فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال هفتم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ صفحات ١١٩-١۴٠ ارزيابي اثرات سياستهاي ا زادسازي مالي و تغييرات نرخ بهره بانكي بر توسعه بخش مالي در اقتصاد ايران (با استفاده از تكنيك (VECM علاءالدين ازوجي عليرضا فرهاديآيا تاريخ دريافت: ٢/١٧/١٣٨۵ تاريخ پذيرش: ٨/٧/١٣٨۶ چکيده توسعه بخش مالي و بانكي در اقتصاد از جمله الزامات رشد و توسعه اقتصادي است. تجربه ب سياري از آ شورهاي در حال توسعه بي انگر رويك رد اص لاحگرايان ه در س اختار نظ ام م الي و بهب ود سي ستم ب انكي ب راي رون قبخ شيدن اقت صاد در جه ت رف ع آمبوده اي س رمايهگ ذاري م يباش د. در اي ن مقال ه اث رات سياس تهاي ا زادس ازي (و ي ا محدوديتهاي) مالي و تغييرات نرخ بهره واقعي(سپردهها و تسهيلات) بر توسعه بخش م الي در اقت صاد اي ران ب راي ١ دوره زماني ٨٢-١٣٤٨ با استفاده از تكنيك اقتصادسنجي VECM مورد ارزيابي قرار گرفته است. يافت هه اي اي ن مطالعه نشان ميدهد آه ارتباط معنيدار و منفي بين محدوديتها و يا آنترل ذخاير قانوني از طريق بان ك مرآ زي ب ا توسعه بخش مالي وجود دارد. همچنين بين تغييرات نرخ بهره واقعي (تسهيلات و سپردهها) بانكها با توس عه بخ ش مالي ارتباط معنادار داشته است. ضمن اينكه افزايش نرخ بهره واقعي در بازار غيررسمي منجر به آاهش تقاضا در اين بازار و گرايش به سمت ب ازار رس مي(سي ستم ب انكي) و گ سترش ب ازار م الي در اقت صاد اي ران خواه د ش د. ب دين ترتي ب ن رخ واقع ي به ره پ ايينت ر ب ا در نظ ر گ رفتن ديگ ر ملاحظ ات سياس تي موج ب اف زايش سرمايهگذاريهاي بالقوه و هدايت صحيح منابع موجود آشور خواهد شد. طبقهبندي E4:. E6 E5 JEL واژگان کليدي: توسعه مالي نرخ بهره ا زادسازي مالي اقتصاد ايران. آارشناسان دفتر برنامهريزي و مديريت اقتصاد آلان سازمان مديريت و برنامهريزي آشور email: alaezo@gmail.com email: farhadikia@gmail.com 1. Vector Error Correction Model(VECM)
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 120 ١- مقدمه س رمايهگ ذاري م ستمر لازم ه رش د و توس عه در اقت صادهاي پوي ا اس ت. در اي ن راس تا اعتب ارات و تسهيلات بانكي به متقاضيان طرحه ا و پ روژهه ا يك ي از مهمت رين من ابع داخل ي ب راي س رمايهگ ذاري محسوب ميگردد. از اين رو ب ا اتخ اذ سياس تهاي پ ولي ص حيح و ب هآ ارگيري ابزاره اي پ ولي مناس ب ميتوان پساندازهاي بخش خصوصي را بهصورت آارا م د تجهي ز و ب ه س مت فعاليته اي مول د ه دايت آرد. نرخ بهره يكي از ابزارهاي پولي اس ت آ ه نق ش مهم ي در فعاليته اي اقت صادي دارد ب هگون هاي آ ه حلقه ارتباطي و انتقالي سياست پولي به بخش واقعي اقت صاد مح سوب م يگ ردد. اي ن ن رخ در نظامه اي پولي متكي بر بانكداري رايج اقتصادهاي ا زاد در قالب عرضه و تقاضا براي منابع مالي قابل استقراض و سياستهاي اقتصادي بانك مرآزي تعيين ميگردد. در ع ين ح ال دس تيابي ب ه مح يط و ش رايط اقت صاد آلان باثبات نيازمند شتاببخشيدن به رشد اقتصادي و حفظ ا ن است. لذا اجراي سياستهاي مناسب آلان اقتصادي نقش مو ثري ب ر رش د س رمايهگ ذاريه ا دارد آ ه در مي ان سياس تهاي پ ولي و م الي در ثب ات- بخشيدن اقتصاد جايگاه خاص دارند. اين در حالي است آ ه سياس تهاي پ ولي و ب انكي در اقت صاد اي ران همواره دستخوش تغيير و تحولاتي شدهاند آه اين تغييرات نقش اساسي در جهتدهي من ابع در س اختار اقتصادي داشته است. حال با توجه به تجربه ديگر آشورهاي در حال توسعه در اج راي اص لاح و رف ع مح دوديتها در سي ستم ب انكي و ا زادس ازي م الي و اث ر ا ن ب ر توس عه بخ ش م الي ارزي ابي تح ولات سياستهاي پولي و نظام بانكي در اقتصاد ايران حاي ز اهميت است. در اين مقاله سعي بر اين است آه اثرات سياستهاي ا زادس ازي و آنت رل بخ ش پ ولي ب ويژه تغيي رات در نرخ سود ب انكي ب ر توس عه بخ ش م الي اقت صاد اي ران م ورد ارزي ابي و تحلي ل ق رار گي رد. ب ر اي ن اساس ساختار تدوين مقاله بدين شرح ميباشد آه پس از مفه وم ن رخ به ره مب اني نظ ري ن رخ به ره و اصلاحات مالي تبيين خواهد شد. در قسمت بعدي مطالع ات م رتبط م رور خواه د ش د. ت صريح الگ و و نتايج تجربي ا ن در قسمت چهارم بررسي شده و در نهايت جمعبندي و توصيههاي سياستي اراي ه خواهد شد. ٢- مفهوم نرخ بهره برداشت متفاوت از مفهوم بهره موجب شده تا تي وريهاي متفاوتي از بهره وجود داشته باش د. برداش ت اوليه از بهره بهره درا مدي است آه رباخواران از قرض پول بهدست ميا وردهان د آ ه ب ه ن وع خاص ي از بهره قراردادي است يعني بهره بيشتر از حداآثر ميزان آه قوانين مربوطه براي انواع مختلف قرض 1 معين آرده است. به تدريج در مقاب ل مفه وم به ره ق راردادي مفه وم جدي دي معرف ي ش د آ ه ب ر درا م د حاص ل از س رمايه(ش امل پ ول) م ادامي آ ه س رمايه در دس ت ص احب ا ن م يباش د دلال ت دارد. اي ن 2 درا مد بهره طبيعي نام م يگي رد. ب دينترتي ب قرنه ا ط ول آ شيد آ ه مفه وم به ره طبيع ي ج اي ت صور قبلي(بهره قراردادي) را در ذهن انديشمندان باز آن د. در نظري ات فيري وآراته ا عل ت وج ودي به ره نرخ بازده زمين و ساير منابع طبيعي توضيح داده ميشود. در تي وريهاي مولديت علت وجودي بهره نيروي مولدي است آه در سرمايه وجود دارد. از اي ن رو به ره را قيم ت خ دمات مول د س رمايه معرف ي 2. Bohm Bawern E.v,1975 3. Fisher, I(1974). ١. فرهنگ منوچهر ١٣٧١ ص ٢٣٤٤
121 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ ميآنند. در نظريه ام ساك عل ت وج ودي به ره خ ودداري و ام ساك ص احب س رمايه اس ت. در نظري ه سوسياليستها سرمايه ابزار توليد اس ت. ه ر مح صولي آ ه ب ه آم ك ا ن ايج اد م يش ود حاص ل آ ار و دسترنج آارگران است و بايد به ا نها تعلق گي رد. در تي وري به ره في شر( ١٩٧٤ ) مفه وم ن سبتا آ املي از 1 بهره اراي ه شده است ب هط وري آ ه به ره ارزش ي اس ت از ارزي ابي جامع ه در م ورد ي ك واح د درا م د حاضر در مقابل درا مد ا تي(معمولا يك سال بعد) ايجاد ميشود. ٣- مباني نظري در مورد چگونگي تعيين نرخ به ره ب ين مكات ب اعتق ادي اتف اقنظ ر وج ود ن دارد. در ه ر ح ال تف اوت نظرات مكاتب اقتصادي پيرامون تعيين نرخ بهره در نوع بازارهاس ت ول ي در ع ين ح ال اي ن موض وع بيانآننده اهميت نرخ بهره در ساختار بازارها و چگونگي هدايت منابع مالي است. از نظ ر آلاس يكه ا ن رخ به ره در ب ازار س رمايه تعي ين م يش ود. ب ر اس اس ف رض آلاس يك پساندازآنندگان و سرمايهگذاران در اين بازار يك گروه واحد هستند و بهخ اطر ع املي م شترك يعن ي نرخ بهره پسانداز و سرمايهگذاري مينمايند. پسانداز تابع مستقيم و سرمايهگ ذاري ت ابع غيرم ستقيم نرخ بهره است. به فرض ا نكه در بازار پسانداز و سرمايه رقابت آامل وجود داش ته باش د و در نتيج ه انعطافپذيري نرخ بهره محسوس باشد تقاطع پسانداز و سرمايهگذاري از يك طرف موجب تعادل بين مقدار پسانداز و سرمايهگذاري (I ( S = و از طرف ديگر منجر به تعادل نرخ بهره ) ( i e ميشود. به نظر آينز فرض آلاسيك مبني بر اينكه پساندازآنندگان و سرمايهگذاران يك گروه واح د ه ستند و ب هخ اطر ع املي م شترك پ سان داز و س رمايهگ ذاري م ينماين د ص حيح ني ست. آين ز معتق د اس ت آ ه پ ساندازآنن دگان و س رمايهگ ذاران دو گ روه مختل ف ه ستند و ب هخ اطر عوام ل مختل ف پ سان داز و سرمايهگذاري ميآنند. بنابراين پسانداز تابع مستقيم درا مد ملي و سرمايهگذاري با ف رض ثب ات ب ازده نه ايي س رمايهگ ذاري ت ابع غيرم ستقيم ن رخ به ره اس ت. ب ه نظ ر وي ن رخ به ره سازوآار متعادلآننده پسانداز و س رمايهگ ذاري ني ست بلك ه درا م د مل ي اس ت آ ه اي ن وظيف ه را انج ام ميدهد. وي معتقد است آه بازار پول نرخ بهره را تعيين ميآند. در اين بازار تقاضا براي پول تح ت تا ثير سه انگيزه معاملاتي احتياطي و سوداگرانه شكل ميگيرد. ويكسل ني ز ب ه نق ش عوام ل پ ول در تعي ين ن رخ به ره اش اره م يآن د و معتق د اس ت آ ه ن رخ به ره ب ه فراواني و آميابي پول بستگي دارد. به اعتقاد وي دو ن وع ن رخ به ره وج ود دارد: يك ي ن رخ ج اري ي ا بازاري بهره آه در بازار پول و اعتبار معين ميشود و ا ن هزينه واحد "تملك س رمايه" در م دت زم ان معين است و ديگري نرخ واقعي بهره است و ا ن نرخي است آه به ازاي ا ن عرضه و تقاضاي سرمايه واقعي با يكديگر در تعادل قرار گرفته باشند و تقريبا با بازده انتظاري از سرمايهاي آه به ت ازگي ايج اد گرديده مطابقت دارد. همچنين بر اساس نظريه برابري نرخ بهره بين داراي يه اي م الي داخل ي و خ ارجي جان شيني آام ل وجود دارد. به عبارت ديگر نرخ بازدهي داراييهاي مالي داخل ي(ن رخ به ره داخل ي) ب ا ن رخ ب ازدهي داراييهاي خارجي(ن رخ به ره داراي يه اي خ ارجي) ب هع لاوه(منه اي) ن رخ انتظ اري اف زايش(آ اهش)
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 122 ارزش پول خارجي برابر است. هر نابرابري مي ان دو ن رخ ب ازدهي بي انگر نوس ان ا ن ي در ن رخ ارز حقيقي است آه منجر به تغيير نرخ ارز انتظاري يا تع ديل ن رخ به ره داخل ي ب هوس يله سياس ت پ ولي (ب ا هدف تثبيت نرخ ارز) ميشود. برابري نرخ بهره بيانگر جانشيني آام ل داراي يه اي داخل ي و خ ارجي در غي اب ه ر ن وع آنت رل ارزي اس ت. يك ي از عوام ل م و ثر در جان شيني آام ل ب ين داراي يه اي م الي داخلي و خارجي ريسكگريزبودن و ي ا خنث يب ودن اف راد ب ا تغيي رات ن رخ ارز اس ت. اي ن جان شيني در نظريه برابري از دو ديدگاه برابري بهره پوششنيافت ه و براب ري به ره پوش شيافت ه قاب ل بررس ي اس ت.(Claossen, 1996) در ش رايط س رآوب م الي(نظ ام ب انكي آنت رلش ده) ب ه دلي ل منف يب ودن ن رخ به ره ب انكي ناش ي از ت ورم و آنت رل و س هميهبن دي اعتب اري س رمايهگ ذاري و تولي د قرب اني اص لي سياس ت س رآوب م الي مح سوب م يش وند( 1983 Wijnbergen,.(Van م ساي ل مرب وط ب ه ت ا ثير سياس تهاي ا زادس ازي م الي و تغيي رات ا ن ب ر رش د اقت صادي و س اير متغيره اي آ لان اقت صادي در آ شورهاي در ح ال توس عهاي آ ه ب ا س رآوب م الي مواج هان د ب ا الگوه اي مختلف ي قاب ل بررس ي اس ت. اي ن الگوه ا ب هط ور گ سترده در مت ون اقت صادي بح ث و بررس ي ش دهان د و از جمل ه ا نه ا م يت وان ب ه الگ وي توس عه م الي مكين ون و ش او اش اره آ رد (1973.(Mckinnon, 1 م ال ه و فرض يه ب الا را ب ه اي ن ص ورت ت شريح م يآن د آ ه رفت ار پ سان داز و س رمايهگ ذاري توس ط مجموع هاي از نيروه ا ب هص ورت پوي ا تعي ين م يگ ردد. ب ر اس اس نظ ر م ال ه و فق دان بازاره اي م الي س ازمانيافت ه و آارا م د در آ شورهاي در ح ال توس عه موج ب م يش ود پ سان دازها ب هص ورت س رمايهگ ذاري در داراي يه اي فيزيك ي تبل ور يابن د. بن ابراين اف زايش ن رخ س پردهه اي ج اري ت ا ثير مثبت ي ب ر س رمايهگ ذاري خواه د داش ت و اي ن در ح الي اس ت آ ه ب ه نظ ر م يرس د اف زايش ن رخ س پردهه اي ج اري در آوت اهم دت س رمايهگ ذاري را آ اهش ده د ول ي در بلندم دت م يتوان د ت ا ثير مثبت ي ب ر س رمايهگ ذاري داش ته باش د ب ه ش رطي آ ه منج ر ب ه ت شويق پ سان دازهاي م الي و اف زايش عرض ه وج وه قاب ل وامدادن گ ردد. بن ابراين پ سان داز م الي و س رمايهگ ذاري در موج ودي س رمايه(در آوت اهم دت) ج ايگزين يكديگرن د ام ا در بلندم دت مكم ل يك ديگر م يش وند. الگ وي م كآين ون ب ر اي ن ف رض اس توار اس ت آ ه تم ام آ ارگزاران اقت صادي ب ه ت ا مين م الي از من ابع شخ صي خ ود مح دود ه ستند و در س رمايهگ ذاري تق سيمناپ ذيري 2 وج ود دارد. ب هع لاوه ب راي ا زم ون فرض يه مكم لب ودن م كآين ون آ ه ب ر نق ش س پردهه ا در ت شويق س رمايهگ ذاري خودت ا ميني و س رمايهگ ذاري از من ابع شخ صي تا آي د دارد از مع ادلات تقاض اي واقعي پول و سرمايهگذاري نيز استفاده ميشود. تا اوايل دهه ١٩٧٠ فرض بر اين بود آه پ سان داز از طري ق درا م د تحري ك م يش ود و ب راي ت شويق مخارج سرمايهگذاري افزايش آمتري در نرخ بهره لازم اس ت. همچن ين ت ا ثير ن رخ به ره ب ر پ سان داز 1. Malho(1986) ١. تقسيمناپذيري بدين مفهوم است آه با افزايش نرخ بهره واقعي تقاضاي آل براي پول(انباش ت مان دهه اي پ ولي) بي شتر ميشود و نسبت سرمايهگذاري به توليد ناخالص داخلي ملي را بزرگتر ميآند. بنابراين مكآينون با اين استدلال ف رض ميآند آه پول و سرمايه فيزيكي(برخلاف نظريه سنتي) مكمل يكديگرند.
123 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ نامعلوم است. مكآينون و شاو چن ين اس تدلال م يآن د آ ه ب هدلي ل س رآوب م الي در آ شورهاي در ح ال توسعه دسترسي سرمايهگذاران به بازار مالي خارجي بسيار محدود است آه اين امر موجب ميشود تا وج وه ب هص ورت داراي يه اي پ ولي(س پردهه اي ب انكي) انباش ته ش وند و س پس در داراي يه اي فيزيك ي س رمايهگ ذاري گردن د. در چن ين وض عيتي اف زايش در ن رخ س پردهه ا ممك ن اس ت پ سان داز و سرمايهگذاري را افزايش دهد. شاو( ١٩٧٣ ) همچنين با در نظر گرفتن نقش سپردهها به عن وان ي ك منب ع وجوه براي واسطههاي م الي معتق د اس ت آ ه نرخه اي ب الاتر س پردهه ا س رمايهگ ذاري و پ سان داز را تشويق خواهد آرد و تا آيد دارد آه سرمايهگذاران صرفا به تا مين مالي از منابع شخصي وابسته ني ستند. بنابراين مكملبودن پول و سرمايه فيزيكي را در نظر نميگيرد. در اقت صادي آ ه ب ا س رآوب م الي مواج ه اس ت حج م س رمايهگ ذاري ب ه تنه ايي از طري ق ش رايط 1 عرضه يعني از طريق سطح پساندازها تعيين ميشود. در اين شرايط فراي( ١٩٨٢ ) فرض ميآند آه آاهش در نرخ بهره واقعي سپرده تقاضاي واقعي پول(شامل سپردههاي پسانداز و مدتدار) و عرضه 2 واقعي اعتبار را آاهش ميدهد زيرا اعتبار داخلي يك دارايي اوليه است و اين نيز به نوبه خود باعث آاهش نرخ سرمايهگذاري ثابت جديد و سرمايه در گردش ميشود. در نتيجه نرخ بهآ ارگيري ظرفي ت آل انباشت سرمايه آاهش يافت ه و ب هدنب ال ا ن ن رخ رش د اقت صادي آ اهش م يياب د. بن ابراين اي ن الگ و اشاره ميآند آه در آشورهاي در حال توسعه افزايش در نرخ بهره واقعي باعث اف زايش پ سان داز و سرمايهگذاري و در نهايت رشد اقتصادي ميگردد و سرانجام نرخ بهره واقعي به سمت تع ادلي حرآ ت خواهد آرد. ٤- مروري بر مطالعات انجام شده ارتب اط ب ين ن رخ به ره و س اير متغيره اي آ لان اقت صادي از جمل ه رش د و توس عه اقت صادي ت ورم سرمايهگذاري و پسانداز در بسياري از مطالعات داخلي و خارجي مورد ا زمون و بررسي قرار گرفته است و همگان بر اين عقيدهاند آه هر چند ممكن اس ت در برخ ي از مواق ع اي ن ارتب اط مح سوس نباش د ولي در عين ح ال ن رخ به ره را ب هعن وان يك ي از متغيره اي اص لي در س طح آ لان آ ه تا ثيرگ ذاري (و تا ثيرپذيري) ا ن بر ) زا ( ساير متغيرهاي آلان اقتصادي نبايد ناديده انگاشت بهطوري آه در بسياري از مكاتب مختلف اقتصادي اين موضوع مورد تا آيد قرار گرفته است. البته مطالعاتي آه در زمين ه ا ث ار و پيامدهاي نرخ بهره بر متغيرهاي آلان اقتصادي و ارتباط ا ن با توسعه ب ازار م الي انج ام ش ده گ سترده بوده آه در ذيل به برخي از ا نها اشاره خواهد شد. مكآينون - شاو آه مساله ا زادسازي مالي(ا زادسازي نرخ بهره) و تا ثير ا ن در اقتصاد را مورد توجه قرار دادند به اين نتيجه رسيدند آه حذف آنترلها از نظام م الي و ا زادس ازي ن رخ به ره س بب توس عه 3 بخش مالي و افزايش رشد اقت صادي م يگ ردد( 1973 Shaw,.(Mc Kinnon & م اآس ول در مطالع ه ٦١ آ شور در ح ال توس عه ب ا ه دف تبي ين رابط ه پ سان داز - س رمايهگ ذاري و رش د اقت صادي در نظ ام "سرآوب مالي" نتيجه ميگيرد آه ا زادسازي نرخ بهره در اقتصاد سبب رشد پسانداز سرمايهگذاري و توليد ميگردد. 1. Fry, Maxwell (1982) 2. Primary Asset 3. Max well, (1980)
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 124 فراي( ١٩٧٨ ) نيز اعتبار الگوهاي مكآينون - شاو را بر اساس دادههاي تلفيقشده ساليانه ب راي هف ت آشور ا سيايي(برمه هند آره جنوبي مالزي فيليپين سنگاپور و تايوان) نتيج ه گرف ت آ ه ن رخ به ره داخل ي ت ا ثير مثبت ي ب ر ن سبت پ سان داز داخل ي و تولي د ناخ الص مل ي دارد و ب ا ف رض ثابتبودن ساير شرايط يك افزايش ١٠ درصدي نرخ بهره واقعي نسبت پسانداز به توليد ناخالص ملي را تقريبا حدود ١/٢ تا ١/٤ درصد افزايش خواهد داد آه اين نتيجه در واقع تا ييدي بر نظريه مكآينون - ش او ب وده آ ه ا زادس ازي م الي ن رخ س رمايهگ ذاري و پ سان داز و در نهاي ت رش د اقت صادي را اف زايش ميدهد. يوس ف و پيت رز در ب را وردي از ت ابع پ سان داز آ شور آ ره جن وبي درياف ت آ ه ي ك رابط ه مثب ت و معن يدار ب ين ن رخ به ره واقع ي س پردهه اي م دتدار و پ سان داز وج ود دارد (1984 Peter,.(Yusuf & هان سن و دومل و( ١٩٨٥ ) ب ا بررس ي اص لاحات م الي و برنام ه تثبي ت اقتصادي اروگوي ه دريافتند آه ا زادسازي مالي و تثبيت اقتصادي موجب بهبود عملكرد اقت صادي (ب ه- ويژه در مقايسه با شرايط اوليه) گرديده است. ا زادسازي مالي موجب افزايش پسانداز داخلي بالارفتن تماي ل ب ه نگه داري داراي يه اي م الي واقع ي اف زايش جري ان ورودي س رمايه و بهب ود آ ارا يي سرمايهگذاري شده است( 1985 Demelo,.(Honson & مطالعه جووانيني نشان داده است آه اگر آشوري از نظر بازارهاي مالي توسعهنيافته باشد اف زايش نرخ به ره موج ب آان اليزهش دن وج وه در بازاره اي م الي و آارا م دي ا نه ا م يش ود. اي ن فراين د موج ب اثرگ ذاري ب ر انباش ت س رمايه و نهايت ا اف زايش مي زان رش د اقت صادي م يش ود.(Giovannini, 1985) ليدرمن و بليجر دريافتند آه اثرگذاري نرخ بهره بر متغيرهاي مالي و اقتصادي ب ه ماهي ت بازاره اي مالي و متشكلبودن اين بازارها بستگي دارد (1987 Bllejer,.(Leiderman & درنب وش و رين وزو ب ر اس تفاده آ اراتر از من ابع انتخ اب تكني ك برت ر ح ذف ب يثب اتي م الي و ح ذف انحرافات در رژيمهاي مالي تا آيد دارند( 1989 Reynoso,.(Dourbusch & لوي يس و ايوانز تا آيد دارند آه در بلندمدت نرخ بهره از ن رخ ت ورم انتظ اري مت ا ثر م يش ود ام ا اي ن تا ثير رابطهاي متناسب و يك به يك نيست بلكه تغييرات نرخ بهره آمتر از تغييرات نرخ تورم انتظاري اس ت( Lewis,1995.(Evans & ادي سون ني ز ن شان م يده د آ ه ن رخ به ره واقع ي داراي تغيي رات همسويي با نرخ تورم است و روند حرآت بين اي ن دو متغي ر رون د متناس بتر ن رخ به ره اس مي ب ا ن رخ تورم انتظاري را بيان ميآند. اين ارتباط در آشورهاي مختلف به آنترل بازار سرمايه و مقررات حاآم بر ا ن از طرف دولتها بستگي دارد( 1993.(Edisson, گومز ارتباط ميان نرخ بهره و تورم را بر مصرف آل در آشورهاي در حال توسعه مطالعه آ رده و دريافته است آه در ٩ آشور شامل: شيلي اندونزي مكزي ك پاآ ستان فيليپ ين س نگاپور س ريلانك ا تايلند و ونزوي لا ارتباط معنيداري بين متغير ن رخ به ره و م صرف وج ود داش ته اس ت. در آ شورهاي داراي نرخ تورم بالا آشش نرخ بهره نسبت ب ه پ سان داز آمت ر از ٠/٧ و در آ شورهاي ا س يايي داراي تورم پايين آشش نرخ بهرهاي پسانداز بزرگتر از يك بوده است. نتايج مطالعه حاآي از ا ن است آه ب ا افزايش نرخ تورم پسانداز و فرايند انباشت سرمايه بهنح و قاب ل ت وجهي آ اهش يافت ه اس ت ام ا متغي ر نرخ بهره در آشورهاي داراي تورم پايين تغيير متناسبي با پسانداز داشته است( 1994.(Gomes,
125 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ ا رون و مولباي ر در مطالعهاي در ا فريقاي جنوبي نشان دادهاند آه يك درص د اف زايش در ن رخ به ره ٠/٣١ درص د مي زان رش د تولي د را از طري ق آ اهش س رمايهگ ذاري آ اهش داده اس ت.(Aron & Mullbauer, 2001) گالين دو ش انتارلي و وي س ني ز در قال ب تحلي ل اقت صاد خ رد ن شان دادهان د آ ه ش اخص ب ازدهي س رمايهگ ذاري ب ر مبن اي درا م د حاص ل از ف روش س رمايهگ ذاري در دوازده آ شور م ورد مطالع ه از ٠/٨٨٣ به ١/١٣٧ افزايش يافته است( 2002 Weiss,.(Galindo, Schaiantarelli & اسپينوزا و ايپ مدل تعادل عمومي پويا از واسطهگران مالي و رشد درونزا را مطرح مينمايد. طب ق اي ن م دل در حال ت س رآوب م الي ملاي م ا زادس ازي م الي منج ر ب ه آ اهش ت ورم و اف زايش ن رخ رش د اقتصادي و بهبود سطح رفاه جامعه ميشود اما سرآوب مالي شديد آه منجر به ايجاد بازار غيررس مي ميشود ا زادسازي مالي تورمزا ميباشد( 1996 Yip,.(Espinosa & آين گ و ل وين ب ه بررس ي تجرب ي رابط ه مي ان توس عه م الي و رش د اقت صادي پرداخت هان د. نت ايج اي ن مطالعه براي ٧٧ آشور در حال توسعه در طول سالهاي ٨٩-١٩٦٠ نشان ميدهد آه شاخصهاي توسعه مالي (نسبت بدهيهاي نق دي ب ه تولي د ناخ الص داخل ي ن سبت داراي يه اي داخل ي ب انكي ب ه آ ل داراي ي بانكها نسبت مطالبات از بخش غيرمالي خصوصي ب ه آ ل اعتب ارات تخصي صي و ن سبت مطالب ات از بخش غيرمالي خصوصي به توليد ناخالص داخلي) بر هر يك از شاخصهاي رشد اقت صادي ت ا ثير مثب ت دارد( 1993 Levine,.(King & هاسلاگ و آو در مطالعهاي به بررسي تجربي سرآوب مالي توسعه مالي و رشد اقتصادي پرداخته- اند. در اين مطالعه از متغيرهاي نرخ تورم و ذخيره قانوني بهعنوان سرآوب مالي اس تفاده ش ده و نت ايج مطالعه نشان م يده د رابط ه ب ين شاخ صهاي س رآوب م الي و رش د اقت صادي منف ي اس ت ل يكن ن سبت ذخاير قانوني رابطه قويتري با رشد دارد. همچنين نتايج مبين ا ن است آه نسبت ذخاير قانوني با توسعه مالي رابطه منفي دارد يعني در آشورهايي آه نسبت بالاي ذخاير قانوني دارند بهطور متوس ط داراي سيستمهاي مالي آمتر توسعهيافته نسبت به آشورهاي با نسبت پايين ذخاير قانوني م يباش ند. رابط ه ب ين تورم و توسعه مالي غيرخطي و منفي است يعني اگ ر ت ورم از ح د بهين ه ب الاتر باش د رابط ه ت ورم و توسعه مالي منفي است( 1998 Koo,.(Haslag & ا ري سيتس و همك اران وي در مقال هاي ب ا اس تفاده از تكني كه اي اقت صادسنجي در آ شورهاي يون ان تايلند فيليپين آره جنوبي هند و مصر مح دوديتهاي م الي نظي ر مح دوديت ب ر ن رخ به ره س پردهه ا و تسهيلات آنترلهاي ذخاير بانكي و نقدينگي را بر روي توسعه مالي مورد بررسي قرار دادهان د. نت ايج نشان ميدهد آه ا زادسازي مالي يك فرايند ب سيار پيچي دهاي اس ت آ ه اث رش ب ر توس عه م الي ت ا ح دودي ابهام دارد ولي در عين حال نشان ميدهد آه در بلندم دت ن رخ به ره واقع ي اث ر مثب ت و معن يدار ب ر روي توس عه م الي در چه ار آ شور از آ شورهاي يادش ده دارد. تف اوت در اثربخ شي سياس تهاي م الي بي انگر تف اوت نه ادي در اج راي سياس تها نظي ر آيفي ت نظ ارت ق وانين و مق ررات م رتبط و غي ره دارد( 2002 al.,.(arestis. et فينك و ا گليسفيك در مطالعهاي اثر اصلاحات نظام بانكداري در آشور صربستان را بررسي آردهاند. مطالعه تجربه آشورهاي اروپاي غربي و مرآزي از اصلاحات نظ ام بانك داري ح اآي از اث ر مثب ت ا ن بر توسعه اقتصادي است. در مقابل در آشورهاي اروپاي جنوب غربي اصلاحات نظام بانكداري سبب
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 126 ورشكستگي بانكها شده است. نظام بانكداري صربستان از لحاظ قوانين شبيه آشورهاي اروپ اي غرب ي و مرآ زي اس ت ل ذا اص لاحات نظ ام بانك داري در اي ن آ شور اث ر مثب ت ب ر توس عه اقت صادي خواه د داشت( 2005 Uglyesfic,.(Fink & در مطالعات داخلي نيز ختايي( ١٣٧٨ ) در راستاي مطالعه آينگ و ل وين( ١٩٩٣ ) ن شان م يده د آ ه شاخصهاي توسعه مالي(نسبت حجم اعتبارات بانكهاي تجاري به مجموع اعتبارات بان كه اي تج اري و مرآزي و ن سبت مطالب ات سي ستم ب انكي از بخ ش غيرم الي خ صوصي ب ه آ ل اعتب ارات ب انكي رابط ه مثبت با رشد اقتصادي ايران دارند. نتايج مطالعه ختايي و سيفيپور( ١٣٧٩ ) نيز نشان ميدهد اثر لگاريتم مطالبات سيستم ب انكي از بخ ش خصوصي بر رشد اقتصادي مثبت است. لگاريتم مطالبات سيستم بانكي از بخ ش دولت ي رابط ه منف ي ب ا رشد اقتصادي دارد. همچنين نتايج اين مطالعه حاآي از اثر مثبت بازار س هام ب ر رش د اقت صادي اس ت اما اين اثر بسيار آوچك و نشاندهنده توسعهنيافتگي بازار سهام است. آميجاني و سيفيپور( ١٣٨۵ ) در بررسي اثرات سرآوب مالي بر رشد اقتصادي ايران نشان ميدهن د آه در چارچوب مدل آ اپور ب ا اف زايش ن رخ س ود س پردهه ا و آ اهش ن رخ رش د نق دينگي م يت وان از وضعيت سرآوب مالي خارج و رشد اقتصادي را افزايش داد. صمدي( ١٣٧٨ ) نشان داده آه ا زادسازي مالي و حذف "سرآوب مالي" يا رهاآردن س قف ن رخ به ره واقع ي در اقت صاد اي ران ممك ن اس ت منج ر ب ه اف زايش پ سان داز و س رمايهگ ذاري و در نهاي ت رش د اقتصادي گردد. همچنين او نشان داده آه پول و سرمايه فيزيكي مكمل هم ميباشند. مجتهد( ١٣٨٣ ) در مقال هاي ب ه رابط ه مي ان آ اهش تف اوت ن رخ به ره ب ا آ ارا يي نظ ام ب انكي پرداخت ه اس ت. در اي ن مطالع ه ب ر اس اس الگ وي برا وردش ده ن شان داده اس ت آ ه عوام ل اص لي در تعي ين ن رخ بهره تورم هزينه س نگين بان كه ا و هزين ه مطالب ات م شكوكالوص ول ه ستند. ب ه عب ارتي اف زايش در مطالبات مشكوكالوصول بانكهاي تجاري افزايش در هزينههاي بان كه اي تج اري ب ه آ ل داراي يه ا و همچن ين اف زايش در ش اخص آ الا و خ دمات م صرفآنن ده منج ر ب ه اف زايش در تف اوت ن رخ به ره ب انكي(تف اوت ن رخ به ره پرداخت ي و دري افتی( Spread )) م يش ود و ب راي آ اهش اي ن تف اوت رقابتيشدن فعاليت بانكها آاهش تسهيلات تكليفي افزايش درا مد ناشي از خدمات بانكي (غيربه رهاي) و مقرراتزدايي از نظام بانكي آشور پيشنهاد شده است. يافتههاي باصري( ١٣٨٢ ) نشان م يده د آ ه س رمايهگ ذاري در بلندم دت ن سبت ب ه واآ نش ن رخ به ره سپردههاي واقعي تغييرات ضعيف اما معنيداري از خود ن شان م يده د و اف زايش ن رخ اي ن متغي ر در اقتصاد ايران موجب بيثباتي اقتصادي در قالب ايجاد تورم آاهش سرمايهگذاري و آاهش ميزان رشد اقتصادي ميشود. خاوري و همكاران( ١٣٨٣ ) نشان دادند آه تعيين سقف نرخ سود واقعي موجب آاهش سرمايهگذاري و توليد ميگردد. مطالعه بيدا باد( ١٣٨٣ ) نشان داده آاهش نرخ بهره تسهيلات بانكي باعث بهبود تراز تجاري افزايش حجم نقدينگي افزايش توليد ناخالص داخلي و اثر مثبت و قابل ملاحظهاي بر سرمايهگ ذاري و م صرف بخش خصوصي و افزايش سطح اشتغال افزايش نرخ تورم و اف زايش ن رخ به ره در ب ازار غيرمت شكل پولي ميشود.
127 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ ب دين ترتي ب يافت هه اي مطالع ات قبل ي بي انگر ارتب اط عمي ق ب ين ا زادس ازي و توس عه ب ازار م الي و تغييرات در نرخ بهره است. هر چند ممكن است اين ارتباط مستقيم و يا معكوس باشد ولي در عين حال توجه به توسعه مالي در ساختار پولي و اعتباري اقتصاد آشورها زمينههاي رشد بيشتر توليد ناخ الص داخلي و س رمايهگ ذاريه ا را ف راهم ا ورده اس ت ض من اينك ه در راس تاي اص لاحات م الي ع لاوه ب ر حذف برخي آنترلها و سقفها اصلاحات در قوانين و مق ررات ن اظر ب ر سياس تهاي اعتب اري و پ ولي آه زمينهساز تجهي ز پ سان داز داخل ي و اف زايش ت سهيلات بي شتر ب ه متقاض يان غيردولت ي گ ردد م ورد توجه برنامهريزان و سياستگذاران پولي آشورها بوده است. ٥- اراي ه مدل مدل اراي هشده در اين مطالعه برگرفته از مدل ا ريستيس و همكاران وي( ٢٠٠٢ ) اس ت. از ا نج ا آ ه اي ن مدل در برخي از آشورهاي در حال توسعهاي آه ساختار بازار پولي ا نها تقريبا ش بيه ب ه اقت صاد اي ران بوده ا زمون اين مدل براي ايران مد نظر قرار گرفته ضمن اين آ ه متغيره اي توض يحي و واب سته در اين مدل همواره در مطالعات خارجي نيز بهآار رفته است. چارچوب اين مدل به شرح زير ميباشد: LFDt = β 0 + β1lgdpkt + β2rirdt + β3irrt + β4rlrt + ε t آ ه در ا ن : LFD لگ اريتم توس عه م الي : LGDPK لگ اريتم توس عه اقت صادي (RIRD(C : ن رخ به ره واقع ي س پرده(ت سهيلات) : RLR ن سبت ذخي ره ق انوني ب ه نق دينگي اس ت. در اي ن م دل توس عه م الي( FD ) ب ا ن سبت ب دهيه ا(ت سهيلات اعط ايي نظ ام ب انكي ب ه بخ ش غيردولت ي) ب ه GDP رس مي اندازهگيريشده و همچنين توسعه اقتصادي( GDPK ) ب ا ن سبت GDP ب ه جمعي ت آ ل آ شور محاس به و IRR نيز بر اساس نرخ بهره جانشين(در بازار غيررسمي) تعريف شده است. بدين ترتيب الگوي نهايي تعيينشده ب راي ب را ورد تجرب ي در اقت صاد اي ران ب هص ورت زي ر تعري ف ميگردد: LFD t = 0 + β1lnipopt + β2rirrt + β3rirdt + β4 β RLR + ε t t آ ه در ا ن : LFD t لگ اريتم توس عه م الي(ن سبت ب دهيه اي غيردولت ي ب ه نظ ام ب انكي ي ا ت سهيلات اعطايي به : LNIPOP t (GDP لگاريتم توسعه اقتصادي(نسبتGDP واقع ي ب ه آ ل جمعي ت آ شور) 1 : (RIRD t C) t ش دهاس ت تع ديل ت ورم ن رخ ب ا نرخ بهره واقعي در بازار غيررسمي ايران آ ه : RIRR t نرخ بهره واقعي س پردهه ا(ت سهيلات) آ ه ب ا ن رخ ت ورم تع ديل ش دهاس ت : RLR t ن سبت ذخي ره ق انوني بانكها نزد بانك مرآزي به نقدينگي است. ا مار و اطلاع ات آلي ه متغيره اي واب سته و م ستقل(ب ه اس تثناي ا م ار جمعيت ي آ ل آ شور دري افتي از مرآز ا مار ايران) از گ زارش اقت صادي و ترازنام ه بان ك مرآ زي ج.ا.اي ران ب راي س الهاي ٨٢-١٣٤٨ اخذ ش ده و ب هدلي ل مح دوديت ا م اري ا م ار مرب وط ب ه ن رخ به ره غيررس مي(در ب ازار غيررس مي) از مطالعه پژوهشكده پولي و بانكي بانك مرآزي ج.ا.ايران( ١٣٨٣ ) استفاده شده است. ١. در اي ن مقال ه متغي ر م ستقل ن رخ به ره واقع ي( RIR ) ب ه دو ص ورت ن رخ به ره واقع ي س پردهه ا و ن رخ به ره واقع ي تسهيلات مورد ا زمون قرار گرفته است.
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 128 ٦- نتايج تجربي ب ر اس اس مب اني تي وريكي م دل ت صريحش ده در قال ب م دل رگرس يوني VAR ب هص ورت LFD, X = { م يباش د. در م دل ف وق LNIPOP, RIRR,( RIRC, RIRD), RLR} :LFD لگ اريتم ش اخص توس عه م الي :LNIPOP لگ اريتم ش اخص توس عه اقت صادي(تولي د س رانه واقع ي) :RIRR ن رخ به ره واقع ي در بخ ش غيررس مي : RIRC ن رخ به ره واقع ي ت سهيلات : RIRD نرخ بهره واقعي سپردهها و : RLR نسبت ذخيره قانوني به نق دينگي م يباش د. ابت دا س ريه اي زم اني م ذآور را تح ت ا زم ون اي ستايي ق رار م يده يم ت ا رفت ار ش وكه اي وارده ب ه اي ن متغيره ا را شناسايي آنيم. به عبارت ديگر با انجام اين ا زمون بهدنبال ا ن هستيم آه ا يا ش وكه اي وارده ب ه سي ستم روند پايدار متغيرهاي مزبور را تغيير ميدهد يا نه بدين لحاظ براي بررسي اي ستايي و ري شه واح د از ا زمون ديكي- فولر اف زوده( ADF ) و فيلي پس و پ رون (PP) اس تفاده م يآن يم آ ه نت ايج ا ن در ج دول( ١ ) ا ورده شده است. جدول ١. نتايج ا زمون ADF ADF وPP براي متغيرهاي مدل متغيرهاي تحت ا زمون PP ريشه واحد ADF I (1) I (1) I (1) I (1) I (1) I (1) I (1) I(1) I(1) I(1) I(1) DLFD DLNIPOP DIRRR DRIRC DRIRD DRLR PP ما خذ: محاسبات تحقيق متغيرهاي تحت ا زمون ريشه واحد LFD LNIPOP RIRR RIRC RIRD RLR بررسي خواص ا ماري دادهها در حالتهاي مختلف نشان ميده د آ ه آلي ه متغيره اي موج ود در م دل ناايستا ميباشند. پس شوكها بر رفتار سريهاي زماني متغيرها اثرات پايداري بر جاي گذاشته و رون د پايدار متغيرها را تغيير داده است. بهمنظور تعيين نوع مدل جهت بررسي و برا ورد لازم اس ت آ ه م دل را از نظ ر ه مانباش تگي م ورد ا زمون ق رار ده يم. اگ ر متغيره اي موج ود در م دل رون د داش ته باش ند اس تفاده از م دل VAR مناس ب م يباش د اگ ر متغيره ا (1) I باش ند و ه مانباش ته نباش ند م دل VAR در حال ت آ اربرد متغيره ا ب هص ورت اول ين تفاض ل ص حيح م يباش د و ب الاخره اگ ر متغيره ا (1) I و ه مانباش ته باش ند ي ك م دل VEC مناسب ميباشد. جهت تعيين و ا زمون تعداد(رتبه ماتريس) بردارهاي ه مانباش تهآنن ده از م دلي اس تفاده ش ده اس ت آ ه رابط ه بلندم دت ب دون ع رض از مب دأ و رون د و داراي ي ك متغي ر مج ازي ب راي س ال ١٣٥٨ م يباش د. ا زمونهاي تشخيص مدل و تعداد وقفههايي آه خودهمبستگي را منتفي م يآن د دلال ت ب ر انتخ اب مرتب ه وقفه دو[( 2 VAR( [ براي مدل دارد.
129 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ جدول ٢. ا زمون تعداد بردارهاي هم انباشته آننده مدل ا ماره *L.R* (Likelihood Ratio) مقدار بحراني %٩۵ مقدار بحراني %٩٩ ريشه مشخصه (Egenvalue) تعداد بردارها H 0 (فرضيه ( None* At most 1 At most 2 At most 3 At most 4 5/0 4/0 3/0 12/0 4/9 3/67 8/36 6/16 6/4 00/0 5/59 9/39 3/24 5/12 8/3 5/66 5/45 7/29 3/16 5/6 *به معني رد فرضيه "وجود بردار همانباشتهآننده" در سطح معنيداري ١ درصد است. ** ا زمونL.R وجود يك معادله بلندمدت را در سطح معنيداري ١ درصد نشان ميدهد. 1 نتايج حاصل از ا زمون تعداد روابط همانباشته وجود يك ب ردار را م ورد تا يي د ق رار م يده د. پ س از يافتن بردار همگرايي از روش يوهانسن رگرسيون بلندمدت بهصورت زي ر ب را ورد و در اي ن مرحل ه بر اساس شاخص توسعه مالي( LFD ) عمل نرماليزهآردن بردار انجام شد آه بردار مزب ور در ه ر دو مدل(حالت وجود نرخ بهره واقعي تسهيلات و وجود نرخ بهره واقعي س پردهه ا) ب هص ورت زي ر ا ورده شده است. همچن ين تواب ع عك سالعم ل ا ن ي بي ز ب ه عن وان اب زاري مناس ب ب راي دس تيابي ب ه اطلاع ات پيرامون تا ثيرات متقابل بين متغيرها در الگوهاي پويا بهآار م يرود. اي ن تواب ع م سير پوي ايي نظ ام را در پاس خ ب ه ش وكه اي وارده را ب ه ان دازه ي ك انح راف معي ار ن شان م يده د. ب ه عب ارت ديگ ر تواب ع عكسالعمل ا ني نشاندهنده پاس خهايي اس ت آ ه متغي ر درون زاي سي ستم ب ه ش وكه اي ناش ي از خطاه ا ميدهد. اين توابع مو لفههاي مرب وط ب ه متغيره اي درون زا را ب ه ش وكه ا تفكي ك م يآن د و س پس ت ا ثير تغيير در جهشهاي به اندازه يك انحراف معيار شوكها روي مقادير جاري و ا ينده متغيره اي درون زا را مشخص ميآند. حالت نرخ بهره تسهيلات: LFD = 0/ 0819LNIPOP 0/ 0122RIRC + 0/ 0109RIRR 1/ 762RLR (١) t ( 11/ 8) ( 3 / 4) ( 5 / 01) ( 4 / 8) حالت نرخ بهره سپردهها: LFD = 0/ 082LNIPOP 0/ 0109RIRD + 0/ 0104RIRR 1/ 93RLR (٢) t ( 12 / 58) ( 3 / 7) ( 5 / 7) ( 5 / 2) نمودارهاي زير اثر ي ك واح د ش وك ب ر ه ر ي ك از متغيره اي م دل ب ه مي زان ي ك انح راف معي ار را روي معادلات (١) و (٢) را ارزيابي ميآند. مطابق اين نمودارها ميتوان گفت آه وقتي بهواسطه يك 1. Generalized Impulse Response Function
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 130 شوك به هر يك از متغيرها نظام از حالت تعادل خارج ميشود تمايل شديد دارد در يك سطح بالاتر به سمت تعادل خود يا رابطه بلندمدت حرآت آند. 0.06 06/0 نمودار ١. عكسالعمل ا ني رابطه (١) به يك واحد شوك بر هر يك از متغيرها 04/0 0.04 02/0 0.02 00/0 02/0-0.00 04/0- -0.02-0.04 LFD LNIPOP RIRR RIRC RLR 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 30 28 26 24 22 20 18 16 14 12 10 8 6 4 2
131 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ 06/0 0.06 نمودار ٢. عكسالعمل ا ني رابطه (٢) به يك واحد شوك بر هر يك از متغيرها 0.04 0.02 0.00-0.02-0.04 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 LFD LNIPOP RIRR RIRD RLR بر اساس مدلهاي برا ورد شده ميتوان گفت آه: 04/0 02/0 00/0 02/0-04/0-30 28 26 24 22 20 18 16 14 12 10 8 6 4 2 ش اخص توس عه اقت صادي: در ه ر دو م دل (١) و (٢) ارتب اط معن يدار و مثبت ي ب ين اف زايش تولي د سرانه واقع ي ب ا توس عه بخ ش م الي ا ش كار اس ت. هم انط ور آ ه ملاحظ ه م يش ود ب هازاي ي ك درص د اف زايش تولي د س رانه واقع ي انتظ ار اف زايش در توس عه بخ ش م الي در اقت صاد اي ران ب ه مي زان ٠/٨ درصد ميباشد. به عب ارتي اف زايش در تولي د س رانه و ب ه تب ع ا ن رش د اقت صادي انباش ت من ابع ب راي سرمايهگذاريها را گسترش خواهد داد و با انتقال اين منابع به نظام بانكي و جهتدهي ا ن براي اعطاي تسهيلات آارا مدتر زمينه براي توسعه بخش مالي نيز ف راهم خواه د ش د. طبيع ي اس ت آ ه امك ان دارد توسعه بخش مالي نيز بتواند نقش مو ثر در رشد اقتصادي داشته باشد و اين نتيجه همانند نتايج مطالعات گذشته ميباشد. البته همانطور آه در نمودارهاي (١) و (٢) مشخص است ي ك واح د تكان ه ب ر متغي ر توليد سرانه بر توسعه بخش مالي اثر مثبت گذاشته و ا ن را از حالت تعادل خارج آرده و بعد از چن د دوره در سطح بالاتر از تعادل تمايل دارد در يك رون د بلندم دت تع ادلي حرآ ت آن د. انج ام ا زمونه اي عليت گرنجري اين دو متغير نيز حاآي از اين است آه شاخص توسعه بخش مالي از توليد سرانه تا ثير ميپذيرد. لذا ميتوان گفت آه از جمله الزامات توسعه بخش مالي در اقتصاد ايران افزايش سطح توليد سرانه و به تبع ا ن افزايش سطح درا مدها و پساندازها است آه با جهتگيري صحيح اين منابع بخ ش مالي و اعتباري آشور تقويت خواهد شد. شاخص نرخ سود واقعي در بازار رسمي: همانطور آه در هر دو م دل (١) و (٢) ن شان داده ش ده است رابطهاي مستقيم و معنيدار ب ين ن رخ به ره واقع ي(ت سهيلات و س پردهه ا) ب ا توس عه بخ ش م الي وج ود دارد. ب ه عب ارت ديگ ر ب هازاي اف زايش در ن رخ س ود واقع ي انتظ ار اف زايش تقاض ا ب راي
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 132 تسهيلات اعطايي از جانب نظام بانكي وجود دارد. در اين راس تا ب ازار م الي و اعتب اري ني ز در جه ت عكس متا ثر خواهد شد. لذا نتيجه ارتباط ميان تغيير اين دو بدين مفهوم اس ت آ ه آ اهش در ن رخ واقع ي س ود (ت سهيلات و اعتب ارات) نظ ام ب انكي تقاض ا ب راي ت سهيلات را اف زايش خواه د داد چ ون آ ه ب ا افزايش نرخ واقعي سود هزينه تا مين مالي افزايش خواهد يافت و در اي ن ص ورت اي ن ش رايط حج م سرمايهگذاريها را متا ثر خواهد ساخت. هر چند آه برخي بر اين عقيدهاند آه تغييرات(آاهش) در نرخ بهره واقعي انگيزه سيستم بانكي را براي اعطاي تسهيلات بيشتر آاهش ميدهد اما ا نچه در اين مي ان اهميت دارد رفتار متقاضيان و سرمايهگذاران است آه واآنش(منفي) نسبت به متغير نرخ سود واقع ي در بازار غيررسمي نشان خواهند داد و گرايش براي تسهيلات در بخش رسمي را افزايش خواهند داد. البته عكس اين حالت يعني آاهش بيش از حد ن رخ س ود واقع ي ت سهيلات ممك ن اس ت تقاض ا ب راي تسهيلات را بيش از پيش افزايش دهد هر چند ممكن است تقاضا در راستاي افزايش سرمايهگذاريهاي غيردولتي و در نهايت رشد ب الاتر اقت صادي نباش د. ت شديد اي ن م ساله نظ ام م الي و ب انكي را ب ه س مت "نظام صفبندي" هدايت خواهد آرد آه با توجه به ساختار بانكي امك ان انح راف من ابع وج ود خواه د داشت و اين در راستای ا زادسازي مالي و اصلاحات در سيستم بانكي نيست. همچنن م دل ن شان داد آ ه تغيير در نرخ بهره واقعي سپردهها منجر به تغيير معكوس در توس عه بخ ش م الي خواه د ش د چ را آ ه آاهش بيش از نرخ بهره سپردهها اين امكان را فراهم خواهد ساخت آه منابع سپرده وام در نزد بانكه ا به سمت ديگر جريانات اقتصادي و يا ديگر داراييهاي با بازدهي بيشتر هدايت گردد و نكته مه م اينك ه در شرايطي آه سبد داراييهاي مردم بهدليل رآود در برخي بخشها آاهش يابد اين امر موجب خواه د شد آه جريانات غيررسمي و غيرقابل آنترل هدايت شود. شاخص نرخ بهره جانشين(بازار غيررسمي): تغييرات در نرخ بهره واقعي غيررس مي در اقت صاد ايران ميتواند نقش مو ثري در تغييرات منابع بخش بانكي و مالي داشته باشد. مدله ا ن شان داد آ ه ب ين نرخ به ره واقع ي در بخ ش غيررس مي ب ا ش اخص توس عه بخ ش م الي ارتب اط م ستقيم وج ود دارد. ب ه عبارت ديگر افزايش نرخ بهره واقعي در اين بخش تقاضای تسهيلات در بخش غيررسمي را آاهش و تقاضاي تسهيلات در بخش رسمي را اف زايش م يده د. اي ن نكت ه ح اي ز اهمي ت اس ت آ ه در ص ورت ثابتبودن ساير ش رايط م ديريت من ابع در اقت صاد بهبوديافت ه و س رمايهگ ذاريه ا آارا م دتر از گذش ته خواهد شد. شاخص نسبت ذخيره قانوني به نقدينگي: از جمله ابزارهاي لازم ب راي اعم ال سياس تهاي پ ولي در اقتصاد ايران تغيير در نرخ ذخيره قانوني است. همانطور آه در اين مدلها نشان داده ش ده اس ت ب ا اف زايش اي ن ن سبت ش رايط وامده ي ب ه بخ ش غيردولت ي و تجهي ز من ابع ب انكي آ اهش خواه د ياف ت و برعكس. به عبارت ديگر با فرض ثابتبودن ساير عوامل يك واحد آ اهش در ذخي ره ق انوني ش رايط وامده ي سي ستم ب انكي را ب هط ور متوس ط ب يش از ١/٧ واح د اف زايش خواه د داد چ را آ ه ق درت پولا فريني در نظام بانكي نيز گسترش خواهد يافت. ٧- جمعبندي و توصيههاي سياستي اعطاي اعتبارات و ت سهيلات ب انكي ب ه متقاض يان ط رحه ا و پ روژهه ا يك ي از مهمت رين من ابع داخل ي براي سرمايهگذاري محسوب ميگردد و با اتخاذ سياستهاي پولي صحيح و بهآ ارگيري ابزاره اي پ ولي مناسب ميتوان پساندازهاي بخش خصوصي را بهصورت آارا م د تجهي ز و ب ه س مت فعاليته اي مول د
133 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ هدايت آرد. در اين ميان نرخ بهره يكي از ابزارهاي پولي است آه نق ش مهم ي در فعاليته اي اقت صادي دارد بهگونهاي آه حلقه ارتباطي و انتقالي سياست پولي به بخش واقعي اقت صاد مح سوب م يگ ردد. در اين مقاله سعي بر ا ن بود تا اث رات سياس تهاي ا زادس ازي م الي و آنت رل بخ ش پ ولي ب ويژه تغيي رات در نرخ بهره بانكي(تسهيلات و سپردهها) بر توسعه بخش مالي اقتصاد ايران مورد ارزي ابي و تحلي ل ق رار گيرد. بدين منظور در اين مقاله با استفاده از م دل ا ري ستيس و همك اران وي (٢٠٠٢) اث رات سياس تهاي ا زادس ازي(و ي ا مح دوديتهاي م الي) و همچن ين تغيي رات ن رخ به ره واقع ي (س پردهه ا و ت سهيلات) ب ر توسعه بخش مالي در اقت صاد اي ران ب راي ي ك دوره زم اني ٣٥ س اله (٨٢-١٣٤٨) ب ا اس تفاده از تكني ك اقت صادسنجي VECMم ورد ارزي ابي ق رار گرف ت. يافت هه اي اي ن مطالع ه ن شان م يده د آ ه ارتب اط معنيدار و منفي بين محدوديتها و يا آنترل ذخاير قانوني از طريق بانك مرآزي ب ر توس عه بخ ش م الي وجود دارد. همچنين بين تغييرات نرخ بهره واقعي(تسهيلات و سپردهها) بانكه ا ب ا توس عه بخ ش م الي ارتب اط معن يدار و معك وس وج ود داش ته اس ت در ح الي آ ه اف زايش ن رخ به ره واقع ي در ب ازار غيررسمي منجر به آاهش تقاض ا در اي ن بخ ش و انتق ال متقاض يان وام ب ه س مت ب ازار رس مي(سي ستم بانكي) و گسترش بازار مالي در اقتصاد ايران خواهد شد. با توج ه ب ه يافت هه اي اي ن مطالع ه برخ ي از توصيههاي سياستي مرتبط با متغيرهاي آليدي مدل برازش شده به شرح ذيل اراي ه ميگردد: افزايش سطح بالاتر توليد سرانه همراه با رشد اقتصادي بالاتر نقش اساسي در توسعه بخش م الي و بويژه سيستم نظام بانكي ايران دارد چرا آه به تبع سطح بالاتر توليد سرانه و رشد اقتصادي الزام براي اص لاحات در نظ ام ب انكي ب راي اراي ه خ دمات متن وع و گ ستردهت ر توس ط سي ستم ب انكي و ص نعت واس طهگ ري م الي را اف زايش خواه د داد. ب دين ترتي ب ب هآ ارگيري سياس تهاي مناس ب و همگ را ب راي دستيابي به رشد اقتصادي بالاتر و باثباتتر از جمله الزامات توسعه بخش مالي است. در آنار ملاحظات مربوط به تغييرات در نرخ سود(تسهيلات و يا سپردهها) هم راه ب ا تغيي رات ن رخ تورم الزامات و شرايط ديگري بر سيستم بانكي و بخش مالي اقتصاد ايران ضرورت دارد آه منجر به توسعه بخش مالي گردد. چرا آه با توجه به نتايج بهدست ا مده و ارتباط معكوس مي ان ن رخ به ره واقع ي و توسعه بخش مالي اصلاحات در نظ ام ب انكي ب ا توج ه ب ه نگ رش آ اهش هزين هه ا ب ا گ سترش سي ستم فن اوري اطلاعات و ارتباطات از يك طرف و متنوعسازي در اراي ه خ دمات ب انكي و واس طهگ ري م الي از طرف ديگر حاي ز اهميت است. با توجه به ارتباط مثبت ميان تغييرات در نرخ بهره واقعي در بازار غيررسمي و توسعه بخش مالي اي ن امك ان وج ود دارد آ ه تغيي رات(اف زايش) در ن رخ به ره اي ن بخ ش در جه تده ي متقاض يان و سرمايهگذاران به منابع مالي رسمي در اقتصاد نقش مهمي ايفا آند بهط وري آ ه تقاض ا ب راي درياف ت تسهيلات و اعتبار در نظام بانكي(رسمي) را متا ثر ميسازد. در چنين ش رايطي ب ا اف زايش تقاض ا ب راي تسهيلات نظام صف و آمب ود من ابع(هم راه ب ا جي رهبن دي اعتب ارات) ني ز قاب ل پ يشبين ي اس ت. در اي ن راستا افزايش آارا يي سرمايهگذاري و انتقال صحيح من ابع ب انكي در جه ت حف ظ من افع س پردهگ ذاران و افزايش آارا مدي نظام بانكي همراه با نظارتهاي مو ثر بر اعطاي تسهيلات ضرورت دارد. در اقتصاد ايران همواره تغييرات در نرخ ذخي ره ق انوني يك ي از ابزاره اي سياس تهاي پ ولي ب وده و هست. براي توسعه بخش مالي و افزايش در مانده تسهيلات به بخش غيردولتي در نظام بانكي تغييرات تدريجي در نرخ ذخيره قانوني(با ديگ ر ملاحظ ات سياس تي) در مواجه ه ب ا ش رايط رآ ود و ي ا ت ورمي
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 134 اهمي ت دارد ت ا نق ش نظ ام ب انكي در جه تده ي من ابع س رمايهگ ذاريه ا روش نتر و مح دوديتهاي (آنترلهاي) مالي ناشي از اجراي سياستهاي بانك مرآزي در توسعه بخش مالي آاهش يابد.
135 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي سال ششم شماره چهارم زمستان ١٣٨۶ فهرست منابع باصري بيژن( ١٣٨٢ ) بررسي تا ثير متغير نرخ سود سپردهها بر متغيره اي آ لان اقت صادي ف صلنامه پژوهشها و سياستهاي اقتصادي سال يازدهم شماره ٢٧. بانك مرآزي ج.ا.ا گزارش اقتصادي و ترازنامه بانك مرآزي ج.ا.ا سنوات مختلف. بي دا باد بي ژن( ١٣٨٣ ) اث ر آ اهش ن رخ به ره ت سهيلات ب انكي ب ر اقت صاد اي ران(ش بيهس ازي الگ وي اقتصادسنجي آلان ايران) پژوهشكده پولي و بانكي بانك مرآزي ج.ا.ايران. خ اوري محمدرض ا و همك اران( ١٣٨٣ ) ا زادس ازي ن رخ به ره و ت ا ثير ا ن ب ر متغيره اي آ لان اقت صاد ايران مجموعه مق الات چه اردهمين آنف رانس س الانه سياس تهاي پ ولي و ارزي پژوه شكده پ ولي و بانكي بانك مرآزي جمهوري اسلامي ايران چاپ اول ارديبهشت. ختايي محمود و رويا سيفيپ ور( ١٣٧٩ ) نق ش من ابع م الي بلندم دت ب ر رش د اقت صادي اي ران ف صلنامه پژوهشهاي اقتصادی ايران شماره ٤ و ٥. ختايي محمود( ١٣٧٨ ) گسترش بازارهاي مالي و رشد اقتصادي مو س سه تحقيق ات پ ولي و ب انكي بان ك مرآزي ج.ا.ايران. ص مدي عل يح سين( ١٣٧٨ ) س رآوب م الي و رش د اقت صادي در اي ران: ارزي ابي عملك رد الگ وي مكآينون- شاو مجله علمي و ترويجي برنامه و بودجه شماره ٤٣ و ٤٤ ا ذر. فرهنگ منوچهر( ١٣٧١ ) فرهنگ بزرگ علوم اقتصادي(انگليسي به فارسي) نشر البرز چاپ اول. آميجاني اآبر و رويا س يفيپ ور( ١٣٨٥ ) بررس ي اث رات س رآوب م الي و سل سله مرات ب ت ا ثير ا نه ا ب ر اقتصاد فصلنامه پژوهشهاي اقتصادی ايران شماره ٢٢. مجته د احم د( ١٣٨٣ ) مجموع ه مق الات چه اردهمين آنف رانس سياس تهاي پ ولي و ارزي: چ الشه ا و الزامات فراروي بازارهاي پول و س رمايه در اقت صاد اي ران پژوه شكده پ ولي و ب انكي چ اپ اول پاييز. Arestis, P., Demetriades, P., Fattouh, B. & Mouratidis, k. (2002) The Impact of Financial Liberalization Policies on Financial Development; International Journal of Finance Economic, 121. Aron, J. and J. Mullbauer (2001) Interests Rates Effects on Output; Annual Research Conference, IMF. Claossen, E. M. (1996) Global Monetary Economics; Oxford: University Press. Dourbusch, R. and Reynoso(1989) Financial Factors in Economic Development; American Economic Review, Vol. 79, No. 1-3. Edisson, H. (1993) A Re-Assessment of the Relationship Between Real Exchange Rates and Real Interest Rates; Journal of Monetary Economics, Vol. 31. Espinosa, M. and Yip, C.K. (1996) An Endogenous Growth Model of Money, Banking and Financial Repression; Federal Reserve Banks of Atlanta, Working Paper, No. 96-40. Evans, M. and K.Lewis (1995) Do Expect Shifts in Inflation Affect Estimates of the Long Run Fisher Relation; The Journal of Finance, Vol. 1, No.1.
ارزيابی اثرات سياستهای ا زادسازی مالی و تغييرات.../ علاءالدين ازوجی و عليرضا فرهادیکيا 136 Fink, G.P. and Uglyesfic, M. M. (2005) Serbia Reform of the Banking Sector: Implications for Economic Growth and Financial Development: IPSI Conference Belgrade, 2-5 June. Fisher, I. (1974) The Theory of Interest, Augustus M. Kelley Publisher, Clifton. Fry, M.J. (1978) Money and Capital or Financial Deepening in Economic Development?, Journal of Money, Credit, and Banking. Vol.10, No. 4, PP. 464-475. Fry, M.J. (1982) Models of Financially Repressed Developing Economies, World Development, 10(9): 731-750. Galindo, A. F. Schaiantarelli, A. Weiss (2002) Does Financial Liberalization Improve the Allocation of Investment; World Bank, NBER. Giovannini, Albert (1985) Saving and Real Interest Rate in LDC s ; Journal of Development Economics, Vol. 18. Gomes, Villa (1994) Aggregate Consumption, Interest Rates and Inflation; in LCD s, the Journal of Development Studies, Vol.31, No.1. Haslag, J. H. and Koo, J. (1998) Financial Repression, Financial Development and Economic Growth; Research Development, Working Paper, No. 9902. Honson, J. and Demelo, J. (1985) External Shocks, Financial Reforms, and Stabilization Attempts in Uruguay During 1974-1983; World Development, Vol. 3, No 8. King, R. and Levine, R. (1993) Finance and Growth: Shumpeter Might be Right; Quarterly Journal of Economics, vol.108, pp.717-736. Leiderman Leonardo & M. Blejer (1987) The Term Structure of Interest Rates During a Financial Reform, Journal of Development Economics, Vol. 25. Mckinnon, R.I (1973) Money and Capitalin Economic Development; Brookings Institution, Washington, DC. Molho L.E. (1986) Interest Rates, Savings, and Investment in Developing Countries: A Re-examination of the Mckinnon-Shaw Hypotheses, IMF Staff Papers, Vol. 33, No.1, PP. 90-116. Shaw, R. (1973) Financial Deepening in Economic Development; Oxford University Press: New York. Van Wijnbergen. Sweder (1983) Credit Policy, Inflation and Growth in a Financial Repressed Economy; Journal of Development Economics, Vol. 13, No. 4. Yusuf, S. and Peter, R.K. (1984) Saving Behavior and its Implications for Domestic Resource Mobilization: the Case of the Republic of Korea; World Bank Staff Working Paper, No. 628.