سامانه پژوهشی – بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی …

فصل پنجم
۵- جمعبندی و نتیجهگیری
۵-۱- مقدمه
در آخرین مرحله از مطالعه حاضر، به بیان مختصری از مباحث و مطالب ارائه شده در این پایاننامه پرداخته شده و جمع بندی و نتیجهگیری حاصل از بررسیهای تجربی صورت گرفته در فصل چهارم تبیین خواهد شد. در ادامه بر اساس مطالب ارائه شده و پژوهش حاضر و نتایج به دست آمده توصیههای سیاستی و پژوهشی مناسب ارائه میگردد.
۵-۲- جمعبندی
تورم، رشد و بیکاری شاخصهای عمده و مهم اقتصاد کلان هستند که همواره مورد توجه اقتصاددانان و سیاستمداران کشورها قرار میگیرد تا با تنظیم آن شرایط اقتصادی در جامعه را بهبود بخشیده و مردم جامعه را به رفاه برسانند. در سالهای اخیر نگرانی سیاستگذاران اقتصادی در رابطه با افزایش پدیده تورم در حال گسترش بوده است. اصولا کشورهای در حال توسعه به واسطه ضعفهای ساختاری بیشتر با پدیده تورم روبهرو هستند. تأمین شرایط باثبات اقتصاد کلان برای کشورهای در حال توسعه که سعی در افزایش قدرت رقابت پذیریشان دارند از جایگاه ویژهای برخوردار است.
از آنجا که یکی از مشکلات عمده اقتصادی کشور طی چند دهه گذشته، پدیده تورم بوده است و این معضل همچنان استمرار دارد، بدیهی است تبیین تورم و پیشبینی روند آتی قیمتها برای سیاستگذاران اقتصادی اهمیت فراوانی دارد. از همین روست که حجم زیادی از پژوهشهای اقتصادی کشور به بررسی پدیده تورم اختصاص دارد.
در نظریههای اقتصادی، نااطمینانی دلایل متفاوتی دارد. از جمله دلایل نااطمینانی میتوان به نااطمینانی تورمی، نااطمینانی ناشی از نوسانپذیری نرخ ارز، نااطمینانی ناشی از پیشبینیپذیری سیاست مالی و … اشاره کرد. نااطمینانی ناشی از تورم، که در دهههای اخیر تمرکز بیشتری بر آن صورت گرفته و اغلب به عنوان یکی از مهمترین هزینههای تورم خوانده شده، در واقع به نااطمینانی درباره سطوح آینده تورم اشاره دارد. نااطمینانی در مورد تورم آینده منجر به انحراف تصمیمات مصرفکنندگان و تولیدکنندگان در زمینه پسانداز، مصرف و سرمایهگذاری میشود. این انحرافات، اثرات نامناسبی بر کارآیی تخصیص منابع و سطح فعالیت واقعی اقتصاد خواهد گذاشت. وجود نااطمینانی تورم، هزینههای عاملان اقتصادی را دوچندان میکند؛ زیرا بخشی از منابع آنها صرف پیشبینی تورم آتی در شرایط وجود نااطمینانی در بازار خواهد شد و در واقع سود یا زیان بنگاههای تولیدی و خدماتی را تحت تأثیر قرار خواهد داد. همین مسأله بر ضرورت مطالعه دقیقتر رابطه متقابل بین تورم و نااطمینانی تورم افزوده است.
اقتصاد ایران از گذشتههای بسیار دور تاکنون با معضل تورم روبهرو بوده است و روند تورم فراز و نشیبهای بیشماری را تجربه کرده است، تئوریهای مختلف اقتصادی در رابطه با مسأله تورم و نااطمینانی تورم محققان و اقتصاددانان را برآن داشته تا با در نظر گرفتن شرایط و زمینههای مختلف به آزمون فرضیههای مختلف بپردازند و نتایج و گزارشهای متفاوتی به تناسب مفروضات از پیش تعیین شده اعلام نمایند. در ایران نیز مطالعاتی در این زمینه انجام شده است و هر یک از این مطالعات به جنبههای مختلفی از این رابطه پرداختهاند.
تحقیق حاضر به بررسی رابطه تورم و نااطمینانی تورم در قالب روش اقتصادسنجی گارچ در میانگین نامتقارن با وجود انتقال رژیم، طی دوره زمانی ۱۳۶۹:۰۱ تا ۱۳۹۲:۰۵ پرداخته است. متغیر مورد مطالعه این تحقیق شامل نرخ تورم میباشد که نرخ تورم با استفاده از شاخص قیمت مصرفکننده به قیمت ثابت ۱۳۸۳ محاسبه گردیده است. نرم افزارهای مورد استفاده در این تحقیق Eviews(7) ، Gauss(9) و Matlab (2013) میباشند.
در فصل اول این مطالعه ضمن ارائه کلیاتی از بحث، به بررسی ضرورت تحقیق، هدف تحقیق و سوالات تحقیق پرداخته است. در فصل دوم این تحقیق مروری بر مطالعات انجام شده در داخل و خارج ایران در رابطه با تورم و نااطمینانی تورم صورت گرفته است. در فصل سوم مروری بر نظریههای مختلف اقتصادی در ارتباط با منشأ تورم و رابطه تورم و نااطمینانی تورم صورت گرفته است. دیدگاههای مربوط به رابطه تورم و نااطمینانی تورم به دو گروه تقسیم شدهاند یک گروه به بررسی اثر تورم بر نااطمینانی تورم و دیگری به اثر نااطمینانی تورم بر تورم میپردازد. در گروه اول معروفترین دیدگاهها مربوط به فریدمن (۱۹۷۷) – بال (۱۹۹۲)، پورگرامی- مسکاس (۱۹۸۷) و آنگار- زیلبرفارب (۱۹۹۳) میباشد. فریدمن- بال به اثر مثبت تورم بر نااطمینانی و پورگرامی – مسکاس از یک رابطه منفی حمایت میکنند همچنین آنگار- زیلبرفارب معتقدند بسته به میزان تورم این رابطه تغییر میکند.
در گروه دوم، دیدگاه کوکرمن – ملتزر(۱۹۸۶) و هولاند (۱۹۹۵) قرار میگیرند. کوکرمن و ملتزر معتقدند اثر نااطمینانی تورم بر تورم مثبت است در حالی که هولاند این اثر را منفی میداند.
در ادامه فصل سوم به معرفی ساختار الگو و روش تحقیق پرداخته شده است. معادله واریانس (نااطمینانی تورم) با استفاده از روش گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل برآورد گردید و برای برآورد ضرایب و تحلیل روابط بین متغیرها در وضعیتهای مختلف، از مدل سنجی گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت با روش برآورد حداکثر درست نمایی استفاده شده است. یک راه برای نشان دادن پویاییهای رفتار تورم این است که اجازه بدهیم میانگین شرطی و واریانس شرطی هر کدام خصوصیات تغییر ساختاری متعلق به خودشان را داشته باشند. به همین دلیل به هر یک از معادله میانگین و واریانس یک متغیر وضعیت مخصوص به خود اختصاص داده شده است که هر یک از این متغیر وضعیتها دو رژیم متفاوت را شامل میشوند.
در این بررسی جهت استفاده از روشهای گارچ ابتدا با استفاده از معیار آکائیک مدل ARMA بهینه انتخاب و سپس به انجام آزمون لجانگ- باکس و وجود اثر آرچ پرداخته شده است. آزمون ریشه واحد و شکست ساختاری برای متغیر تورم با استفاده از آزمون ریشه واحد شکست ساختاری ضریب لاگرانژ انجام شده است.
در فصل چهارم نتایج تخمین و برآورد الگو مورد بحث قرار گرفته است. به بررسی آزمون ریشه واحد با شکست ساختاری پرداخته شد. برای این منظور از آزمون ضریب لاگرانژ لی استرازیچیچ استفاده شده است. نتایج آزمون شکست ساختاری، در مدل تغییر در عرض از مبدأ و شیب تابع روند نشان میدهد زمان شکست ساختاری در متغیر تورم، ۱۳۷۴:۰۲ است. به دلیل آن میتواند باشد که در سالهای ۱۳۷۳ و ۱۳۷۴ با اجرای سیاستهای تعدیل، به ویژه کاهش رسمی ارزش پول ملی و حرکت به سمت نظام شناور ارزی فشارهای تورمی به شدت افزایش یافت و باعث شد تا اقتصاد ایران بالاترین نرخهای تورم خود را در این سالها، ۱/۴۹ درصد در سال ۱۳۷۴ تجربه کند.
برای استفاده از روش گارچ ابتدا یک فرآیند ARMA را برآورد و توسط معیار آکائیک تعداد وقفه بهینه انتخاب شدهاند. تعداد وقفه بهینه AR(2) و MA(1) به دست آمده است. سپس به بررسی آزمون لجانگ – باکس و عدم خودهمبستگی پی در پی در باقی ماندهها پرداخته شده است. با توجه به نتایج به دست آمده فرضیه صفر مبتنی بر عدم خودهمبستگی در باقی ماندهها رد نمی شود. همچنین بررسی آزمون اثر آرچ حاکی از آن است که آماره F و ضریب تعیین در سطح ۵ درصد معنیدار هستند. بنابراین، فرضیه همسانی واریانس جملات اختلال رد شده و میتوان از مدل آرچ و گارچ استفاده نمود.
نتایج تخمین الگوی گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت در معادله میانگین نشان میدهد که نااطمینانی تورم در رژیم ۱، یعنی زمانی که اقتصاد در حالت فشار تورمی فزاینده قرار دارد (تورم از پایین به سمت بالا حرکت میکند) اثر معنیداری بر سطح تورم دارد و این اثر مثبت میباشد. زمانی که نااطمینانی تورم در جامعه زیاد باشد این نااطمینانی علت تورم می شود به دلیل آن که در شرایط نااطمینانی، تصمیمات مصرفکنندگان و تولیدکنندگان در زمینه پسانداز، مصرف و سرمایهگذاری تحت تأثیر قرار میگیرد و حجم فعالیتهای اقتصادی کاهش مییابد لذا دولتمردان با اتخاذ سیاستهای انبساطی باعث افزایش سطح عمومی قیمتها میشوند. در رژیم ۲، یعنی زمانی که اقتصاد در حالت فشار تورمی کاهنده قرار دارد (تورم از بالا به سمت پایین حرکت میکند) ضریب به دست آمده منفی و معنادار است و نشان دهنده اثر عکس نااطمینانی تورم بر سطح تورم میباشد.
نتایج تخمین در معادله واریانس، در رژیم ۱، زمانی که تغییرات تورمی زیاد است (نوسانات زیاد)، نشان میدهد که تورم اثر معنیداری بر سطح نااطمینانی تورم دارد و این اثر مثبت میباشد. همچنین اثرات شوکهای منفی قیمت بر نااطمینانی بیشتر از شوکهای مثبت است. در رژیم ۲، زمانی که تغییرات تورمی کم است (نوسانات کم ) اثر تورم بر سطح نااطمینانی تورم معنیدار نیست.
ماتریس احتمال انتقال برای متغیر وضعیت نشان میدهد، بالاترین مقدار احتمال مربوط به زمانی است که متغیر وضعیت در رژیم دور قبلی خود پایدار بماند که این تمایل حتی در رژیم ۱ (وضعیت فشار تورمی فزاینده) بیشتر از رژیم۲ (وضعیت فشار تورمی کاهنده) میباشد. نکته دیگر این است که احتمال انتقال از رژیم ۲ به ۱ بیشتر از احتمال انتقال از رژیم ۱ به ۲ میباشد. یعنی در ایران، احتمال این که از حالت فشار تورمی کم به فشار تورمی زیاد منتقل شویم بیشتر از حالت برعکس است که میل تورم به قرار گرفتن در وضعیتهای تورم زیاد را نشان میدهد.
نتایج ماتریس احتمال انتقال برای متغیر وضعیت نشان میدهد که تمایل به ماندگاری در رژیمهایی، که متغیر وضعیت دور قبل در آن وضعیت قرار داشته است از بالاترین مقدار احتمالات برخوردار است و مقادیر این احتمالات برای رژیمهای ۱ (افزایش نوسانات تورمی) و ۲ (کاهش نوسانات تورمی) بسیار نزدیک به هم میباشند.
۵-۳- پیشنهادهای سیاستی
در این قسمت طبق نتایج و یافتههای مطالعه حاضر پیشنهادهای زیر ارائه میگردد:
با توجه به این که نتایج نشان میدهد در حالت نوسانات تورمی زیاد، افزایش تورم منجر به افزایش نااطمینانی تورم میگردد به نظر میرسد که اتخاذ سیاستهای تثبیت قیمتها ( کنترل قیمتها وجلوگیری از افزایش آن) نه تنها در کاهش تورم بلکه در کاهش نااطمینانی تورم نیز نقش مهمی دارند.
دولت و به ویژه بانک مرکزی برای ثبات قیمتها بایستی از اتخاذ سیاستهای اقتصادی که به نااطمینانی تورم دامن میزند، اجتناب نماید.
۵-۴- پیشنهاد پژوهشی
تأثیر سیاستهای اقتصادی دولت و همچنین بررسی تأثیر سایر عوامل بر نااطمینانی تورم، خود موضوع مهمی است که احتیاج به مطالعه مستقل دارد. به عبارت دیگر تأثیر سیاستهای پولی و مالی میتواند اثرات متفاوتی بر رفتار تورم در ایران داشته باشد بررسی این موضوع خود میتواند به عنوان پژوهش مستقلی صورت پذیرد.
در این مطالعه دو متغیر وضعیت و مستقل از هم در نظر گرفته شدهاند اما با توسعه الگو شاید امکان بررسی اثر متقابل وضعیتها بر یکدیگر فراهم گردد.
فهرست منابع
منابع فارسی
ابراهیمی، ایلناز و حسین توکلیان (۱۳۹۱). ” طراحی یک سامانه هشداردهی زودهنگام بحرانهای ارزی در ایران با استفاده از رویکرد مارکوف سوئیچینگ “، بیست و دومین همایش سالانه سیاستهای پولی و ارزی.
ابراهیمی، محسن و علی سوری (۱۳۸۵). ” رابطه بین تورم و نااطمینانی در ایران “، مجله دانش و توسعه، شماره ۱۸، صص ۱۲۶-۱۱۱٫
ابراهیمی، علی رضا (۱۳۸۵). ” مدلهای ARCH و GARCH و کاربردهای آن در تحلیل دادههای اقتصادی”، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه اصفهان، دانشکده علوم.
التجائی، ابراهیم (۱۳۹۱). ” تورم، نااطمینانی تورمی، پراکندگی نسبی قیمتها و رشد اقتصادی در ایران “، فصلنامه علمی – پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی در ایران، سال اول، شماره ۱، صص ۱۱۸-۸۱٫
پیرایی، خسرو و بهاره دادور (۱۳۹۰). ” تأثیر تورم بر رشد اقتصادی در ایران با تأکید بر نااطمینانی “، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، سال یازدهم، شماره ۱، صص ۸۰-۶۷٫
تشکینی، احمد (۱۳۸۵). ” آیا نااطمینانی تورمی با سطح تورم تغییر میکند؟ “، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ۷۳، صص۲۱۰-۱۹۳٫
دادگر، یدالله و مسعود صالحی رزوه (۱۳۸۳). ” کاربرد مدل بارو جهت ارزیابی رابطه بین تورم و رشد اقتصادی در ایران “، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره ۳۳، صص ۸۲-۵۵٫
سالنامه خلاصه تحولات اقتصادی کشور، مجموعه اقتصاد (۱۳۷۴). ” خلاصه تحولات اقتصادی کشور سال ۱۳۷۴”، نشریه اقتصاد، شماره ۷۴، صص ۵٫
سالنامه گزارش اقتصادی و ترازنامه، مجموعه اقتصاد (۱۳۷۷). ” خلاصه رویدادهای اقتصادی ایران”، نشریه اقتصاد، شماره ۷۷، صص ۱۷-۱۳٫
سرمدی، زهره، بازرگان، عباس و الهه حجازی (۱۳۹۰). ” روشهای تحقیق در علوم رفتاری “، نشر آگه، تهران، چاپ بیست ویکم.

دانلود کامل پایان نامه در سایت pifo.ir موجود است.

بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی …

*۴۴۷۵۳/۰

۰۶۴۲۴/۰

۹۶۶۵۳۱۷۵/۶

C: لگاریتم تابع درست نمایی

Ln L

۶۸۷۶۶/۲۴۳-

* معنادار در سطح ۵%
** معناداری در سطح ۱۰%
مأخذ: محاسبات تحقیق با استفاده از نرمافزار متلب
در رژیم ۲ نیز تمامی ضرایب معنادار و به جز ضریب جمله که منفی است بقیه ضرائب مثبت میباشند. در واقع در حالت فشار تورمی کاهنده یعنی زمانی که تورم از بالا به پایین حرکت میکند اثر نااطمینانی تورم بر تورم منفی و مطابق با دیدگاه هولاند (۱۹۹۵) است. نااطمینانی تورم هزینه اجتماعی را زیاد و رفاه اجتماعی را کاهش میدهد. سیاستگذاران برای کاهش عوارض جانبی و جلوگیری از کاهش رفاه اجتماعی سیاست تثبیت را پیاده میسازند که در نتیجه آن تورم کاهش مییابد.
در معادله واریانس، در رژیم ۱، که تغییرات تورمی زیاد است (نوسانات زیاد)، تمامی ضرائب به غیر از مثبت و معنادار میباشند. اثر تورم بر نااطمینانی تورم در حالت نوسانات تورمی زیاد مثبت و معنادار است. از طرف دیگر از آنجا که است طبق مدل گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل شوکهای منفی قیمتی اثرات بیشتری بر نااطمینانی دارند[۱۴۶]. در واقع زمانی که نوسانات یا تغییرات تورمی زیاد است شوکهای منفی قیمتی (کاهش قیمتها) باعث افزایش نااطمینانی بیشتری نسبت به شوکهای مثبت قیمتی میشوند. شاید بتوان دلیلش را آن دانست در وضعیتی که تورم بسیار نوسان دارد مردم انتظار دارند کاهش قیمتها موقتی بوده و نااطمینانی نسبت به قیمتهای آتی افزایش مییابد. اما در رژیم ۲، که نوسانات تورم کم است ضرائب و بیمعنا هستند. در این حالت تورم اثر معناداری بر نااطمینانی تورم ندارد. نتایج به دست آمده قابل تطبیق با نتیجه مطالعه آنگار و زیلبرفارب (۱۹۹۳) میباشد که بیان میکنند که اثر تورم بر نااطمینانی تورم بستگی به میزان تغییرات تورم دارد. نتایج تجربی آنها نشان میدهد وقتی نوسانات تورم در سطح بالایی قرار دارد یک رابطه مثبت وجود دارد و این اثر ناپدید میشود وقتی نوسانات تورم در سطح پایینی قرار دارد.
ماتریس احتمال انتقال برای متغیر وضعیت نشان میدهد که با احتمال ۹۵ درصد در همان رژیم ۱ (حالت فشار تورمی فزاینده) باقی میماند. احتمال انتقال از حالت ۲ (فشار تورمی کاهنده) به ۱(فشار تورمی فزاینده)، ۱۱درصد و احتمال انتقال از حالت ۱ (فشار تورمی فزاینده) به ۲(فشار تورمی کاهنده)، ۵ درصد میباشد. همچنین با احتمال ۸۹ درصد در همان رژیم ۲ (حالت فشار تورمی کاهنده) باقی میماند. همانگونه که مشخص است بالاترین احتمالات انتقال مربوط به زمانی است که متغیر وضعیت در رژیمهای دوره قبل خود باقی مانده است در واقع میتوان آن رژیمها را رژیمهای جاذب در نظر گرفت که تمایل به ماندگاری در آن وضعیتها بسیار زیاد است.
ماتریس احتمال انتقال برای متغیر وضعیت نیز نشان میدهد، احتمال این که متغیر وضعیت در همان حالت ۱(تغییرات تورمی زیاد) باقی بماند ۹۸ درصد میباشد. با احتمال ۲ درصد از رژیم ۱(تغییرات تورمی زیاد) به ۲ (تغییرات تورمی کم) و با احتمال ۴ درصد از حالت ۲ (تغییرات تورمی کم) به ۱(تغییرات تورمی زیاد) منتقل میشود و با احتمال۹۶ درصد در رژیم ۲ (تغییرات تورمی کم) باقی میماند. با توجه به نتایج ماتریس احتمال انتقال رژیمهای ۱و ۲ رژیمهای جاذب هستند که تمایل به ماندگاری در این وضعیتها بسیار زیاد است.
نمودارهای شماره (۴-۲) و (۴-۴) احتمالات هموارشده[۱۴۷] متغیر وضعیت و را نشان میدهند که به ترتیب اقتصاد در وضعیت فشار تورمی فزاینده و نوسانات تورمی زیاد قرار دارد. هرچه احتمال رژیم در یک دوره زمانی به یک نزدیکتر باشد، احتمال قرار گرفتن نرخ تورم در آن رژیم، در آن دوره زمانی بیشتر است. اگر این نمودارها را با نمودار شماره (۴-۱) مقایسه کنیم میبینیم زمانی که تورم افزایش پیدا کرده است نمودار احتمالات هموارشده هم زیاد شده و به سمت بالا اوج گرفته است و احتمال قرار گرفتن نرخ تورم در آن رژیم، درآن دوره زمانی بیشتر است. مثلا در طی سال۱۳۷۲ تا ۱۳۷۴ که نرخ تورم زیاد است نمودار احتمالات هموارشده هم بالا رفته و به عدد یک نزدیک شده یا در طی سالهای که روند نرخ تورم ملایم یا کاهشی است احتمالات هموار شده هم در سطح پایینی قرار دارند. نمودارهای شماره (۴-۳) و (۴-۵) احتمالات هموارشده متغیر وضعیت و را نشان میدهند که اقتصاد به ترتیب در وضعیت فشار تورمی کاهنده و نوسانات کم قرار دارد با توجه به نمودار شماره (۴-۱) مشخص است زمانی که نرخ تورم کاهش مییابد یا در سطح پایینی قرار دارد احتمالات هموارشده به سمت بالا اوج میگیرد و به عدد یک نزدیک میشود و احتمال قرار گرفتن نرخ تورم در آن رژیم، در دوره زمانی مورد نظر بیشتر است.
نمودار شماره (۴-۶)، واریانس شرطی مدل گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت را نمایش میدهد همانگونه که در نمودار مشخص است واریانس شرطی در طی سالهای ۱۳۶۹ تا ۱۳۹۲ نوسانات یکنواختی نداشته است. بیشترین دوره نوسانات مربوط به دوره ۱۳۷۱ تا ۱۳۷۴ میباشد. در طی سالهای ۱۳۷۷ نااطمینانی به طور چشمگیری افزایش پیدا کرده است. بقیه سالها نوسانات تقریبا مشابه است و ممکن است در برخی سالها کمی بیشتر یا کمتر شده باشد تا دوره ۱۳۹۲- ۱۳۹۰ که باز نااطمینانی افزایش پیدا کرده است. مروری اجمالی بر روند اتفاقات سالهای نام برده بر فهم بیشتر موضوع به ما کمک میکند.
سال ۱۳۷۴ در شرایطی آغاز شده بود که اقتصاد ایران با روند فزاینده انتظارات تورمی مواجه بود. این روند که از اوایل نیمه دوم سال ۱۳۷۳ آغاز شده بود در اواخر آن سال در اثر گسترش عملیات انبساطی دولت (سیاستهای مالی به شدت انبساطی مربوط به بازسازی و همچنین سیاستهای پولی به شدت انبساطی برای تحریک فعالیتهای بخش خصوصی) و ترکیب آن با سیاست یکسانسازی نرخ ارز و اوجگیری شرایط نامساعد خارجی شدت بیشتری یافت. با ادامه این وضعیت در اوایل سال ۱۳۷۴ بازارهای داخلی به شدت تحت تأثیر قرار گرفت، به طوری که در اواخر اردیبهشت ماه این سال التهاب در بازارهای مختلف به ویژه بازار کالا و ارز به اوج خود رسید. همه این عوامل باعث افزایش نااطمینانی نسبت به سطح تورم آینده شد. با توجه به این که ادامه این روند اقتصاد کشور را با مخاطرات جدی و خارج از کنترل مواجه میکرد، مجموعهای از سیاستهای اقتصادی به منظور تثبیت اوضاع و هدایت فعالیتهای اقتصادی در جهت مطلوب به مورد اجرا گذاشته شد. تثبیت نرخ ارز و بهای برخی از کالاها، هدایت ارزهای حاصل از صادرات غیرنفتی به سیستم بانکی، تشدید مبارزه باقاچاق کالا و ارز و تأمین منابع ارزی و ریالی لازم برای عرضه هر چه سریعتر کالا از جمله مهمترین این تصمیمات بود. اعمال سیاستهای فوق تأثیر بسیار سریعی در بهبود شرایط اقتصادی داشت و موجبات آرامش نسبی و ثبات در بازار کالا و ارز و کاهش انتظارات تورمی را فراهم آورد و سیر فزاینده شاخص قیمتها را متوقف نمود(سالنامه خلاصه تحولات اقتصادی کشور،۱۳۷۴).
در سال ۱۳۷۷، ادامه رکود اقتصادی جهان و تداوم وضعیت نامساعد بازار نفت، عمدهترین عامل برونزا در شکلگیری تحولات این سال بود. تداوم بحران اقتصادی در کشورهای جنوب شرقی آسیا و کاهش قابل توجه مصرف این منطقه در این سال تأثیر بسزایی در عدم توازن عرضه و تقاضای جهانی نفت و افزایش حجم ذخیرهسازی داشت. در سال ۱۳۷۷ کاهش درآمدهای نفتی از طریق تقلیل سطح پسانداز دولت، روند کاهشی پسانداز ملی را شدت بخشید و منجر به منفی شدن پسانداز دولت در این سال گردید. این روند یکی از عوامل عمده مؤثر بر سطح فعالیتهای اقتصادی میباشد که از طریق تأثیر بر حجم منابع مالی سرمایهگذاری باعث کاهش فعالیتها و تولید شد. تحولات بازار جهانی نفت و اثرات آن بر درآمدهای ارزی کشور و همچنین کاهش منابع تأمین مالی خارجی در اثر بحران آسیا، بانک مرکزی را در تأمین منابع خارجی برای جبران شکاف ارزی کشور در سال ۱۳۷۷ با مشکلات فراوانی روبهرو کرد. از مهمترین علل افزایش تورم در این سال کاهش عرضه در نتیجه محدودیتهای موجود در تولید و افزایش تقاضا در نتیجه افزایش نرخ رشد نقدینگی از ۲/۱۵ درصد در سال ۱۳۷۶ به ۱/۲۷ درصد در این سال میباشد. این عوامل میتوانند از مهمترین دلایل افزایش نااطمینانی تورمی در این دوره باشد( سالنامه گزارش اقتصادی و ترازنامه، ۱۳۷۷).
روند افزایشی نرخ تورم تقریبا از مرداد سال ۱۳۸۹ آغاز شده بود. درست زمانی که تب و تاب اجرایی شدن قانون هدفمندی یارانهها در جامعه افتاده بود. در مرداد ۱۳۸۹ نرخ تورم میانگین، معادل ۸/۸ درصد گزارش شد و در پایان سال ۱۳۸۹ نرخ تورم به رقم ۴/۱۲ درصد رسید. گفتنی است نرخ تورم در اسفند ۱۳۹۰ نیز رقم ۵/۲۱ درصدی را ثبت کرد.
تورم در اردیبهشت ۱۳۹۱ در حد ۲۲ درصد شد. اگر چه هدفمندی یارانهها با تورم بالایی که برخی انتظار داشتند مواجه نبوده و تورم مورد نظر برخی منتقدان که تا ۶۰-۵۰ درصد پیشبینی کرده بودند تحقق نیافت اما به هر حال باید پذیرفت که اثر تأخیری رشد هزینههای انرژی و کنترل قیمتها در شرایط اجرای این قانون، اثر خود را بر اقتصاد گذاشته است. برخی شاخصها و سیاستها در اقتصاد ایران تأخیری عمل میکنند و ابعاد و آثار منفی دیگری غیر از تورم نیز دارند. به نظر میرسد هدفمندی یارانهها نیز از لحاظ ذهنی- روانی بیشتر موجب افزایش نااطمینانی تورم در میان مردم شده است[۱۴۸].
نمودار شماره ۴-۲- احتمالات هموارشده در حالت فشار تورمی فزاینده
مأخذ: محاسبات تحقیق با استفاده از نرمافزار متلب
نمودار شماره ۴-۳- احتمالات هموارشده در حالت فشار تورمی کاهنده
مأخذ: محاسبات تحقیق با استفاده از نرمافزار متلب
نمودار شماره ۴-۴- احتمالات هموارشده در حالت نوسانات تورمی زیاد
مأخذ: محاسبات تحقیق با استفاده از نرمافزار متلب
نمودار شماره ۴-۵- احتمالات هموارشده در حالت نوسانات تورمی کم
مأخذ: محاسبات تحقیق با استفاده از نرمافزار متلب
شرطی واریانس نمودار۴-۶ –
مأخذ: محاسبات تحقیق با استفاده از نرمافزار متلب

دانلود کامل پایان نامه در سایت pifo.ir موجود است.

فايل دانشگاهی – بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی …

شاهمرادی، اصغر و محمد زنگنه (۱۳۸۶). ” محاسبه ارزش در معرض خطر برای شاخصهای عمده بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از روش پارامتریک”، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ۷۹، صص ۱۲۱-۴۹٫
فرزین وش، اسدالله و موسی عباسی ( ۱۳۸۵). ” بررسی رابطه تورم و نااطمینانی در ایران با استفاده از مدلهای GARCH و حالت – فضا “، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ۷۴، صص ۵۵-۲۵٫
فلاحی، فیروز و عبدالرحیم هاشمی دیزج (۱۳۸۹) . ” رابطه علیت بین GDP و مصرف انرژی در ایران با استفاده از مدلهای مارکوف سوئیچینگ “، فصلنامه مطالعات اقتصادی انرژی، سال هفتم، شماره ۲۶، صص ۱۵۲-۱۳۱٫
طیب نیا، علی (۱۳۷۴). “تئوریهای تورم با نگاهی به فرآیند تورم در ایران”، انتشارات جهاد دانشگاهی. دانشگاه تهران، چاپ اول.
کازرونی، علی رضا، رضازاده، علی و سیاوش محمدپور (۱۳۹۰). ” اثرات نامتقارن نوسانهای نرخ واقعی ارز بر صادرات غیر نفتی ایران با رویکرد غیر خطی مارکوف- سوئیچینگ “، فصلنامه تحقیقات مدل سازی اقتصادی، شماره ۵، صص ۱۷۸-۱۵۳٫
کتابی، احمد (۱۳۷۰). ” تورم: ماهیت، علل، آثار و راههای مقابله با آن”، انتشارات اقبال، چاپ سوم.
محمدی، تیمور و رضا طالبلو (۱۳۸۹). “پویاییهای تورم و رابطه تورم و عدم اطمینان اسمی با استفاده از الگوی GACH-ARFIMA”، پژوهشنامه اقتصادی، سال دهم، شماره ۱، صص ۱۷۰-۱۳۷٫
مطیعی، ناصر و محمدقلی موسینژاد (۱۳۷۸). ” سیاستهای ارزی و تأثیر آن بر بخش کشاورزی با تأکید در محصول استراتژیک گندم و برنج”، فصلنامه مدرس علوم انسانی، شماره۱۰، صص ۸۴-۶۵٫
معاونت برنامهریزی و بررسیهای اقتصادی (۱۳۸۲). ” بررسی نظری و تجربی تورم در ایران (۸۲-۱۳۳۸)”، دفتر مطالعات اقتصادی، صص۷۹-۱٫
مهرآرا، محسن و رامین مجاب (۱۳۸۸). ” ارتباط میان تورم، نااطمینانی تورم، تولید و نااطمینانی تولید در اقتصاد ایران “، فصلنامه پول و اقتصاد، شماره ۲، صص ۳۰-۱٫
نیسی، عبدالساده (۱۳۹۰). ” مدل سازی اختیارات آمریکایی با مدل رژیم سوئیچینگ و مشتقات نفت “، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، سال شانزدهم، شماره ۴۷، صص ۲۰۴-۱۸۵٫
یاوری، کاظم (۱۳۸۱). ” بررسی اثرات سیاست یکسان سازی نرخ ارز بر تورم، مابه التفاوت نرخ ارز رسمی و بازار سیاه و نرخ ارز واقعی در ایران”، فصلنامه پژوهشی دانشگاه امام صادق(ع)، شماره ۱۶، صص۱۴۶-۱۲۹٫
منابع لاتین
Balcilar, M., Ozdemir, Z. and E. Cacan (2011). “On the Nonlinear Causality between Inflation and Inflation Uncertainty in the G3 Countries”, Journal of Applied Economics,Vol. XIV, No. 2, pp. 269-296.
Ball, L. (1992). “Why Does Higher Inflation Raise Inflation Uncertainty?“, Journal of Monetary Economics, Vol. 29, pp. 371-378.
Bams, D. and J. L. Wielhouwer (2001). “Emprical Issues in Value-at-Risk”, Astin Bulletin, Vol. 31, No. 2, pp. 299-315.
Barro, R. J. and D. B. Gordon (1983). “Rules, Discretion and Reputation in a Model of Monetary Policy”, Journal of Monetary Economics, Vol. 12, No. 1, pp. 101-121.
Berument, H. Metin-Ozcan, K. and B. Neyapti (2001). “Modelling Inflation Uncertainty Using EGARCH: An Application in Turkey”, Bilken University, Ankara, Turkey.
Berument, M. H., Yalcin, Y. and J. Yildirim (2012). “Inflation and Inflation Uncertainty: A Dynamic Framework”, Physica A, No. 39, pp. 4816-4826.
Bhar, R. and S. Hamori (2004). “The Link between Inflation and
Inflation Uncertainty Evidence from G7 Countries”, Empirical Economics, No. 29, pp. 825-853.
Bhar, R. and G. Mallik (2008). “Inflation, Inflation Uncertainty and Output Growth in the USA”, Physica A, No. 389, pp. 5503-5510.
Bollerslev, T. (1986). “Generalised Autoregressive Conditional Heteroskedasticity”, Journal of Eonometrics, Vol. 31, pp.307–۳۲۷٫
Bredin, D., and S. Fountas (2006). “Inflation, Inflation Uncertainty, and Markov Regime Switching Heteroskedasticity: Evidence from European Countries”, Money Macro and Finance (MMF) Research Group Conference 2006 from Money Macro and Finance Research Group, No.125.
Bredin, D. and S. Fountas (2010). “US Inflation and Inflation Uncertainty in a Historical Perspective: The Impact of Recessions”. UCD Geary Institute,Working Paper, No. 201053.
Brunner, A. D. and G. D. Hess (1993). “Are Higher Levels of Inflation Less Predictable? A

دانلود متن کامل این پایان نامه در سایت abisho.ir

بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی بازه …

مأخذ: محاسبات تحقیق
با توجه به قسمت A جدول شماره (۴-۶)، آماره جارک- برا مدل نشان دهنده قبولی فرضیه صفر در سطح ۵% و نرمال بودن جمله خطا است. همچنین آزمون BDS برای مدل در سطح ۵% بیان کننده مستقل بودن سری و نبود رابطه خطی و غیرخطی در بین دادههای سری تبدیل یافته[۱۴۵] است.
طبق شواهد آماری ارائه شده در جدول شماره (۴-۶)، مدل گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت با توزیع نرمال دارای خصوصیات آماری مناسب میباشد.
۴- ۸- نتایج تخمین الگو
رابطه تورم و نااطمینانی تورم در قالب مدل گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت و بررسی میشود.
در مدل گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت معادلههای شماره (۴-۴) و (۴-۵) با روش حداکثر درست نمایی برآورد میگردد و نتایج حاصل از آن در جدول شماره (۴-۷) آمده است.
(۴-۴)
(۴-۵)
با توجه به نتایج به دست آمده در معادله میانگین، در رژیم ۱، جمله عرض از مبدأ مثبت و معنادار اما ضریب جمله اتورگرسیو بیمعنی میباشد. ضریب جمله مثبت و معنادار است به عبارت دیگر اثر نااطمینانی تورم بر تورم درحالت فشار تورمی فزاینده، مثبت و معنیدار است و تأییدکننده دیدگاه کوکرمن – ملتزر میباشد. آنها بیان میکنند زمانی که نااطمینانی تورمی در سطح بالایی قرار دارد، چون تصمیمات سرمایهگذاران به طور منفی تحت تأثیر قرار میگیرد و سیاستمداران میدانند که حجم فعالیتهای اقتصادی کاهش پیدا میکند، لذا سیاستهای انبساطی را اتخاذ مینمایند. به تبع سیاستهای انبساطی، سطح عمومی قیمتها افزایش مییابد و لذا نااطمینانی تورمی علت تورم در جامعه خواهد بود.
جدول شماره۴- ۷- نتایج تخمین مدل گارچ در میانگین نامتقارن با دو متغیر وضعیت

دانلود کامل پایان نامه در سایت pifo.ir موجود است.

پارامتر TSV- Asymmetry-Garch – in – mean – N
تخمین انحراف معیار tآماره
A: معادله میانگین
وضعیت ایستایی سال شکست مقدار بحرانی آماره در سطح ۵% مقدار آماره در سطح داده متغیر
ایستا I(0) M021374 ۴۷/۴- ۲۱۰۳/۱۱- تورم

مأخذ: محاسبات تحقیق
۴-۴- آزمون بررسی حالت غیر خطی دادهها
اولین گام برای تخمین مدل انتقال مارکوف، اطمینان از غیر خطی بودن الگوی دادهها میباشد. بدین منظور از آزمون نسبت درست نمایی LR استفاده شده و نتایج حاصل از این آزمون در جدول زیر آورده شده است:
جدول۴-۳- آزمون نسبت درست نمایی

برای دانلود فایل متن کامل پایان نامه به سایت 40y.ir مراجعه نمایید.

آماره بحرانی ۲χ در سطح اطمینان۹۵ درصد آماره حداکثر درست نمایی مقدار حداکثر درست نمایی حاصله از الگوی غیر خطی مقدار حداکثر درست نمایی حاصله از الگوی خطی
۹۴۰۳۰/۳ ۳۹۴۰۶/۳۱ ۶۸۷۶۶/۲۴۳- ۹۹۰۶۳/۲۲۷-

مآخذ: یافتههای تحقیق
همانطور که نتایج جدول (۴-۳) نشان میدهد، متغیر مورد مطالعه، از یک الگوی غیر خطی پیروی میکنند؛ بنابراین روشهای خطی برای تخمین پارامترهای مدل مناسب نبوده و برای به دست آوردن روابط بین متغیرها باید از روشهای غیر خطی استفاده نمود. بدین منظور در این مطالعه از روش غیرخطی انتقال مارکوف استفاده میشود.
۴-۵- برآورد مدل میانگین متحرک خودهمبسته (ARMA)
برای استفاده از روش گارچ، ابتدا لازم میباشد وقفه بهینه برای انجام فرآیند ARMA محاسبه شود. برای به دست آوردن وقفه بهینه جهت انجام ARMA از معیار آکائیک (AIC) استفاده شده است. به این صورت که با در نظر گرفتن وقفههای مختلف برای AR(p) و MA(q)، با توجه به کمترین مقدار معیار آکائیک محاسباتی در وقفههای مختلف، وقفه بهینه انتخاب میشود. با استفاده از نرم افزار Eviews مدلی که در آن مقدار این معیارها کمتر باشد مدل بهتری است.

بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی بازه …

در این مطالعه، نوعی آزمون ضریب لاگرانژ بهکارگرفته شده، این آزمون توسط لی و استرازیچیچ (۲۰۰۳) بسط و توسعه داده شده به این صورت که دو شکست و یا یک شکست ساختاری را به طور درونزا در شیب و عرض از مبدأ مورد بررسی قرار داده و تعیین میکند. در واقع جهت تعیین روند تشکیل دادهها و وجود ریشه واحد با استفاده از این آزمون در صورت عدم وجود دوشکست، آزمون لی و استرازیچیچ با یک شکست ساختاری مورد استفاده قرار میگیرد.
۳-۵-۲- آزمون بررسی حالت غیر خطی دادهها
قبل از برآورد الگوی انتقال مارکوف، به منظور اطمینان از صحت انتخاب الگوی غیر خطی، آزمون بررسی حالت غیرخطی در دادهها به کار گرفته میشود. برای این منظور فرض وجود مدل خطی در برابر مدل انتقال مارکوف، با استفاده از آزمون نسبت درست نمایی[۱۳۲] پیشنهاد شده توسط گارسیا و پرون[۱۳۳] (۱۹۹۶) بررسی میشود. در آزمون فوق، فرض صفر پیروی از الگوی خطی و فرض مقابل پیروی از الگوی غیر خطی میباشد. مقدار آمارهی این آزمون از مقادیر حداکثر درست نمایی دو مدل رقیب، یک مدل با یک رژیم (مدل خطی) و مدل دیگر با دو رژیم (مدل غیر خطی) محاسبه میشود و دارای توزیع کای دو است. در صورتی که مقدار آماره از مقادیر بحرانی در سطح اطمینان مورد نظر بیشتر باشد، میتوان گفت که مدل خطی در آن سطح اطمینان مدلی مناسب نبوده و باید از مدل غیرخطی استفاده شود(کلگنی و مانرا[۱۳۴]، ۲۰۰۹).
(۳-۴۳)
۳-۵-۳- آزمون بررسی وجود اثر آرچ
قبل از استفاده از مدلهای آرچ و گارچ لازم است به بررسی اثر آرچ پرداخته شود. برای تشخیص وجود الگوی آرچ روشهای متفاوتی وجود دارد که یکی از آنها آزمون ضریب لاگرانژ[۱۳۵] انگل (۱۹۸۲) میباشد(ابراهیمی، ۱۳۸۵).
آزمون ضریب لاگرانژ از دو مرحله تشکیل شده است:
مرحله اول: با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی[۱۳۶]، پس از پیدا کردن تعداد وقفههای بهینه مناسبترین مدل رگرسیونی و یا مدل میانگین متحرک اتورگرسیو[۱۳۷] تخمین زده میشود و با استفاده از مقادیر باقی مانده مدل مذکور دنباله تشکیل داده میشود.
مرحله دوم: مجذور باقی مانده را روی یک مقدار ثابت و q مقدار با وقفه و و ….رگرس می نماییم. به عبارت بهتر معادله رگرسیونی زیر تخمین زده میشود.
(۳-۴۴)
اگر باشد عدم وجود اثر آرچ را نشان میدهد. در این صورت رگرسیون رابطه ( ۳-۴۴) دارای قدرت توضیح دهندگی اندکی بوده و ضریب تعیین مدل (R2) بسیار کوچک خواهد بود. اگر حجم نمونه برابر با T و فرض صفر مسئله عدم وجود الگوی آرچ باشد، در این صورت آماره آزمون یعنی TRبا افزایش T دارای توزیع ۲ χ با q درجه آزادی خواهد بود. اگر TR2 به اندازه کافی بزرگ باشد، رد این فرض که ضرایب ۰α تا qα به طور همزمان مساوی صفر هستند، معادل با رد فرض صفر عدم وجود الگوی آرچ خواهد بود. از سوی دیگر، اگر TR2به اندازه کافی کوچک باشد، میتوان نتیجه گرفت الگوی آرچ وجود ندارد. تجربه نشان داده است که در نمونههای کوچک که عمدتا در کارهای تجربی مورد استفاده قرار میگیرند، آماره F برای آزمون فرضیه صفر نسبت به آماره ۲ χ ارجحیت دارد (ابراهیمی، ۱۳۸۵؛ تاگلیفیچی[۱۳۸]، ۲۰۰۲).
۳-۵-۵- آزمون لجانگ- باکس[۱۳۹]
برای بررسی این که باقی ماندههای حاصل از مدلها اختلال سفید باشند و همچنین برای بررسی عدم وجود خودهمبستگی پی در پی در باقی ماندهها از آزمونQ لجانگ- باکس استفاده میشود. که به صورت معادله زیر تعریف میشود ( گرین، ۲۰۰۳).
(۳-۴۵)
n حجم نمونه، m طول وقفه و ضریب خودهمبستگی است. اگر آماره Q محاسبه شده از مقدار کای-دو ۲ χ در سطح احتمال معین کوچکتر باشد، فرضیه صفر مبنی بر عدم خودهمبستگی در باقی ماندهها رد نمی شود (انگل، ۲۰۰۱).
فصل چهارم
۴- نتایج تحقیق و برآورد الگو
۴-۱- مقدمه
در فصل حاضر، با به کارگیری روشهای اقتصادسنجی به برآورد و تجزیه و تحلیل الگوی مطرح شده در فصل قبل پرداخته میشود. بعد از بیان مقدمه، دادههای آماری مورد استفاده در این تحقیق توضیح داده خواهد شد. قسمت بعد به آزمون شکست ساختاری ضریب لاگرانژ اختصاص دارد. قبل از برآورد روابط بین تورم و نااطمینانی تورم، ابتدا باید یک مدل میانگین متحرک خودهمبسته (ARMA) مناسب برای متغیر تورم انتخاب شود تا به بررسی وجود اثر آرچ پرداخته شود که امکان استفاده از مدلهای گارچ تأیید شود. در نهایت نیز نتایج برآورد رابطه تورم و نااطمینانی تورم همراه با تجزیه و تحلیل نتایج به دست آمده، ارائه میگردد.
۴-۲- دادههای آماری مورد استفاده
متغیر به کار رفته در این پایان نامه تورم (π) است. از دادههای شاخص قیمت مصرفکننده، جهت محاسبه نرخ تورم استفاده شده است. این شاخص تغییرات رخ داده در سطح قیمت کالا و خدمات مصرفی خریداری شده توسط خانواده در مناطق شهری را اندازهگیری میکند. دادههای CPI ماهانه بر حسب سال پایه ۱۳۸۳ از سایت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران طی بازه زمانی ۱۳۹۲:۰۵- ۱۳۶۹:۰۱جمع آوری شده است. با توجه به این که دادههای ماهانه شاخص قیمت مصرفکننده توسط بانک مرکزی از سال ۱۳۶۹ گزارش شده است در این مطالعه هم سال شروع بررسی ۱۳۶۹ در نظر گرفته شده است. همچنین نرخ تورم از فرمول زیر محاسبه میگردد:
(۴-۱)
که در آن نرخ تورم و شاخص قیمتی مصرفکننده در زمان t میباشد.
همان طور که قبلا بیان شد نااطمینانی یک متغیر کمی نیست که دارای شاخص معینی باشد؛ بلکه یک مفهوم اقتصادی است که برای سنجش آن از شاخصها و جانشینهای مختلفی استفاده میکنند. که در این جا از مدل گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل برای محاسبه نااطمینانی استفاده میشود که قابلیت بررسی امکان نامتقارن بودن شوکهای مثبت و منفی قیمتی را نیز دارا میباشد. همچنین جهت نشان دادن نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم از مدل انتقال مارکوف- گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل استفاده شده است.
نتایج حاصل از بررسی برخی خصوصیات آماری متغیر تورم درجدول زیر ارائه شده است.
جدول شماره ۴- ۱- خصوصیات آماری متغیر تورم

منبع فایل کامل این پایان نامه این سایت pipaf.ir است

بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی …

گام اول: ابتدا توزیع مشترک ytو متغیر غیرقابل مشاهده st در نظر گرفته میشود که برابر است با حاصل ضرب چگالی شرطی و چگالی حاشیهای:
(۳-۳۲)
با توجه به نرمال در نظر گرفتن تابع توزیع داریم:
(۳-۳۳)
مجموعه اطلاعات تا زمان t-1 است.
گام دوم: سپس برای به دست آوردن چگالی حاشیهای ، جمع تابع چگالی مشترک بالا برای کلیه مقادیر ممکن sکه شامل دو وضعیت میباشد محاسبه میشود:
(۳-۳۴)
بنابراین لگاریتم تابع درست نمایی عبارت است از:
(۳-۳۵)
Ln L =
که در آن، ، احتمال بودن در وضعیت یک یا دو در دوره t را نشان میدهد. بنابراین تابع حداکثر درست نمایی، میانگین وزنی تابع چگالی برای دو رژیم است که در آن وزن؛ احتمال بودن در رژیم یک یا دو میباشد.
به منظور برآورد الگو، ابتدا باید یک فرآیند تصادفی را در نظر بگیریم که احتمال را تعیین کند. در این جا یک فرآیند مارکوف مرتبه اول در نظر گرفته میشود که در آن احتمال بودن در یک وضعیت خاص در زمان t فقط بستگی به وضعیت قبل در زمان t-1 دارد. در این صورت، احتمال انتقال به صورت زیر تعریف میگردد:
(۳-۳۶)
در ابتدای زمان t، احتمالات به صورت زیر محاسبه میشود:
(۳-۳۷)
که در آن به صورت رابطه شماره (۳-۳۶)، تعریف شده است. در پایان هر دوره، احتمالات با استفاده از فیلتر تکراری زیر به روز میشود:
(۳-۳۸)
که در رابطه شماره (۳-۳۳)، تعریف شده است(پرلین[۱۲۰]، ۲۰۱۲).
الگوی انتقال مارکوف با استفاده از یک مسیر بهینهیابی غیرخطی بازگشتی[۱۲۱] برآورد میشود. مقادیر اولیه برای بهینهیابی با به کارگیری الگوریتم حداکثرسازی انتظارات[۱۲۲] به دست میآید. همیلتون(۱۹۹۰)، نشان داده است که این الگوریتم همگرایی پایداری را به سمت حداکثر تابع درست نمایی نمایش میدهد حتی اگر مقادیر اولیه از مقدار حداکثر، فاصله زیادی داشته باشند.
چندین مزیت مهم در استفاده از مدلهای مارکوف وجود دارد. یکی از این مزایا آن است که در اغلب فرآیندها به دلیل عدم وابستگی بین وضعیت کنونی و تاریخ گذشته آن به راحتی میتوان تابع چگالی حاشیهای را تعبیر نمود، بنابراین ماتریس انتقال برای این فرآیند، بعد از چندین نقطه زمانی دست یافتنی خواهد شد. با اعمال این احتمالات انتقال، میتوان چگالی احتمال یک فرآیند با زنجیره مارکوف پنهان را به صورت صریح به دست آورد. اکنون علل زیر را برای انتخاب رژیمهای متفاوت مطرح میکنیم. علت اول: در نظر گرفتن وضعیتها و رژیمهای مختلف با واقعیتهای بیرونی اقتصاد هماهنگی بیشتری دارد. لذا در نظر گرفتن بیش از یک رژیم برای متغیر واقعیت بهتری از اقتصاد را نشان میدهد. علت دوم: براساس تحقیقات مشاهده میشود که میانگین و نوسانات تورم در طول زمان ممکن است متغیر باشند لذا بایستی حداقل تعداد قابل توجهی از رژیم برایشان در نظر گرفته شوند تا رفتار واقعی اقتصاد قابل پیشبینی یا توضیح باشد. علت سوم: عامل دیگری که میتواند بر رفتار متغیرهای کلان اقتصادی تأثیرگذار باشد وجود چرخههای تجاری (رکود و رونق) در اقتصاد است. بنابراین به نظر میرسد که الگوسازی بدون توجه به وضعیتها و رژیمهای مختلف میتواند باعث توصیه و سیاستگذاری اشتباه گردد(نیسی،۱۳۹۰).
۳-۵- آزمونهای مدل
۳-۵-۱- بررسی آزمون ریشه واحد
قبل از برآورد یک الگوی سری زمانی میبایست مطمئن شد که سری زمانی تحت بررسی یک سری ایستا است یا خیر. بنا به تعریف یک سری زمانی را وقتی ایستا گویند که میانگین و واریانس ثابت داشته باشد و کواریانس آن به ازای وقفههای مشخص تغییری نکند. اگر یک سری زمانی ایستا باشد ایستا از درجه صفر است، اما سری زمانی ایستا نباشد ولی با یک بار تفاضلگیری ایستا شود آن گاه ایستا از درجه یک است. روشهای مختلفی برای آزمون ایستایی متغیرها وجود دارد.
در صورتی که در دادهها شکست ساختاری وجود نداشته باشد، شاید بتوان گفت که نتایج آزمونهای دیکیفولر تعمیم یافته، فیلیپسپرون و… قابل اتکا میباشند، اما در صورت وجود شکست ساختاری در دادهها قطعاً نمیتوان به نتایج آنها اتکا نمود (پرون[۱۲۳]، ۱۹۸۹). نتایج آزمونهای رایج ریشه واحد دیکیفولر، دیکیفولر تعمیم یافته، فیلیپسپرون و غیره در صورتی معتبر میباشد که دادهها شکست ساختاری نداشته باشند، اما در صورت وجود شکست ساختاری آزمونهای مذکور برای بررسی درجه ایستایی قابل اتکا نخواهند نمود. غفلت از در نظر گرفتن شکست ساختاری ممکن است منجر به تورش در نتیجه آزمون ریشه واحد در جهت عدم رد فرض صفر ریشه واحد گردد، به عبارت دیگر آزمونهایی مانند دیکیفولر تعمیم یافته و فیلیپسپرون ممکن است اشتباهاً متغیر را ایستا از درجه یک گزارش نمایند در حالی که در حقیقت ممکن است متغیر با در نظر گرفتن شکست ساختاری ایستا[۱۲۴] باشد.
۳-۵-۱-۱- آزمون شکست ساختاری ضریب لاگرانژ
با توجه به انتقادات پرون (۱۹۸۹) از آزمون دیکی فولر، که امکان بررسی شکست ساختاری در نظر گرفته نشده است، وی نشان داد که امکان رد فرضیه ریشه واحد با بروز شکست ساختاری در شرایطی که متغیر ایستا میباشد، کاهش مییابد. پرون شکست ساختاری را به صورت برونزا مطرح میکند و سه الگو متفاوت را بیان می کند. ۱) امکان بروز یک شکست در عرض از مبدأ تابع روند شکلگیری دادهها لحاظ میکند ۲) امکان بروز شکست را در شیب تابع لحاظ میکند. ۳) امکان بروز شکست را در شیب و عرض از مبدأ به طور همزمان لحاظ میکند.
از آن جا که در روش آزمون ریشه واحد پرون زمان شکست ساختاری به صورت متغیر برونزا از قبل تعیین میشود از سوی برخی محققین مورد انتقاد قرار گرفت و بیان میکنند روشی که زمان شکست ساختاری را درونزا در نظر میگیرند، میتواند نتایج بهتری را ارائه کند.
بدین ترتیب زیوت و اندریوز[۱۲۵] در سال ۱۹۹۲ آزمونی برای پیدا کردن درونزای تاریخ شکست ساختاری با بسط آزمون پرون (۱۹۸۹) ارائه کردند. در این آزمون فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد است، به طوری که هیچ شکست ساختاری وارد الگو نشود؛ در حالی که فرض مقابل بیان میکند که سری زمانی دارای روندی ایستا با یک شکست ساختاری است که در زمانی نامعلوم رخ داده است: (زیوت و اندریوز، ۱۹۹۲)
این نحوه تعیین فروض بزرگترین نقد وارد بر این آزمون میباشد و تفسیر بسیاری از تحلیلگران را در مطالعات سری زمانی دچار اخلال میکند. زیرا به عنوان مثال نتایج تعداد زیادی از مقالات که از این آزمونها استفاده میکنند نشانگر آن میباشد که شکست ساختاری وجود داشته و متغیر ایستا است، این درحالی است که در واقع متغیر هم با شکست مواجه بوده و هم در سطح ایستا نمیباشد. این اخلال در نتیجه آزمون از آنجا ناشی میشود که گاه بروز شکست موجب افزایش اندازه آماره آزمون و رد فرض صفر )ریشه واحد( شده در حالیکه متغیر در واقع ایستا نیست.
لازم به ذکر است، تعیین درونزای یک شکست ساختاری بالقوه، لزوما به معنی وجود یک شکست ساختاری واقعی نمیباشد و این مسأله در حقیقت بیانکننده این است که اگر واقعا شکستی رخ داده باشد، بیشترین احتمال وقوع آن در زمان تعیین شده به صورت درونزا خواهد بود.
حال چنانچه برای بررسی ایستایی متغیر از آزمون ریشه واحد ضریب لاگرانژ[۱۲۶] استفاده شود، نتایج آزمون تحت تأثیر شکست قرار نمیگیرد. علاوه بر این به طورکلی توان آزمون ضریب لاگرانژ در تعیین ایستایی متغیر به نسبت آزمون دیکیفولر و آزمون فیلیپس پرون بهبود یافته است، که این بخاطر استفاده از یک فرآیند روند زدایی دادهها میباشد. این آزمون در شکل اولیه آن توسط اشمیت و فیلیپس[۱۲۷](۱۹۹۲) و اشمیت و لی[۱۲۸](۱۹۹۱) مطرح گردید. با توجه به اهمیت در نظر گرفتن شکست ساختاری در روند تشکیل دادهها، آزمون ریشه واحد ضریب لاگرانژ با شکست ساختاری توسط آمسلر[۱۲۹]و لی(۱۹۹۵) و لی و استرازیچیچ[۱۳۰](۲۰۰۳) ارائه شد. در این آزمونها امکان بروز شکست ساختاری در فرض صفر و فرض مقابل وجود دارد، و توزیع متغیر تحت تأثیر پارامتر شکست قرار نمیگیرد. به عبارتی در این آزمون فرض ایستایی مستقل از شکست ساختاری مورد بررسی قرار میگیرد.
در آزمون ریشه واحد ضریب لاگرانژ با شکست ساختاری روند تشکیل دادهها به صورت زیر نشان داده میشود:
(۳-۳۹)
در این رابطه متغیری است که ایستایی آن بررسی میشود، نشانگر بردار متغیرهای برونزا بوده، متغیرهای توضیحی و یک اخلال سفید[۱۳۱] میباشد. برای مدل (۳) (یک شکست در عرض از مبدأ و شیب)، بوده، که نشان دهنده شکست در عرض از مبدأ و نقطه شکست در روند متغیر میباشد. برای مدل دو شکست در عرض از مبدأ و شیب این مقدار برابر است با: و اگر و j=1,2 و در غیر اینصورت خواهد بود. در حالیکه نشانگر نقطه شکست است. در این آزمون نیز مانند آزمون زیوت- اندریوز نقطه شکست در حداقل آماره آزمون(منفیترین مقدار) تعیین میگردد.
برای آزمون ایستایی متغیر روابط (۳-۴۰) الی (۳-۴۲) برآورد میگردد:
(۳-۴۰)
(۳-۴۱) t = 2,…,T
(۳-۴۲)
جهت آزمون فرض ریشه واحد (فرض صفر) ضریب مورد آزمون قرار گرفته و آماره این آزمون با آماره t مقایسه میشود و اگر آماره آزمون بزرگتر از آماره t باشد فرضیه صفر رد میشود و متغیر ایستا است.

میانگین ۶۶۴۵۶۰/۰
میانه ۵۸۲۹۵۴/۰
ماکزیمم ۲۳۵۶۰۴/۳
دانلود متن کامل پایان نامه در سایت jemo.ir موجود است

سامانه پژوهشی – بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی …

۳-۴-۳- مدل گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل
گلستن، جاگناتان و رانکل (۱۹۹۳) مدل نامتقارنی به نام GJR- GARCH را پیشنهاد کردند که عبارت به مدل گارچ بولرسلف اضافه شده است.
(۳-۲۴)
واریانس شرطی در زمان t، به واریانسهای q دوره قبل و شوکها با p وقفه زمانی، بستگی دارد. پارامتری است که در برگیرنده اطلاعات متقارن یا نامتقارن بودن اثر شوکها بر واریانس شرطی میباشد. اگر باشد اثر شوکهای مثبت بر واریانس شرطی بیشتر از شوکهای منفی است و اگر باشد اثر شوکهای منفی بزرگتر از شوکهای مثبت بر واریانس شرطی میباشد.
Iمتغیر شاخص[۱۰۲] است این متغیر برابر مقدار یک است وقتی که باشد و برابر مقدار صفر میشود زمانی که است(جیانگ، ۲۰۱۲).
۳-۴-۴- مدل میانگین متحرک خودهمبسته[۱۰۳]
جهت بررسی اثر آرچ، که امکان استفاده از مدلهای گارچ تأیید شود ابتدا لازم است یک مدل میانگین متحرک خودهمبسته مناسب برای متغیر تورم انتخاب شود. احتمال این که سری زمانی Y دارای ویژگیهای هر دو فرآیند AR و MA باشد، زیاد است. به همین دلیل به این فرآیند ARMA گفته میشود. تصریح مدل AR به صورت رابطه زیر میباشد:
(۳-۲۵)
که در آن متغیری است که از فرآیند AR از مرتبه P پیروی میکند، پارامترهای مدل و جمله اختلال است که دارای ویژگیهای زیر میباشد: (بروکس، ۲۰۰۸)
برای تعیین درجه P از معیار آکائیک[۱۰۴] استفاده میشود. هدف انتخاب مدلی است که مقدار معیارهای آکائیک آن کمتر باشد. (بروکس، ۲۰۰۸)
در مدلهایی که جمله اختلال از یک فرآیند میانگین متحرک پیروی میکند مدل MA با q مرتبه جمله اختلال استفاده میشود. در این حالت جمله اختلال به شکل معادله (۳-۲۶) خواهد بود.
(۳-۲۶)
ε یک جمله اختلال سفید است. معادله بالا مدل MA میباشد که با ترکیب این مدل با AR مدل ARMA(p,q) شکل میگیرد که به صورت معادله زیر خواهد بود. شامل Pمرتبه جمله با وقفه از متغیر Y و q مرتبه جمله اختلال میباشد.
(۳-۲۷)
۳-۴-۵- مدل انتقال مارکوف
در دو دهه اخیر ما شاهد رشد سریع توسعه مدلهای سری زمانی غیر خطی هستیم. الگوهای اتورگرسیو آستانهای[۱۰۵] معرفی شده به وسیله تسی[۱۰۶](۱۹۸۹)، الگوی اتورگرسیو با انتقال ملایم[۱۰۷] لوککونن و همکاران[۱۰۸] (۱۹۸۸) و الگوی انتقال مارکوف[۱۰۹] معرفی شده به وسیله همیلتون[۱۱۰] (۱۹۸۹)، از معروفترین الگوهای غیر خطی هستند که در برگیرنده تغییر رژیم میباشند. مدل انتقال مارکوف همیلتون (۱۹۸۹)، معمولا به عنوان مدل انتقال رژیم شناخته میشود و یکی از مهمترین مدلهای سری زمانی غیر خطی در ادبیات است. مدل انتقال مارکوف برای نخستین بار از سوی کوانت[۱۱۱] (۱۹۷۲)،کوانت و گولدفلد[۱۱۲] (۱۹۷۳) معرفی شده و سپس، از سوی همیلتون (۱۹۸۹) برای استخراج چرخههای تجاری توسعه داده شد. برخلاف دیگر روشهای غیر خطی مانند مدلهای رگرسیونی انتقال ملایم که در آنها انتقال از یک رژیم به رژیم دیگر به صورت تدریجی[۱۱۳]صورت می پذیرد در مدل انتقال مارکوف، انتقال به سرعت[۱۱۴] انجام میشود. الگوهای اتورگرسیو آستانهای و انتقال مارکوف، انتقال ناگهانی بین رژیمها را مشخص میکنند در حالی که الگوی رگرسیونی انتقال ملایم، انتقال ملایم بین دو رژیم را مورد بررسی قرار میدهند (کیم و باتاچاریا[۱۱۵]،۲۰۰۹).
دو تفاوت مهم بین الگوی انتقال مارکوف و الگوی اتورگرسیو آستانهای یا الگوی اتورگرسیو با انتقال ملایم وجود دارد که مزیت الگوی انتقال مارکوف در این مطالعه بر سایر الگوهای غیرخطی که در برگیرنده تغییر رژیم میباشند، نیز به شمار میرود؛ نخست این که، الگوی انتقال مارکوف اطلاعات مقدماتی کمتری نسبت به دو الگوی دیگر وارد میکند. مثلا تابع انتقال در الگوی انتقال مارکوف به راحتی با استفاده از دادهها برآورد میگردد اما در دو الگوی دیگر، تصریح تابع انتقال مستلزم انتخاب یک متغیر انتقال است که کاری مشکل میباشد. دوم اینکه؛ تغییر رژیم در الگوی انتقال مارکوف، درون زا تعیین میگردد اما در دو الگوی دیگر، از پیش تعیین شده میباشد (دکامپس[۱۱۶]، ۲۰۰۸). مدل انتقال مارکوف شامل ساختارهای چندگانه (معادلات) است که میتواند مشخصه رفتار سریهای زمانی در رژیمهای مختلف باشد. با اجازه انتقال بین این ساختارها، مدل انتقال مارکوف قادر به نشان دادن الگوهای پویا پیچیدهتر است. همچنین باید بیان شود که منظور از رژیم وضعیتهای متفاوتی است که متغیر مورد نظر در آنها قرار میگیرد و تغییر در رژیم نباید به عنوان یک مسئله قابل پیشبینی و قطعی در نظر گرفته شود در حالی که خود تغییر رژیم یک متغیر تصادفی است. از این رو، یک مدل سری زمانی کامل باید به گونهای باشد که بتواند چنین تغییری را با استفاده از قوانین احتمالات توضیح دهد. استفاده از قوانین احتمالات از این جهت است که ما با یک متغیر تصادفی سر و کار داریم که وقوع یا عدم وقوع آن برای ما قطعی نیست.
از ویژگیهای مدل انتقال مارکوف این است که مکانیزم انتقال توسط یک متغیر وضعیت تصادفی غیر قابل مشاهده[۱۱۷] که از زنجیره مرتبه اول مارکوف پیروی میکند، کنترل میشود. در مدل انتقال مارکوف فرض میشود رژیمی که در زمان t رخ میدهد، بستگی به یک فرآیند غیرقابل مشاهده () دارد و رژیم رایج st فقط به رژیم دوره گذشته، st-1 وابسته است (همیلتون، ۱۹۹۴).
۳-۴-۶- زنجیره مارکوف[۱۱۸]
st را به عنوان یک متغیر تصادفی در نظر میگیریم که فقط مقادیر صحیح {۱,۲,۳,…,N} را به خود می گیرد. فرض کنید احتمال این که st برابر مقدار خاص j باشد (یعنی در زمان t در وضعیت j قرار گیرد) فقط به مقدار گذشته اش مرتبط است، پس داریم:
(۳-۲۸) P [s t =j│ s t-1=i , s t-2=k , …]=P{ s t=j│ s t-1=i} =Pij
احتمال انتقال Pij یعنی احتمال این که متغیر تصادفیS که در وضعیت جاری i است و در دوره بعد به وضعیت j میرود، به چه میزان است. احتمالات انتقال می‌تواند به صورت یک ماتریس احتمال انتقال نوشته شوند. اگرn وضعیت داشته باشیم، ماتریس احتمال انتقال به صورت زیر بدست می‌آید:
(۳-۲۹) P=
با توجه به قانون احتمالات باید باشد که مفهوم این رابطه آن است که اگر متغیر تصادفی در وضعیت جاری در رژیم i باشد، احتمال این‌ که در وضعیت بعدی، در یکی از وضعیت‌های{j=1,2,…,n} قرار بگیرد، معادل یک است.
(۳-۳۰)
همچنین ها باید غیر منفی باشند.
P12 که در سطر دوم و ستون اول است میگوید احتمال تغییر از رژیم ۱ به رژیم ۲ چقدر است (همیلتون، ۱۹۹۴).
در یک مدل با دو رژیم، به سادگی میتوان فرض کرد که ، مقادیر یک و دو را اختیار میکند. برای تکمیل مدل، باید ویژگیهای فرآیند را مشخص کنیم. در مدل انتقال مارکوف یک فرآیند مارکوف از درجه اول در نظر گرفته میشود. این فرض، بیانگر این نکته است که فقط به رژیم دور قبل، یعنی بستگی دارد. در زیر با معرفی احتمالات انتقال[۱۱۹] از یک وضعیت به وضعیت دیگر مدل خود را کامل می کنیم.
P(st= 1│st – ۱=۱) = P11
P(st= 2│st – ۱=۱) = P12
P(st= 1│st – ۱=۲) = P21
P(st= 2│st – ۱=۲) = P22
در روابط بالا، ها بیانگر احتمال حرکت زنجیره مارکوف، از وضعیت i در زمان t-1 به وضعیت j در زمان t است. ها باید غیر منفی بوده و همچنین، شرط زیر برای آنها، برقرار باشد:
P11 + P12 =۱
P21 + P22 =۱
۳-۴-۷- روش حداکثر درست نمایی
فرآیند برآورد یک مدل انتقال مارکوف با در نظر گرفتن دو رژیم ۱ و ۲ به صورت زیر است.
(۳-۳۱)
که در آن ، متغیر مورد مطالعه، برداری از متغیرهای توضیحی، برداری از پارامترهای تحت تأثیر وضعیتهای یک یا دو و جمله اختلال میباشد. دو مرحله برای تعیین لگاریتم تابع درست نمایی طی میشود.

برای دانلود متن کامل این فایل به سایت torsa.ir مراجعه نمایید.

بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی بازه زمانی (۱۳۹۲۰۵ ۱۳۶۹۰۱)- …

(۳-۸)
بر اساس نظر اوکان و فریدمن: هر چه تورم بیشتر باشد نااطمینانی یا خطای پیشبینی افزایش مییابد و بر اساس نظر پورگرامی و مسکاس: به علت آن که هر چه سرمایه بیشتری برای پیشبینی دقیقتر تورم اختصاص دهند خطای پیشبینی کمتر میشود. افراد به دنبال حداقل کردن تابع هزینهشان هستند که از دو منبع ناشی میشود: یکی خطای پیشبینی و دیگری سرمایهگذاری در پیشبینی تورم. این تابع در رابطه (۳-۹) نشان داده شده است:
(۳-۹)
که است. رابطه (۳-۸) را در معادله (۳-۹) جایگذاری میکنیم.
(۳-۱۰)
افراد با انتخاب این که چه مقدار در پیشبینی تورم سرمایهگذاری کنند تابع هزینهشان را در معادله (۳-۱۰) حداقل میکنند. شرط مرتبه اول و دوم بهینهسازی به صورت زیر است:
(۳-۱۱)
(۳-۱۲)
در حالی که برابر است با و نیز برابر است با .
از معادله شماره (۳-۸) نسبت به π مشتق میگیریم. خواهیم داشت::
(۳-۱۳)
عبارت در معادله (۳-۱۳) را میتوان از رابطه (۳-۱۱) به دست آورد. به عبارت دیگر:
(۳-۱۴)
که و طبق شرط مرتبه دوم معادله (۳-۱۲)، مثبت است. رابطه (۳-۱۴) را در رابطه (۳-۱۳) جایگذاری میکنیم بعد از ساده سازی خواهیم داشت:
(۳-۱۵)
از آن جایی که و مثبت هستند علامت معادله شماره (۳-۱۵) بستگی به علامت عبارت ( ) دارد.
نشان میدهد اگر سرمایهگذاری تغییر کند تولید نهایی سرمایهگذاری (تغییر در خطای پیشبینی ناشی از یک تغییر در سرمایهگذاری) چه مقدار تغییر میکند. آنها فرض میکنند که . افزایش ثابت در سرمایهگذاری منجر خواهد شد که در بازههای کوچکتر خطای پیشبینی کاهش یابد.(مانند کاهش تولید نهایی در تابع تولید سنتی).
نشان میدهد چه مقدار (تغییر در خطای پیشبینی ناشی از تورم) توسط سرمایهگذاری تحت تأثیر قرار میگیرد. اگر باشد، دلالت بر آن دارد که هیچ اثری وجود ندارد. معادله (۳-۸) به صورت جدایی پذیر به شکل فرض میشود. بر اساس این فرض که ()، مثبت میشود همانطور که اوکان و فریدمن بحث کردند. یک فرض محتملتر در مورد آن است که باشد. به نسبتی که سرمایهگذاری در بخش پیشبینی تورم میشود اثر تورم بر خطای پیشبینی کاهش مییابد. راه دیگر برای بررسی علامت ، آن است که یادآوری شود . عبارت آخر اندازه میگیرد چه مقدار تولید نهایی سرمایهگذاری تحت تأثیر تورم قرار میگیرد. نرخ تورم بالاتر ممکن است از طریق سرمایهگذاری بیشتر در پیشبینی تورم، باعث کاهش خطای پیشبینی شود. این به نوبه خود دلالت بر منفی دارد. در واقع اگر و ، همانطور که قبلا بیان شد علامت مبهم میشود. در یک حالت ممکن است همان طور که اوکان و فریدمن معتقدند مثبت باشد و اگر تورم بالاتر باعث سرمایهگذاری بیشتر در پیشبینی شود و این سرمایه گذاری منجر به کاهش خطای پیشبینی و مطابق نظر پورگرامی و مسکاس منفی گردد[۸۸].
نتایج را میتوان بر روی شکل توضیح داد. منحنی هزینه همسان از معادله شماره (۳-۹) به دست میآید. منحنیها شیب رو به پایین دارند از آنجایی که افزایش خطای پیشبینی هزینه را افزایش میدهد، سرمایهگذاری باید کاهش یابد تا هزینه ثابت بماند. هرچه از
Π۰
B
e
I
e2
I1
I0
I2
I3
e1
e0
e3
C1
C0
C2
A
C
D
شکل-۳- ۲- خطای پیشبینی و سرمایهگذاری در پیشبینی تورم
مأخذ: (آنگار و زیلبرفارب، ۱۹۹۳)

دانلود کامل پایان نامه در سایت pifo.ir موجود است.

متن کامل – بررسی رابطه میان تورم و نااطمینانی تورم با وجود انتقال رژیم طی بازه زمانی …

برخی مطالعات مانند انگل ( ۱۹۸۳-۱۹۸۲)، هولاند (۱۹۸۸) و کازیمانو و جنسن[۷۰] (۱۹۸۸) از واریانس خطاهای پیشبینی شرطی به عنوان معیاری برای نااطمینانی تورم استفاده کردهاند. مدلهای که از واریانس خطاهای پیشبینی به عنوان جانشینی برای نااطمینانی تورم استفاده میکنند، به دو دسته تقسیم بندی میشوند.
۳-۲-۲-۴-۱- مدلهای گارچ با نااطمینانی متقارن
انگل(۱۹۸۲) از مدل آرچ که از یک معادله تورم با پارامترهای ثابت که امکان تغییر واریانس خطای پیشبینی در طول زمان را فراهم میسازد، استفاده میکند. از این مدل برای تعیین تغییرات نااطمینانی در زمانهای مختلف استفاده میشود که به ما امکان میدهد تا واریانس شرطی را طی تغییرات زمانی محاسبه نمائیم. مدل آرچ، میانگین شرطی تورم را به عنوان تابعی از بردار متغیرهای توضیحی و واریانس شرطی در نظر میگیرد. به گونهای که واریانس شرطی تابعی از مقادیر با وقفه مجذور خطای پیشبینی میباشد. این فرمول بندی در روابط (۳-۱) الی (۳-۳) ارائه شده است:
(۳-۱)
(۳-۲)
(۳-۳)
که در آن مجموعه اطلاعات در زمان t-1، واریانس شرطی، بردار متغیرهای توضیحی، خطای پیشبینی، و برداری از پارامترهای که نیاز به تخمین دارند. بولرسلف (۱۹۸۶) رویکرد دیگری برای مدلسازی ارائه کرد. در مدل گارچ، واریانس شرطی تابعی از وقفه مربع خطای پیشبینی و وقفه واریانس شرطی میباشد. مدل GARCH(q,p) به صورت رابطه (۳-۴) قابل بیان است. q، مقادیر وقفه خطای پیشبینی و p، مقادیر وقفه واریانس شرطی است.
در رابطه (۳-۴) اثرات شوک تورمی بر نااطمینانی به طور هندسی در طول زمان از طریق عبارت واریانس شرطی با وقفه در سمت راست معادله با افزایش وقفهها کاهش مییابد. مطالعات تجربی در یافتهاند که طول وقفههای کوتاه، نمایش مناسبی از فرآیند گارچ ارائه میکند. بنابراین، مدل گارچ، نسبت به مدل آرچ، روش بهتری برای مدل سازی نااطمینانی است (انگل، ۱۹۸۲).
(۳-۴)
۳-۲-۲-۴-۲- مدلهای گارچ با نااطمینانی نامتقارن
از روابط (۳-۲) و (۳-۴) این نکته قابل استخراج است که در مدلهای آرچ و گارچ شوکهای مثبت و منفی با اندازه یکسان، واریانس شرطی را به یک میزان مشابهی تغییر خواهد داد. برونر و هس[۷۱] (۱۹۹۳) و جویس[۷۲](۱۹۹۵) بیان کردند که شوکهای مثبت تورم، نااطمینانی بیشتری را در ارتباط با سیاست پولی آتی نسبت به شوکهای منفی ایجاد خواهد کرد. تحت این شرایط یعنی، متقارن در نظر گرفتن اثرات شوکهای مثبت و منفی، مدلهای آرچ و گارچ به نتایج گمراه کنندهای منجر خواهد شد (ایوانس[۷۳]، ۱۹۹۱). در همین ارتباط مدلهایی وجود دارند که امکان نامتقارن بودن در واریانس شرطی را فراهم میکنند. به عنوان مثال در مدل واریانس ناهمسانی شرطی اتورگرسیو تعمیم یافته نامتقارن[۷۴] اگر در رابطه (۳-۵) مثبت باشد شوک منفی، نااطمینانی را به میزان کمتری از بروز شوک مثبت افزایش خواهد داد. اگر منفی باشد اثر شوکهای مثبت بر نااطمینانی تورم بیشتر از شوکهای منفی میباشد. همچنین اگر باشد، مدل (۱,۱) AGARCHکه در رابطه (۳-۵) بیان شده است به مدل گارچ تبدیل میشود (کروفورد و کاسموویچ[۷۵]،۱۹۹۶).
واریانس شرطی در زمان t، جمله عرض از مبدأ، خطای پیشبینی و پارامتری است که نشان دهنده متقارن یا نامتقارن بودن شوکها میباشد و نیز ضریب جمله واریانس شرطی در زمان t-1 است.
(۳-۵)
تصریح نامتقارن دیگر، که بین شوکهای مثبت و منفی تمایز قائل میشود مدل گارچ آستانهای[۷۶] است، که در آن انحراف معیار شرطی در زمان t، خطای پیشبینی در زمان t-1، ، و پارامترهای قابل تخمین میباشند.
(۳-۶)
در این مدل اگر باشد و میشود. همچنین اگر باشد و میشود.
مدل نامتقارن دیگر که توسط گلستن، جاگناتان و رانکل (۱۹۹۴) معرفی شده است به مدل گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل[۷۷] معروف است.
(۳-۷)
واریانس شرطی در زمان t و I متغیر شاخص است. اگر باشد I برابر یک و زمانی که باشد I برابر صفر میشود. در این مدل شوکهای منفی اثرات کوچکتری بر نااطمینانی تورم دارند، اگر باشد و اگر باشد اثر شوکهای منفی بیشتر از شوکهای مثبت میشود.
شکل(۳-۱) نشان میدهد در مدلهای نامتقارن با تغییر خطای پیشبینی چگونه نااطمینانی تورم تحت تأثیر قرار میگیرد. یکی از ضعفهای مدل AGARCH همان طور که مشاهده میشود آن است که نااطمینانی زمانی که خطای پیشبینی صفر است حداقل نمیشود، ولی در مدل گارچ گلستن، جاگناتان و رانکل نااطمینانی در خطای پیشبینی صفر حداقل میشود(انگل و ان جی[۷۸]،۱۹۹۳).
شوکهای تورم εt-1
۰
نااطمینانی تورم ht
AGARCH
GJR-GARCH H
شکل۳-۱- نااطمینانی نامتقارن در مدلهای AGARCH و GJR-GARCH
مأخذ: (انگل و ان جی[۷۹]،۱۹۹۳)
۳-۲-۳- رابطه تورم و نااطمینانی تورم
 
 
 
اثر تورم بر نااطمینانی تورم
اوکان (۱۹۷۱) اولین محققی بود که تلاش برای یافتن ارتباط بین تورم و نااطمینانی تورم کرده است. وی به این نتیجه رسید که میتواند ارتباط مثبتی میان تورم و نااطمینانی تورم وجود داشته باشد.
فریدمن (۱۹۷۷) در سخنرانی جایزه نوبل خود رابطه مثبتی را بین تورم و نااطمینانی تورمی قائل میشود. وی به این نکته اشاره میکند که احتمالا رابطه مثبت مشاهده شده میان نرخ تورم و نوسانپذیری آن، یعنی نااطمینانی تورمی، به رژیم تورمی باز میگردد، که حاصل تغییرات در رفتار بخش خصوصی، سیاستهای اقتصادی و یا رفتار نهادها و سازمانهای دولتی است. تغییر در نوع رژیم تورمی به عنوان یکی از منابع نااطمینانی تورمی به شمار میآید. فریدمن یادآوری کرد که آمریکا قبل از جنگ جهانی دوم از یک رژیم قیمت ثابت برای دوره نسبتا طولانی پیروی میکرده است. تغییر رژیم تورمی که پس از جنگ جهانی دوم به وجود میآید اگرچه موجب تغییر انتظارات مردم متناسب با رژیم تورمی جدید میشود ولی این تغییر انتظارات در دورهای طولانی، حدود چند دهه، صورت میپذیرد و باعث افزایش نااطمینانی تورم میشود. وی به اثرگذاری نااطمینانی تورمی بر مبادله[۸۰] میان تورم و بیکاری اشاره کرد، چرا که نااطمینانی و نوسانپذیری تورم، قیمتهای بازاری را به یک سیستم ناکارا برای علامتدهی به فعالیتهای اقتصادی تبدیل میکنند. فریدمن به این نکته اشاره میکند که افزایش نااطمینانی تورم از دو طریق میتواند فعالیتهای اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد:.
اول این که تورم مورد انتظار، فرآیند انعقاد قراردادها را تحت تأثیر قرار میدهد. هر قراردادی که بر اساس پرداختهای اسمی بسته میشود، نیاز به پیشبینی نرخ تورم دارد. اگر تورمی بالاتر از آن چه در قرارداد پیش بینی شده است به وجود آید، توزیع ثروت رخ میدهد؛ کسانی که در قرارداد پول میپردازند نفع میبرند و کسانی که پول میگیرند، ضرر میکنند. اگر نرخ تورم واقعی کمتر از نرخ تورم پیشبینی شده باشد، توزیع ثروت برخلاف آن چه گفته شد، خواهد بود. بنابراین، هنگامی که نااطمینانی تورم بالاتر است، کارگزاران ریسک گریز تلاش میکنند طول دوره قراردادهایشان را کاهش دهند، زیرا هر چه طول دوره قرارداد بیشتر باشد، نااطمینانی نیز بیشتر خواهد بود. بنابراین، منابع اقتصاد از فعالیتهای دیگر (کاراتر) به فرآیند بسته شدن قراردادها منتقل میشود.
دوم این که افزایش نااطمینانی تورم باعث کاهش کارایی سیستم قیمتها میشود[۸۱]. فریدمن به این نکته اشاره میکند که هر چه نااطمینانی بیشتر باشد، شناسایی تغییر قیمتهای نسبی از تغییر قیمتهای مطلق مشکلتر است. زیرا کارگزاران اقتصادی قیمتهای خود را در نرخهای متفاوتی (به دلیل پیشبینی ناقص تورم آینده) تنظیم میکنند. بنابراین، قیمتهای نسبی تحت تأثیر قرار میگیرند، در نتیجه کارایی اقتصادی کاهش مییابد و تولید کمتری نسبت به حالت بدون اطمینانی به وجود میآید.
بال[۸۲] (۱۹۹۲) با استفاده از یک بازی با اطلاعات نامتقارن نشان میدهد که تورمهای بالا منجر به نااطمینانی بیشتر در خصوص تورمهای آینده خواهد شد. وی دو گروه سیاستمدار را در نظر میگیرد یک گروه محافظهکار[۸۳] (C) ، که تنها هدفشان پایین نگه داشتن نرخ تورم است و گروه دیگر لیبرال[۸۴] (L) ، که نگران تورم و بیکاری به یک اندازه هستند. فرض دیگر بال آن است که مردم اطلاعی ندارند کدام گروه از سیاستمداران بر سر قدرت هستند و تصمیمگیری میکنند. از آنجایی که C مخالف تورم است، وقتی نرخ تورم پایین است تلاش میکند آن را در سطح پایین حفظ کند و وقتی تورم افزایش مییابد آن را کاهش میدهد. L معمولا تلاش میکند طول دورهای که نرخ تورم پایین است را طولانیتر کند حتی در مقابل وسوسه ایجاد رونق در برابر تورم مقاومت میکند. اما اگر تورم واقعی و انتظاری در سطح بالایی قرار داشته باشد L بیمیل است برای کاهش تورم، رکود ایجاد نماید. زمانی که تورم در جامعه پایین است مردم در مورد سیاست گذاری آینده مطمئن هستند زیرا L و C سیاست یکسانی اتخاذ میکنند. اگر تورم در سطح بالایی قرار داشته باشد نااطمینانی به وجود میآید زیرا سیاستمداران سیاستهای مختلفی در پاسخ به معضل تورم اتخاذ میکنند و مردم نمیدانند چه سیاستی اجرا میشود. بال معتقد است، زمانی که تورم در جامعه پایین است، سیاستمداران سعی میکنند آن را در سطح پایین حفظ نمایند؛ در این صورت تورم در سطح پایین ثابت و پایدار است، ولی وقتی تورم بالا است، عدهای از سیاستمداران تمایل دارند هزینههای بالای تورم را تحمل کنند، در صورتی که گروهی دیگر از سیاستگذاران سعی میکنند با کاهش تورم، هزینههای کاهش تورم از قبیل افزایش بیکاری را بر جامعه تحمیل کنند. بنابراین، در شرایطی که اقتصاد با تورم بالا روبهرو است، به دلیل تقابل هزینههای تورم بالا و هزینههای ناشی از سیاستهای ضدتورمی توسط مقامات و سیاستگذاران پولی، عدم اطمینان درباره نوع سیاستهای پولی به وجود میآید و لذا اقتصاد با نااطمینانی در مورد تورم آتی مواجه خواهد شد( بال، ۱۹۹۲).
اما پورگرامی و مسکاس[۸۵] (۱۹۸۷) اثر تورم بر نااطمینانی را منفی میدانند. زمانی تورم اتفاق میافتد هزینه اطلاعات نادرست داشتن نیز بالا میرود. وقتی تورم افزایش مییابد درآمد و ثروت واقعی به علت افزایش قیمتها کاهش مییابد. این انتظار میرود که افراد و عاملان اقتصادی در کشورهای با تورم بالا به منظور جلوگیری از کاهش ثروت، منابع و توجه بیشتری را برای پیشبینی دقیقتر تورم اختصاص دهند، خطای پیشبینی که معیاری از نااطمینانی است کاهش مییابد؛ پس تورم اثر منفی بر روی نااطمینانی دارد.
آنگار و زیلبرفارب[۸۶] (۱۹۹۳) نشان دادند که اثر تورم بر نااطمینانی تورم بستگی به میزان تغییرات تورم دارد. نتایج تجربی آنها نشان می دهد وقتی تغییرات تورم در سطح بالای قرار دارد یک رابطه مثبت وجود دارد و وقتی تغییرات تورم در سطح پایینی قرار دارد این اثر ناپدید میشود. آنها با استفاده از مدل دمتریادس[۸۷](۱۹۸۸) به بررسی رابطه تورم و نااطمینانی تورم پرداختند. آنها معتقدند که در محیط تورمی، هزینه اطلاعات نادرست یا تصمیم غلط نیز افزایش مییابد در نتیجه فعالان اقتصادی باید سرمایهگذاری بیشتری را در پیشبینی دقیقتر، تورم انجام دهند. در این الگو خطای پیشبینی (e) که معیاری از نااطمینانی تورم است وابسته به نرخ تورم و سرمایهگذاری برای پیشبینی تورم (I) است. این رابطه در معادله (۳-۸) نشان داده شده است:

دانلود متن کامل پایان نامه در سایت jemo.ir موجود است