون فرضیه‎های زیر انجام شود:
H0 : ∑_(i=1)^p▒〖∅_i-1〗≥۰
H1 : ∑_(i=1)^p▒〖∅_i-1〗≤۰
مقدار آماره مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به صورت زیر محاسبه می‏گردد:
t=(∑_(i=1)^p▒〖∅_i-1〗)/(∑_(i=1)^p▒〖SE∅〗_i )
SEΦi: انحراف معیار متغیر iام می‎باشد. بعد از محاسبه کمیت آماره آزمون باید آن را با مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر مقایسه نمود. چنانچه مقدار آماره به دست آمده بزرگتر از مقدار بحرانی باشد فرضیه H0، یعنی عدم وجود همگرایی رد شده و وجود رابطه تعادلی بلندمدت میان متغیرهای الگو تأیید می‏گردد. نتایج برآورد الگوی کوتاه مدت تقاضای نقدینگی در جدول (۳-۲) نشان داده شده است.
جدول ۳-۲- نتایج برآورد الگوی کوتاه مدت ARDL(1,0,0,0) تقاضای نقدینگی با درنظرگرفتن نرخ ارز موزون
نام متغیر
ضریب
انحراف معیار
آماره t
prob
LM2(-1)
55/0
099/0
54/5
00/0
LY
85/0
17/0
88/4
00/0
LR
29/0-
1/0
9/2-
00/0
LE
01/0-
025/0
41/0
68/0
C
44/4-
27/1
48/3-
00/0

Lm2=-4.44+0.55 lm2(-1)+0.85Ly-0.29Lr-0.019LE
تفسیر الگوی کوتاه‎مدت نقدینگی:
همانطورکه ضرائب الگو نشان می‎دهند رابطه کوتاه‎مدت بین تولید ناخالص داخلی و نقدینگی، مستقیم و معنی‎دار بوده و رابطه کوتاه‎مدت بین نرخ سود علی‎الحساب سپرده بانکی و نرخ ارز معکوس می‎باشد؛ با این تفسیر که نرخ ارز موزون معنی‎دار نمی‎باشد که ورود آن را به مدل قابل توجیه نمی‎توان دانست. در این ارتباط با نگاهی به روند نرخ ارز موزون مشاهده می گردد این متغیر در طی سال‎های مورد بررسی روند افزایشی را به همراه داشته است و هیچگونه شکست ساختاری در آن مشاهده نمی‎گردد. اما تنها متغیر مجازی که می‌توان به مدل اضافه نمود تا متغیر نرخ ارز معنادار گردد، مجازی جنگ می‎باشد که ممکن است در کوتاه‎مدت آن را معنادار کند، اما رابطه بلندمدت به دست نمی‎دهد. اما بررسی این متغیر در مدل را به این دلیل ادامه می‎دهیم تا دریابیم اثر این متغیر به عنوان متغیری که ورود آن نقش ذخیره ارزش بودن پول را رنگ می‎بخشد، چیست و چگونه بر تقاضای نقدینگی اثر می‎گذارد.
علائم دقیقاً همان علائمی است که بر اساس مطالعات صورت گرفته در این رابطه مطرح شده و انتظار می‎رود. در مقایسه ضرائب با یکدیگر، تولید ناخالص داخلی بیشترین نقش توضیح‎دهنده را بر نقدینگی داشته بطوریکه می‎توان اینگونه بیان نمود که به ازای هر یک درصد تغییر در درآمد، ۸۵ درصد نقدینگی تغییر می‎کند. نقدینگی سال قبل نیز اثرگذاری بالایی را بر نقدینگی جاری داشته؛ به طوریکه هریک درصد آن حدوداً ۵۵ درصد نقدینگی سال جاری را افزایش می‎دهد. نتیجه آزمون بنرجی عبارتست از:
t=(0.55-1)/0.099=-4.54
آماره t محاسبه شده توسط آزمون بنرجی در مقایسه با کمیت بحرانی ارائه شده توسط بنرجی و دیگران برابر با (۳٫۳۵-) در سطح اطمینان ۹۵ درصد بزرگتر بوده، لذا فرضیه H0 را نمی‎توان پذیرفت و وجود رابطه تعادلی بلندمدت میان متغیرهای الگو تأیید می‎شود.
ب) رابطه تعادلی بلندمدت تقاضای نقدینگی (M2) با احتساب نرخ ارز موزون
با اطمینان از وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو، نتایج حاصل از برآورد الگوی بلندمدت مرتبط با ARDL(1,0,0,0) برای تقاضای مانده واقعی پول در جدول (۳-۳) نشان داده شده است.
جدول ۳-۳- نتایج برآورد ضرائب بلندمدت الگوی تقاضای پول به روش ARDL بر اساس معیار شوارتز بیزین با درنظرگرفتن نرخ ارز موزون
نام متغیر
ضریب
انحراف معیار
آماره t
Prob
LY
89/1
25/0
56/7
00/0
LR
65/0-
17/0
73/3-
00/0
LE
023/0-
057/0
4/0-
686/0
C
89/9-
93/2
37/3-
002/0

Lm2= -9.89+1.89Ly-0.65Lr-0.023Le
تفسیر الگوی بلندمدت:
همانگونه که مشاهده گردید، متغیرهای توضیح دهنده دارای علامت مورد انتظار بوده‌اند و اینگونه می‎توان بیان نمود که کشش تقاضای پول نسبت به نرخ سود علی‎الحساب بانکی منفی و کشش درآمدی تقاضای پول مثبت می‎باشد. همچنین نرخ ارز رابطه معکوس با تقاضای پول دارد. علاوه بر آن متغیرهای Ly و Lr در سطح اطمینان ۹۵درصد معنی دار بوده و اما متغی
ر Le حتی در سطح اطمینان ۹۰ درصد هم معنی‎دار نمی‎باشند. همانطورکه در تفسیر رابطه کوتاه‎مدت قدرت توضیح دهندگی متغیر مقیاس بالاتر بود، در رابطه بلندمدت نیز توضیح دهندگی متغیر لگاریتم تولید ناخالص داخلی بسیار بالا می‎باشد که به عبارتی کشش تقاضای نقدینگی نسبت به تولید ناخالص داخلی بیش از واحد و برابر ۸۹/۱ می‎باشد. همچنین نتایج بیانگر این مسئله هستند که لگاریتم نرخ سود علی‎الحساب سپرده بانکی نیز متغیری با توضیح دهندگی نسبتاً بالا می‎باشد؛ بدین معنا که هر یک درصد تغییر در لگاریتم نرخ سود علی‎الحساب سپرده بانکی، ۶۵ درصد لگاریتم نقدینگی را متأثر می‎سازد و به عبارتی دیگر کشش تقاضای نقدینگی نسبت به نرخ سود علی‎الحساب بانکی برابر ۶۵/۰ می‎باشد.
ج) الگوی پویای کوتاه‎مدت تقاضای نقدینگی بدون احتساب نرخ ارز
با استفاده از داده‎های سالانه و بر اساس معیار شوارتز- بیزین تنها یک وقفه برای حجم نقدینگی و وقفه صفر برای سایر متغیرهای الگوی تقاضای پول ایران انتخاب