چکیده:
طی سال های اجرای برنامه سوم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی رابطه رشد نقدینگی و تورم دچار تحول شد و رابطه قوی و مستقیمی که تا قبل از برنامه سوم بین این دو متغیروجود داشت، در طول برنامه سوم مشاهده نگردید. هدف اصلی مقاله حاضر آزمون ثبات رفتار تابعی تقاضای پول در سال 1379 و پس از آن است. جهت نیل به این هدف، تکنیک همگرایی جوهانسن- جوسیلیوس (0 99 1) و داده های سالانه 1339 تا 1381 مورد استفاده قرار گرفته است. نتایج حاصله حاکی از آن است که حجم نقدینگی (M2) با تولید ناخالص داخلی. نرخ تورم و نرخ ارز در بازار موازی ارز، همگراست. همچنین مقدار ضریب جمله تصحیح- خطا (16%.) نشان می دهد که علی رغم وجود تعادل بلندمدت در بازار پول. حرکت به سمت تعادل در این بازار به کندی صورت می گیرد. نتایج آزمون های CUSUM و CUSMSQ حاکی از آن است که فرضیه صفر مبنی بر باثبات بودن ضرایب را در سطح معنی داری پنج درصد نمی شود رد کرد. به عبارت دیگر می توان پذیرفت که تابع تقاضای پول در ایران باثبات است. طبقه بندی JEL: 1 E4، ES1، 24 P.
Using Johansen-Juselius (1990) co-integration technique and Iranian annual data، stability of money demand function was analyzed. We found that M2 monetary aggregates are Co-integrating with real gross domestic products (GDP)، inflation rate and exchange rate in parallel market. To analyze the speed of adjustment، we used residual of long run model in order to estimate an error-correction model (ECM). The coefficient of error-correction term is small (0.16) and says that the process of adjustment in the Iranian money market is very slow.
Application of CUSUM and CUSUMSQ test proposed by Brown، Durbin and Evans (1975) reveal that the money demand function is stable over the whole period and we can not reject the null hypothesis of no structural break.
خلاصه ماشینی:
"اول: تابع تقاضای پول باید از نظر آماری قابل پیشبینی باشد و معیارهای خوبی برازش، ثبات و قدرت پیشبینی خارج از نمونه را تا حد امکان برآورد کند, دوم: تابع باید شکلی ساده و متغیرهای توضیحی محدودی داشته باشد، سوم: متغیرهایی که در تابع وارد میشوند, باید رابطه معنیداری میان بخش پولی و فعالیتهای حقیقی اقتصاد را نشان دهند.
همچنین، کمیجانی (1983) ثبات تابع تقاضای پول در ایالات متحده را با روشهای یاد شده آزمون نموده و مزیت نسبی این روشها را نسبت به روش آزمونF 1 و مدل با ضرایب تصادفی(RCM) 2 نشان داده است.
بنابراین در کشورهای کمتر توسعهیافته و کشورهایی که تورم بالا را تجربه میکنند, نرخ تورم انتظاری میزان سنجش بهتری برای هزینه فرصت نگهداری پول است و به جای نرخ بهره در تابع تقاضای پول وارد میشود 1 .
از آنجا که بازار مالی در ایران ویژگیهای توسعهنیافتگی را دارا است و همچنین نرخهای سود بانکی (سپردهها و تسهیلات) به صورت اداری و دستوری تعیین میگردد, لذا در تابع تقاضای پول، از نرخ تورم به عنوان ابزاری برای سنجش هزینه فرصت نگهداری پول استفاده مینماییم.
بدین ترتیب، تابع تقاضای پول را میتوان به صورت زیر تصریح کرد 3 : حالت لگاریتمیمدل مذکور به شرح زیر خواهد بود: که در آن mt لگاریتم حجم نقدینگی حقیقی 4 , Yt لگاریتم تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 1369, نرخ تورم و Et لگاریتم نرخ ارز در بازار آزاد 5 و دوره مورد مطالعه 1339 تا 1381 است.
فرضیه ثبات ضرایب را در سطح معنیداری پنج درصد نمیتوان رد کرد و میتوان نتیجه گرفت که تابع تقاضای پول در دوره مورد مطالعه (81ـ1339) باثبات بوده است."