بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بر متغیرهای کالن اقتصاد ایران

فصلنامه علمي- پژوهشي مطالعات اقتصادي كاربردي ايران سال پنجم شمارهي 18 تابستان 1315 صفحات: -901 931 بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بر متغیرهای کالن اقتصاد ایران 9 هادی غفاری *1 مسعود سعادتمهر 3 علی سوری 4 محمدرضا رنجبرفالح چکیده تاریخ دریافت: 0931/20/02 تاریخ پذیرش: 0931/29/01 مداخله دولت در بازارهای مالی از طریق تعیین سقف نرخ سود سپردههای بانکی نرخه یا باالی ذخایر قانونی دخالت در نحوه توزیع اعتبارات بانکی و وضع قوانین و مقررات محدودکننده سرمایه باعث پایین آمدن نرخ سود بانکی به سطحی کمتر از نرخ تورم و در نتیجه منفی شدن نرخ بهره حقیقی میشود. این شرایط در متون اقتصادی به سرکوب مالی موسوم است. در اقتصاد ایران در طول چند دهه گذشته سیستم مالی دچار محدودیتهای زیادی بوده است که مهمترین آنها تعیین نرخ سود بهصورت دستوری هم برای سپردهها و هم برای تسهیالت بانکی میباشد اما آیا افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بر اساس نظریه مکینون و شاو میتواند باعث افزایش رشد اقتصادی در ایران شود ازاینرو در تحقیق حاضر تأثیر افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بر اقتصاد ایران بررسیشده است. برای این کار از الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی کینزی جدید استفاده شد. در این الگو افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بهعنوان یک شوک به مدل وارد گردید. نتایج نشان داد افزایش نرخ سود سپردههای بانکی باعث کاهش تسهیالت بانکی سرمایهگذاری و تولید ناخالص داخلی بدون نفت شده در نتیجه رشد اقتصادی را کاهش میدهد. کلیدواژهها: نرخ سود بانکی رشد اقتصادی تعادل عمومی پویای تصادفی سپردهه یا بانکی طبقهبندی D50,E47,G21 :JEL Email: ghafari@pnu.ac.ir Email: masd1352@yahoo.com Email: ali_souri@yahoo.com Email: rfallah@pnu.ac.ir 9. دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه پیام نور 1. استادیار گروه اقتصاد دانشگاه پیام نور ( * نویسنده مسئول( 3. دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه علوم اقتصادی تهران 4. استادیار گروه اقتصاد دانشگاه پیام نور

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 110 1. مقدمه اقتصاد اغلب کشورهای جهان در دهه 00 و 00 تحت تأثیر نظریات اقتصاددانان طرفدار سرکوب مالی بود. مشخصه سرکوب مالی مقرراتی میباشد که سبب انحراف قیمت در بازارهای مالی میشود. این مقررات شامل تعیین سقف نرخ بهره اسمی سپردهها سقف نرخ بهره وامها ذخایر قانونی باال برای بانکهای تجاری و تخصیص دستوری اعتبارات میباشد. از دیدگاه اقتصاددانان طرفدار آزادسازی مالی سرکوب مالی منجر به کوچک شدن بخش مالی نسبت به بخش واقعی اقتصاد و کاهش رشد اقتصادی 9 اولین اقتصاددانانی بودند که با نظریات میشود )کمیجانی و سیفی پور 93(. 9330: مکینون و شاو موجود در خصوص رابطه معکوس بین نرخ بهره و سرمایهگذاری مخالفت نمودند آنها اعتقاد داشتند افزایش نرخ بهره منجر به افزایش پسانداز و افزایش منابع مالی بانکی شده و در نهایت سرمایهگذاری را افزایش میدهد. توصیه الگوهای مالی مکینون و شاو )9193( برای خروج از وضعیت سرکوب مالی در کشورهای درحالتوسعه افزایش نرخ بهره به سمت نرخه یا واقعی تعادلی و کاهش تورم میباشد که سبب افزایش پسانداز و سرمایهگذاری و در نهایت رشد اقتصادی میگردد. در اقتصاد ایران نیز در طول چند دهه گذشته سیستم مالی دچار محدودیتهای زیادی بوده است که مهمترین آنها تعیین نرخ سود بهصورت دستوری هم برای سپردهها و هم برای تسهیالت بانکی میباشد. مطالعه تاریخ بانکداری ایران نشان میدهد که نرخهای سود بانکی چه پیش از انقالب و چه پس از آن بهوسیله بانک مرکزی و بهصورت دستوری تعیین و این باعث شده است در هیچ زمانی نرخهای بانکی ایران نرخهای تعادلی بازار نباشد و همیشه بر اساس مصالح مقطعی تصمیمگیری شوند. اینکه آیا بر اساس الگوی مکینون و شاو افزایش نرخ سود بانکی میتواند باعث افزایش رشد اقتصادی شود سؤالی محوری است که این تحقیق جهت پاسخ به آن انجام میگیرد بنابراین تحقیق حاضر تأثیر افزایش نرخ سود سپردههای بانکی را بر متغیرهای کالن اقتصاد ایران بررسی مینماید. برای انجام این تحقیق از الگوی تعادل 1 استفاده میشود. در این الگو ابتدا اقتصاد ایران مدلسازی میشود این مدل عمومی پویای تصادفی رفتار خانوارها بانکها بنگاهها دولت و بانک مرکزی را در برمیگیرد. پس از آن افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بهعنوان شوک وارده به مدل بررسی میشود. دادههای مورد استفاده در این تحقیق مربوط به دوره زمانی 9309-10 میباشند که از پایگاه دادههای سریهای زمانی بانک مرکزی جمعآوری میشوند. این تحقیق در 0 بخش تدوینشده است. پس از مقدمه در بخش دوم مبانی نظری تحقیق بیان میگردد. در بخش سوم پیشینه تحقیق خواهد آمد. در بخش چهارم مدل DSGE برای اقتصاد ایران طراحی میگردد. تجزیه تحلیلها موضوع بخش پنجم بوده و بخش ششم به خالصه و نتیجهگیری اختصاص. 1. Mackinnon and Shaw 2. Dynamic Stochastic General Equilibrium Model

111 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 2. مبانی نظری با توجه به تحوالت بازارهای مالی مفهوم توسعه مالی پس از دهه هفتاد مورد توجه اقتصاددانان قرار گرفت. بهطورکلی دو نظریه در زمینه نقش توسعه مالی در رشد اقتصادی قابل تعریف است. نظریه اول مخالف اهمیت بخش مالی در رشد اقتصادی است از جمله اقتصاددانان طرفدار این نظریه میتوان به 3 اشاره کرد. نظریه دوم به تأثیر بازارهای مالی بر رشد اقتصادی تأکید 1 و لوکاس مادیگلیانی 9 میلر میکند. اقتصاددانان طرفدار این نظریه به دو دسته تقسیم میشوند. دسته اول اقتصاددانان طرفدار مکتب کینزی هستند که معتقد به دخالت دولت در بازارهای مالی و تعیین سقفهای نرخ بهره میباشند. آنها چون سرمایهگذاری را تابعی معکوس از نرخ بهره و پسانداز را تابعی مستقیم از درآمد ملی میدانند و طبق نظر کینز به وجود رجحان نقدینگی باال معتقد هستند سیاست سرکوب مالی و تعیین سقف نرخ بهره توسط دولت را برای افزایش رشد اقتصادی تجویز میکنند. به دنبال مکتب کینزی نئوساختارگرایان به وجود آمدند که به دفاع از نظریات کینز در خصوص کنترل نرخ بهره توسط دولت در مقابل انتقادات نئوکالسیکها پرداختند. دسته دوم اقتصاددانان کالسیک و نئوکالسیک میباشند که بر سیاستهای آزادسازی و در بازارهای مالی بر آزادسازی نرخ بهره تأکید دارند. در زیرمجموعه نئوکالسیکها دیدگاه مکینون شاو که بر آزادسازی نرخ بهره تأکید میکند. مکینون و شاو عقیده دارند که پایین بودن و منفی بودن نرخ بهره واقعی که به خاطر پایین آوردن نرخ بهره اسمی یا باال رفتن تورم رخ میدهد مانع تشکیل پسانداز میشود و آثار منفی بر انباشت سرمایه و درآمد میگذارد بنابراین آزادسازی مالی در کشورهای درحالتوسعه باعث افزایش پسانداز شده نرخ رشد را افزایش و وابستگی به سرمایهگذاری خارجی را کاهش میدهد )مکینون 49-3(. 9193: )9133( 0 و ویجن )9134( 0 لنس تیلور )9134( 4 آگیرا کوهساکا نئوساختارگرایان که ادوارد بافی )9133( 9 معروفترین آنها میباشند در اوایل دهه 9130 مکتب مکینون شاو را مورد حمله قرار برگن دادند. مشخصه مهم مدلهای نئوساختارگرایان در تحلیل اقتصادهای درحالتوسعه بازارهای غیرمتشکل است. از آنجا که ذخیره قانونی بهعنوان نشت در فرآیند واسطهگری مالی بانکهای تجاری در نظر گرفته میشود و بازارهای غیرمتشکل از پرداخت ذخیره قانونی مستثنی هستند بنابراین نئوساختارگراها ادعا دارند که بانکها نمیتوانند به کارآمدی بازارهای غیررسمی عمل کنند. آنها فرض میکنند که منابع مالی بهطور آزاد بین سیستم بانکی و بازارهای غیرمتشکل در جریان است و در مدلهایشان 1. Modigliani 2. Miller 3. Lucas 4. Buffie Edward 5. Kohsaka Akira 6. Taylor Lance 7. Wijnbergen

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 112 پسانداز کنندگان و سرمایهگذاران تا حدودی میتوانند از منابع مالی موجود در هر دو بازار استفاده کنند. از این جهت نرخ بهره مؤثر در تصمیمگیری برای نگهداری پول نقد پسانداز و سرمایهگذاری نرخ بهره بازار غیر متشکل است. افزایش نرخ بهره بازار غیر متشکل باعث افزایش هزینه سرمایه در گردش میشود و از این طریق سطح قیمتها را افزایش میدهد. عالوه بر این افزایش نرخ بهره بازار غیر متشکل از طریق کاهش سرمایهگذاری موجب کاهش تولید میشود. به این ترتیب اگر افزایش نرخ بهره سپرده در بازار رسمی موجب افزایش نرخ بهره در بازار غیرمتشکل شود اقتصاد همزمان دچار افزایش سطح قیمتها و کاهش رشد اقتصادی همراه خواهد بود )کمیجانی و همکاران 90(. 9333: 3. پیشینه تحقیق تحقیقات تجربی زیادی در کشورهای مختلف در ارتباط با سرکوب مالی آزادسازی مالی و افزایش نرخ 1 9 و همکاران )1000( آریستیس بهره انجامشده است. از جمله مطالعات خارجی میتوان به دی گریگوریو 0 و همکاران )1091( آندرایس و )1001( 4 آنوومر )1003( 3 اودهیامبو و همکاران )1001( باتیلوسی )1094( 9 اشاره نمود. بهجز تحقیق لو )1094( که به روش DSGE انجامشده )1091( 0 و لو کاپرارو است در سایر تحقیقات از روشه یا اقتصادسنجی کالسیک استفادهشده است. خالصهای از این تحقیقات در جدول 9 آمده است. 1. DE Gregorio 2. Arestis 3. Battilossi 4. Odhiambo 5. Onwumere 6. Andrieș 7. Luo

113 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 جدول 1: خالصه مطالعات خارجی انجامشده در خصوص موضوع تحقیق نویسندگان کشور / کشورها دوره زمانی روش نتایج VAR تصحیح خطا OLS علیت گرنجری OLS پانل دیتا DSGE 9119-9113 9100-9119 9100-9110 9130-1000 9190-9111 1004-1003 1001-1090 دیگریگوریو و همکاران )1000( آریستیس و همکاران )1001( شیلی یونان هند تایلند فیلیپین کرهجنوبی ایتالیا زامبیا نیجریه رابطه مثبت بین سرکوب مالی و تورم وجود رابطه مثبت بین نرخ بهره و توسعه مالی سرکوب مالی باعث تشدید تورم میشود رابطه مثبت بین آزادسازی نرخ بهره و رشد اقتصادی آزادسازی نرخ بهره سرمایهگذاری را کاهش میدهد آزادسازی مالی کارایی سیستم بانکی را افزایش میدهد آزادسازی نرخ بهره باعث میشود بازار اعتبارات بانکی از ثبات بیشتری برخوردار باشد باتیلوسی )1003( اودهیامبو )1001( آنومر )1091( آندرایس و کاپرارو )1091( 99 کشور اروپایی چین لو )1094( در ایران نیز مطالعات زیادی در خصوص تأثیر بخش مالی بر متغیرهای کالن اقتصادی انجامشده است که خالصهای از این مطالعات در جدول 1 بیانشده است. جدول 2: خالصه مطالعات داخلی انجامشده در خصوص موضوع تحقیق نویسندگان دوره زمانی روش نتایج پژویان و دوانی) 9333 ( 9340-91 معادالت همزمان رابطه مثبت بین نرخ بهره و سرمایهگذاری کمیجانی و سیفی پور) 9330 ( 9303-33 هم جمعی افزایش نرخ سود سپردهها باعث رشد اقتصادی میشود. مراسلی و درویشی) 9339 ( 9349-9330 انگل گرنجر سرکوب مالی تأثیر معنیداری بر رشد اقتصادی ن. 9130-1000 9301-9330 9391-39 کمیجانی و پور رستمی) 9339 ( صمصامی و خادم غوثی) 9331 ( حسنزاده و اکبری) 9310 ( پانل دیتا ARDL مدل سیستمی سرکوب مالی اثر منفی بر رشد اقتصادی. افزایش نرخ سود تسهیالت بانکی اثر منفی بر سرمایهگذاری. افزایش سود بانکی باعث افزایش سرمایهگذاری و رشد اقتصادی میشود. ابونوری و همکاران) 9311 ( 9303-33 همانباشتگی رابطه مثبت بین نرخ سود سپردهها و نرخ تورم وجود. جالیی و همکاران) 9313 ( 9100-1009 مدل سیستمی توسعه مالی از طریق افزایش اعتبارات بانکی باعث رشد اقتصادی میشود سوابق مطالعات انجامشده در ایران با استفاده از روش DSGE نیز بهطور خالصه در جدول زیر آمده است:

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 114 جدول 3: خالصهای از چارچوب مدل DSGE در تحقیقات اقتصاد ایران تحقیق ابراهیمی و شاهمرادی )9331( متوسلی و همکاران )9331( تقوی و صفرزاده )9331( مشیری و همکاران )9310( فخرحسینی و همکاران )9319( توکلیان و کمیجانی )9319( مهرگان و دلیری )9311( پروین و همکاران) 9313 ( جعفری صمیمی و همکاران) 9313 ( بخشه یا خانوار بنگاه ن ن اقتصادی موجود در مدل بخش بخش بانکی خارجی دولت ن ن ن ن ن ن ن ن ن ن ن ن ن ن ن تکنولوژی ن ن ن شوکه یا نفتی ن موجود در مدل پولی مخارج دولت ن ن نرخ بهره ن ن ن ن ن ن ن ن ن 4. الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی کینزی جدید در اقتصاد ایران جهت مدلسازی اقتصاد ایران چهار بخش خانوارها بانکها بنگاههای اقتصادی دولت و بانک مرکزی در نظر گرفته میشوند. خانوارها پساندازهای خود را بهصورت سپرده به بانکها داده و بانکها این منابع را بهصورت تسهیالت بانکی در اختیار بنگاهها قرار میدهند. در این میان دولت و بانک مرکزی قواعد سیاستگذاری را جهت رشد اقتصادی و کنترل تورم اعمال مینمایند. در ادامه نحوه عملکرد هر کدام از این بخشها بررسی و معادالت الزم استخراج میشود. 4-1. خانوار فرض بر این است که اقتصاد از خانوارهای مشابهی تشکیلشده است که عمر نامحدود دارند. یک خانوار نمونه را در نظر میگیریم که از مصرف کاالها اوقات فراغت و نگهداری پول مطلوبیت کسب میکند. تابع مطلوبیت خانوار بهصورت زیر است: U t = E t β i i=0 [ C 1 σ t+i 1 σ + γ 1 b M t+i 1 b P t χ N 1+η t+i 1 + η ] M ) 9( در این رابطه C مصرف خانوار تقاضای حقیقی پول و N عرضه نیروی کار میباشند. عرضه P نیروی کار بهصورت بخشی از کل زمان در دسترس میباشد. پارامترهای η b و σ در تابع مطلوبیت مثبت میباشند که به ترتیب عکس کشش تقاضای حقیقی پول عکس کشش عرضه نیروی کار و عکس کشش جانشینی بین دورهای مصرف هستند. β نیز عامل تنزیل بین دورهای میباشد که بین صفر و یک است. همچنین در این رابطه E عملگر انتظارات است.

115 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 در سبد دارایی خانوارها سپرده بانکی اوراق مشارکت )D( اوراق سهام بنگاهها و بانکها )F( و پول )M( وجود. خانوارها از محل این سبد دارایی نیز کسب درآمد میکنند. فرض میشود خانوارها n n که برابر مجموع سود ) F f = j=1 مالک سهام بنگاهها و بانکها میباشند. لذا سود بنگاهها ( fj F n 1=j ) F b = که برابر مجموع سود n بانک j در هر دوره بنگاه j در هر دوره و سود بانکها ( bj F میباشد به خانوارها میرسد. بنابراین سود سهام بنگاهها و بانکها سود سپردههای بانکی و سود اوراق مشارکت به درآمد خانوار اضافه میگردد. از آنجا که اوراق مشارکت سهم کمتری در سبد دارایی خانوارها دارند و همچنین نرخ سود این اوراق تقریبا با نرخ سود سپردهها برابر است لذا اوراق مشارکت و سپرده بانکی در قالب یک متغیر وارد مدل میشوند. به این ترتیب خانوارها در هر دوره زمانی t با قید بودجه زیر مواجه خواهند بود. ) 1( C t + M t + D t + Ta P t P t = W t N t P t + (1 + r d t 1 ) D t 1 + M t 1 + F ft + F bt t P t P t P t P t نرخ سود سپردههای بانکی و Ta t مالیات پرداختی خانوارها به دولت میباشند. نرخ تورم در ادبیات π t = P t P t 1 P t 1 = P t P t 1 1 r d اقتصادی بهصورت زیر تعریف میشود: در مدلهای DSGE جهت سادگی از نرخ تورم کینزی یا نرخ تورم ناخالص بجای رابطه باال استفاده ) 3( میشود: π t = P t P t 1 ) 4( با توجه به توضیح فوق میتوان تغییر متغیرهای زیر را نوشت: m t = M t P t, M t 1 P t = M t 1 P t 1. P t 1 P t = m t 1 π t از جایگزین کردن تغییر متغیر فوق در روابط 9 و 1 تابع مطلوبیت و قید بودجه خانوار بهصورت زیر به دست میآیند: U t = E t β i i=0 [ C 1 σ t+i 1 σ + γ 1 b m t+i 1 b χ N 1+η t+i 1 + η ] C t + m t + d t + Ta t = w t N t + (1 + r d t 1 ) d t 1 + m t 1 π t π t + f ft + f bt ) 0( ) 0(

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 116 هدف خانوار حداکثر کردن مطلوبیت یعنی رابطه 0 ازاینرو تابع الگرانژ بهصورت زیر نوشته میشود: با توجه به قید بودجه یعنی رابطه 0 میباشد L = E t β i {[ C 1 σ t+i 1 σ + γ 1 b m t+i 1 b χ N 1+η t+i 1 + η + ] i=0 d + λ t+i [w t+i N t+i + (1 + r t+i 1 ) d t+i 1 + m t+i 1 π t+i π t+i C t+i m t+i d t+i Ta t+i f ft f bt )] } ) 9( شرایط مرتبه اول از حداکثر سازی مطلوبیت خانوار بهصورت زیر به دست میآیند: = C σ C t λ t = 0 t = χn η N t + λ t w t = 0 t = γm b λ t+1 m t λ t + βe t = 0 t π t+1 = λ d t + β(1 + r d λ t+1 t ) E t = 0 t π t+1 = w λ t N t + (1 + r d t ) d t 1 + m t 1 C t π t π t m t d t Ta t = 0 t رابطه 3 ارتباط مطلوبیت نهایی درآمد )λ ) را با مصرف نشان میدهد. معادله 1 عرضه نیروی کار معادله 90 معادله اویلر یا معادله تقاضای حقیقی پول معادله 99 عرضه سپردههای بانکی از طرف خانوارها و معادله 91 قید بودجه خانوار را نشان میدهند. 4-2. بنگاه در مدلهای تعادل عمومی کینزی جدید فرض بر وجود رقابت انحصاری است. ازاینرو جهت لحاظ نمودن رقابت انحصاری در مدل دو نوع بنگاه در نظر گرفته میشود. یک دسته از بنگاهها بنگاهه یا تولیدکننده کاالی واسطه هستند که در بازار رقابت انحصاری اقدام به تولید میکنند. دسته دوم بنگاهه یا تولیدکننده کاالی نهایی میباشند. این بنگاهها همانند یک جمعگر عمل نموده و تولیدات بنگاههای نوع اول را خریداری نموده و بهصورت کاالی نهایی به مصرفکننده میفروشند. این بنگاهها بهصورت رقابت کامل عمل میکنند. بنابراین در بحث بنگاه بایستی فرآیند حداکثرسازی هر دو نوع بنگاه مدنظر قرار بگیرد. ) 3( ) 1( ) 90( ) 99( ) 91(

117 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 بنگاه تولیدکننده کاالی نهایی جهت لحاظ نمودن فرض رقابت انحصاری در مدل دو نوع بنگاه در نظر گرفته میشود. یک دسته از بنگاهها بنگاههای تولیدکننده کاالی واسطه هستند که در بازار رقابت انحصاری اقدام به تولید میکنند. دسته دوم بنگاههای تولیدکننده کاالی نهایی میباشند. این بنگاهها همانند یک جمعگر عمل نموده و تولیدات بنگاههای نوع اول را خریداری نموده و بهصورت کاالی نهایی به مصرفکننده میفروشند. این بنگاهها بهصورت رقابت کامل عمل میکنند. 1 y t = [ y jt 0 (θ 1) θ d j ] θ θ 1, θ > 1 ) 93( بنابراین تابع سود بنگاه تولیدکننده کاالی نهایی بهصورت زیر تعریف میشود: MAX MAX ππ t t = PP tt yy tt PP jt jt yy jt jt dd jj 0 ) 94( بنگاه سود خود را با توجه به قید )93( حداکثر میکند بنابراین میتوان نوشت: 1 π t = P t [ y jt 0 (θ 1) θ d j ] 1 θ θ 1 1 P jt y jt d j 0 ) 90( مشتق تابع فوق نسبت به yj تابع تقاضای جمعگر برای کاالی تولیدشده توسط بنگاه j را به دست میدهد. این تابع بهصورت زیر است )فخر حسینی و همکاران 0-9(: 9319: y jt = [ P θ jt ] y P t t ) 90( شرط سود صفر در بازار رقابت کامل همکاران )0-9 :9319 : قیمت کاال را بهصورت زیر به دست میدهد) فخر حسینی و 1 P t = [ P 1 θ jt d j ] 0 1 1 θ ) 99(

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 118 بنگاه تولیدکننده کاالی واسطه بنگاههای تولیدکننده کاالی واسطه در یک بازار رقابت انحصاری فعالیت میکنند. فرض میشود بنگاه نمونه j سرمایه مورد نیاز خود را در بازار رقابت کامل از طریق استفاده از تسهیالت بانکی )j I( تأمین میکند. همچنین فرض میشود بنگاه N j واحد نیروی کار خود را در بازار رقابت کامل با دستمزد W از خانوارها تأمین میکند. همچنین فرض میشود تابع تولید از نوع کاب داگالس با بازدهی ثابت به مقیاس است: α y jt = Z t K jt 1 N jt 1 α, 0 < α < 1 ) 93( Z t شوک تکنولوژی است. فرض میشود شوک تکنولوژی از یک فرآیند خودرگرسیونی مرتبه اول بهصورت زیر تبعیت میکند: LnZ t = ρ z Ln(Z t 1 ) + (1 ρ Z )Ln(Z ) + ε zt ) 91( ρ z بین صفر و یک بوده و میزان ماندگاری شوک در طول زمان را نشان میدهد Z مقدار وضعیت پایدار بهرهو یر و ε zt نوفه سفید میباشند. معادله حرکت سرمایه برای بنگاه j را میتوان بهصورت زیر نوشت: I jt = K jt (1 δ)k jt 1 ) 10( در این رابطه I jt تقاضای سرمایهگذاری بنگاه j در دوره زمانی t است که از محل تسهیالت بانکی تأمین مالی میگردد. برای ورود چسبندگی قیمتها از روش هزینه منو استفاده میشود. در این روش هر بنگاه هنگام تعدیل قیمت کاالی خود با یک هزینه منو بهصورت زیر مواجه است: AC jt = φ 2 P 2 [ P jt 1] π P jt 1 y t ) 19( AC jt هزینه تعدیل قیمت π نرخ تورم در وضعیت پایدار و پارامتر هزینه تعدیل قیمت است )آیرلند 1(. 1009: تابع سود اسمی بنگاه j در دوره t عبارت است از: P jt قیمت کاالی واسطه j میباشند. φ P F jt = P jt y jt P t w t N jt r t 1 P t K jt 1 P t AC jt δp t K jt 1 P t Tb t ) 11(

119 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 δ نرخ استهالک سرمایه r نرخ سود )بهره( تسهیالت بانکی و Tb مالیات پرداختی بنگاه به دولت میباشند. هدف بنگاه حداکثر نمودن ارزش حال مجموع سودهای انتظاری حقیقی است یعنی: max F j = E t β t λ t t=0 F jt P t ) 13( β t λ t ارزش مطلوبیت نهایی یک واحد سود اضافی توسط خانوار است. فرض شده که صاحبان بنگاهها همانند خانوارها دنبال کسب حداکثر مطلوبیت میباشند. رابطه 1 را در رابطه 13 جایگذاری میکنیم و بهج یا A C jt مقدار آن را از رابطه 19 قرار میدهیم: max F j = E t β t λ t [ P jt y P jt w t N jt (r t 1 + δ)k jt 1 Tb jt t t=0 φ P 2 [ P jt π P jt 1 1] 2 y t ] ) 14( بنگاه رابطه 14 را با توجه به قید 93 حداکثر میکند: L = E t β i λ t+i i=0 {[( P 1 θ j,t+i ) y P t+i W t+i N j,t+i (r t 1 + δ)k j,t+i 1 t+i Tb jt+i φ P 2 ( P 2 j,t+i 1) y π P t+i ] j,t+i 1 α + μ t+i (Z t+i K j,t+i 1 N 1 α j,t+i ( P θ j,t+i ) y P t+i ) } t+i ) 10( شرایط مرتبه اول حداکثر سود بنگاه تولیدکننده کاالی واسطه عبارتاند از: P j,t = (1 θ) P jt φ P jt P P ( 1) t π P j,t 1 + βφ P E t λ t+1 λ t ( P j,t+1 π P jt P jt π P j,t 1 = w N t + μ t (1 α) y jt = 0 jt N jt = r K t 1 δ + α E jt K t μ t+1 y jt+1 = 0 jt α = Z μ t K jt 1 N 1 α jt y jt = 0 t y t y jt 1) ( P j,t+1 π P jt ) y t+1 y jt θμ t = 0 ) 10( ) 19( ) 13( ) 11(

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 120 4-3. بانکه یا تجاری بانک ازیکطرف سپردههای خانوارها را با نرخ بهره r d پذیرفته و از طرف دیگر با نرخ بهره باالتر r به بنگاهها وام میدهد و از این محل سود به دست میآورد. نرخ سود بانکی برای بانکها بهصورت برونزا بوده که توسط بانک مرکزی تعیین میشود. بهعبارتدیگر در اقتصاد ایران بانک مرکزی سقف نرخ سود بانکی را تعیین نموده و به بانکها ابالغ میکند. سپردههای خانوارها را میتوان به سپردههای جاری و قرضالحسنه که فاقد بهره بوده و سپردههای سرمایهگذاری )d( که دارای بهره میباشند تقسیم کرد. با توجه به هدف تحقیق و سادهسازی مدل تنها سپردههای سرمایهگذاری که دارای بهره هستند در مدل لحاظ میشوند. جهت سادهسازی سایر هزینهها و درآمدهای بانک در نظر گرفته نشده است. بنابراین تابع سود بانک j در دوره t عبارت است از: F jt = r t I jt r t d d jt ) 30( I jt وامهای پرداختی بانک j به بنگاهها میباشد. هدف بانک حداکثر کردن ارزش حال جریان سودهای انتظاری است. بنابراین میتوان نوشت: max F j = E t β t λ t t=0 F jt ) 39( تابع هدف بانک عبارت است از: max F j = E t β t λ t [r t I jt r d t d jt ] t=0 ) 31( هر بانک موظف است درصدی از سپردههای مردم را بهصورت ذخیره قانونی و اضافی) R ( نزد بانک مرکزی و نزد خود در صندوق بانک نگهداری کند. R jt = rr t d jt ) 33( در این رابطه rr نرخ ذخیره قانونی و اضافی است. در ترازنامه بانک j مجموع کل تسهیالت بانکی بهعالوه ذخایر قانونی و اضافی باید برابر مجموع کل سپردههای بانکی باشد. لذا هر بانک با قید زیر روبهرو است: I jt + rr t d jt = d jt ) 34( در اقتصاد ایران نرخ بهره توسط شورای پول و اعتبار زیر نظر بانک مرکزی تعی نی شده و بهصورت دستوری به بانکها ابالغ میگردد. فرض میشود تعیین نرخ سود بانکی با استفاده معادله زیر توسط

121 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 شورای پول و اعتبار تعیین میشود. البته این معادله بهگونهای برای اقتصاد ایران در نظر گرفته میشود که با واقعیتهای اقتصاد ایران سازگار باشد. برای این کار فرض میشود نرخ بهره بهگونهای رفتار میکند که با مقدار دوره قبل خود تفاوت چندانی نداشته باشد بنابراین امید ریاضی شرطی نرخ بهره در دوره t بسیار نزدیک به نرخ بهره در دوره گذشته خواهد بود. r d t = (r d t 1 ) ρ (π t 1 π ) ω(1 ρ) (y t 1 y ) Ψ(1 ρ) (ν dt ) ) 30( در این رابطه (π π) 1 t مقدار انحراف تورم از مقدار هدف آن و (y y) 1 t مقدار انحراف تولید از مقدار هدف آن هستند. ω و Ψ پارامترهایی است که بر اساس آنها بانک مرکزی به انحرافات تورم و تولید از مقدار هدف آنها واکنش نشان میدهد. ρ درصدی از نرخ سود بانکی که تابعی از دوره قبل است را نشان میدهد که بین صفر و یک است. مهرگان و دلیری )9311( همچنین پروین و همکاران )9313( از این رابطه برای تعیین نرخ سود بانکی توسط بانک مرکزی استفاده نمودهاند. جهت سازگاری این رابطه با اقتصاد ایران ضریب ω و Ψ تا حد امکان کوچک در نظر گرفته میشوند و با توجه به مقدار تخمین = 0.79 ρ در اقتصاد ایران وابستگی نرخ بهره به تورم و تولید در اقتصاد ایران تقریبا ناچیز بوده و نرخ بهره تا حد زیادی با دوره قبلی خود برابر میگردد. با توجه به دادههای اقتصاد ایران و ثابت بودن نرخ بهره برای دورههای زمانی متعدد شاید روند معرفیشده در معادله حاضر به بهترین نحو بتواند شرایط واقعی اقتصاد ایران را نمایش دهد. بنابراین تغییرات نرخ بهره تنها به شوکهای زودگذر بهره ( d ν( مرتبط میشود )مهرگان و دلیری 09(. 9311: بهاینترتیب با لحاظ کردن معادله 30 بهعنوان معادله تعیین سقف نرخ بهره برای بانکهای تجاری مدلسازی سیستم بانکی را بیشتر به اقتصاد ایران نزدیک میکند. این معادله بهعنوان یک قید در فرآیند حداکثر سازی سود بانکها حضور. بانک رابطه 31 را با توجه به قیود 34 و 30 حداکثر میکند. تابع الگرانژ بهصورت زیر نوشته میشود: L = E t β i λ t+i {[r t+i I jt+i r d t d jt ] + ξ t+i [ (1 rr t+i )d jt I jt+i ] i=0 d + γ t+i [r t+i d (r t+i 1 ) ρ (π t+i 1 π ) ω(1 ρ) (y t+i 1 y ) Ψ(1 ρ) (ν dt+i )]} مشتقات جزئی تابع الگرانژین شرایط مرتبه اول را بهصورت زیر به دست میدهد. I jt = r t ξ t = 0 ) 30(

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 122 = r d D t + ξ t (1 rr t ) = 0 jt = (1 rr ξ t )d jt I jt = 0 t = r d γ t (r d t 1 ) ρ (π t 1 π ) ω(1 ρ) (y t 1 y ) Ψ(1 ρ) (ν dt ) = 0 jt ) 39( ) 33( ) 31( رابطه 30 را در رابطه 39 جایگذاری میکنیم خواهیم داشت: r t d + r t (1 rr t ) = 0 ) 40( اگر رابطه 40 را در رابطه 33 جایگذاری کنیم خواهیم داشت: I jt = r t d r t d jt ) 49( روابط 31 و 49 روابط نهایی بهدستآمده از بهینهسازی رفتار بانکه یا تجاری هستند. در اقتصاد ایران نرخ بهره )سود( تسهیالت بانکی باید برابر با نرخ بهره )سود( سپرده به اضافه یک درصد سود مدیریت یک درصد ریسک و 1 درصد هزینه حقالوکاله باشد. بنابراین میتوان نوشت )بیدآباد :)43 :9334 r t = r t d + 0.04 + ν rt ) 41( 4-4. دولت و بانک مرکزی با توجه به درجه پایین بودن استقالل بانک مرکزی در ایران نمیتوان دولت و بانک مرکزی را بهصورت دو بخش مجزا مدلسازی نمود بلکه باید هر دوی این دو بخش را در یک چارچوب در نظر گرفت. فرض بر این است که هدف دولت متوازن نگهداشتن بودجه خود است و بانک مرکزی نیز به نحوی عمل مینماید که دولت به هدف اصلی خود دست یابد همچنین به دلیل اینکه هدف بانک مرکزی کنترل تورم و افزایش رشد اقتصادی است در کنار کمک به دولت در رسیدن به هدف خود بانک مرکزی سعی تا سیاستگذاری پولی در جهت رسیدن به این اهداف نیز باشد. فرض میشود مخارج دولت از طریق درآمدهای مالیاتی و درآمد حاصل از فروش نفت تأمین میگردد. در صورت توازن بودجه از طریق این دو منبع درآمد خلق پولی اتفاق نمیافتد و بانک مرکزی قادر به اعمال سیاست پولی بدون در نظر گرفتن محدودیت بودجه دولت خواهد بود. اما چنانچه با وجود این دو منبع درآمدی کسری بودجه اتفاق بیفتد دولت از طریق استقراض از بانک مرکزی که به معنی خلق پول است کسری بودجه خود را تأمین میکند. با این وجود نکته قابلتوجه این است که فروش ارز حاصل از درآمدهای نفتی به

123 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 دولت نیز خود در پایه پولی منعکس میشود از اینرو آنچه در قید بودجه دولت بهصورت تغییرات پایه پولی منعکس میشود ترکیب درآمدهای نفتی و استقراض از بانک مرکزی است )توکلیان و کمیجانی 901(. : 9319 بهاینترتیب بیان ریاضی قید بودجه دولت عبارت است از: G t = Tb t + Ta t + τor t + (M t M t 1 ) P t ) 43( در این رابطه M حجم پول OR درآمد دولت حاصل از فروش نفت τ بخشی از درآمدهای نفتی است که توسط دولت به بانک مرکزی فروختهشده و در بودجه دولت لحاظ میگردد. Ta مالیات پرداختی خانوارها و Tb مالیات پرداختی بنگاهها میباشند. جهت سادگی این دو نوع مالیات با هم جمع شده و بهصورت T در رابطه بعدی ظاهر میشوند. همانند قبل میتوان رابطه فوق را بر حسب متغیرهای حقیقی بهصورت زیر نوشت: G t = T t + τor t + m t + m t 1 π t ) 44( فرض میکنیم مخارج دولت از یک فرآیند اتورگرسیو مرتبه اول پیروی میکند: LnG t = ρ G Ln(G t 1 ) + (1 ρ G )Ln(G ) + ε Gt ) 40( ρ G میزان ماندگاری شوک در طول زمان است و G مقدار با ثبات مخارج دولت و ε Gt نوفه سفید میباشد. همچنین فرض میشود درآمدهای نفتی )OR( از یک فرآیند اتورگرسیو مرتبه اول پیروی میکنند )متوسلی و همکاران 11-900(: 9331: LnOR t = ρ o Ln(OR t 1 ) + (1 ρ O )Ln(OR ) + ε Ot ) 40( بهمنظور بررسی سیاست پولی بانک مرکزی از قاعده تیلور تعدیلشده که بر حسب نرخ رشد حجم پول تعدیلشده است استفاده میشود. فرض میشود ابزار سیاستگذاری پولی در اختیار بانک مرکزی نرخ رشد حجم پول باشد. همچنین فرض میشود تابع عکسالعمل سیاستگذاری پولی به نحوی است که بر اساس آن سیاستگذار نرخ رشد حجم پول را به نحوی تعیین میکند که به دو هدف خود یعنی کاهش انحراف تولید از تولید بالقوه و انحراف تورم از تورم هدف را حداقل نماید. بنابراین تابع عکسالعمل سیاستگذاری پولی بهصورت لگاریتم خطی به شکل زیر تعریف میشود )توکلیان و کمیجانی 9319:.)991-993

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 124 m t = ρ m m t 1 + β π (π t π t ) + β y y t ) 49( در این رابطه m t درصد انحراف رشد پایه پولی و π t درصد انحراف نرخ تورم از مقدار وضعیت پایدارها میباشند. همچنین π t درصد انحراف تورم هدف از مقدار هدف آن و y t درصد انحراف رشد تولید از مقدار هدف آن هستند. پارامتر β π نشانگر واکنش متغیر سیاستی نرخ رشد پایه پولی در پاسخ به انحراف نرخ تورم از مقدار هدف بوده و همچنین β y نشانگر واکنش نرخ رشد پایه پولی در پاسخ به انحراف تولید واقعی از سطح بالقوه هستند. بر اساس این قاعده هر دوی این پارامترها بایستی منفی باشند. اگر نرخ تورم از نرخ هدف فراتر باشد بانک مرکزی نرخ رشد پایه پولی را در پاسخ به این انحراف به سمت پایین تعدیل میکند و بالعکس. همچنین اگر تولید از سطح بالقوه پایینتر باشد یعنی اقتصاد در رکود باشد مقامات پولی میباید با سیاست پولی انبساطی و تحریک تقاضای کل سطح تولید را افزایش دهند )تقی نژاد عمران و بهمن 90(. 9319: 4-5. تعادل عمومی در تعادل باید همه بازارها تسویه شوند. در بازار کار رابطه 1 عرضه نیروی کار و رابطه 19 تقاضای نیروی کار بوده که در تعادل از برابری این دو رابطه بازار کار تسویه میشود. در بازار سپردههای بانکی رابطه 99 عرضه سپردههای بانکی از طرف خانوارها و رابطه 49 تقاضای سپردههای بانکی از طرف بانکهای تجاری بوده که در تعادل از برابری آنها بازار سپردهها نیز تسویه میشود. در بازار تسهیالت بانکی رابطه 49 عرضه تسهیالت بانکی و رابطه 10 تقاضای تسهیالت بانکی میباشند که برابری این دو رابطه بازار تسهیالت بانکی را تسویه میکند. حجم پول بر اساس قاعده سیاست پولی بانک مرکزی یعنی رابطه 49 تعیین میگردد و از طرف دیگر رابطه 90 تقاضای پول میباشد. از برابری این دو رابطه بازار پول تسویه میشود. تنها بازار کاال باقی میماند که باید تسویه شود لذا شرط تسویه در بازار کاال باید به معادالت اضافه شود این شرط عبارت است از: y t + OR t = C t + G t + I t ) 43( شرط تسویه بازار کاال آن است که عرضه کل )کل تولید بعالوه درآمدهای حاصل از فروش نفت( با تقاضای کل )جمع مصرف سرمایهگذاری و مخارج دولتی( برابر باشد. 5. تجزیهوتحلیل 5-1. برآورد پارامترهای مدل و کالیبراسیون نرخ استهالک سرمایه یکی از این پارامترها است که مقدار آن نیاز به برآورد ن و بر اساس دادهه یا اقتصاد ایران بهصورت زیر محاسبه میشود.

125 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 این رابطه در وضعیت پایدار بهصورت زیر خواهد بود: در نتیجه خواهیم داشت: K t = (1 δ)k t 1 + I t K = (1 δ)k + I δ = I K با فرض اینکه میانگین سرمایهگذاری و حجم سرمایه بیانگر مقدار وضعیت پایدار این متغیرها باشند میتوان نرخ استهالک سرمایه خصوصی را به دست آورد. نسبتهای مورد نیاز برای کالیبراسیون الگو با استفاده از دادههای ساالنه مربوط به ساله یا 31-9309 منتشرشده از سوی بانک مرکزی جمهوری اسالمی ایران محاسبه شدهاند. بر این اساس پارامترها و نسبتهای باثبات با استفاده از دادههای اقتصاد ایران محاسبهشده و در جدول 4 آمدهاند. جدول 4: پارامترها و نسبتهای با ثبات کالیبره شده بر اساس دادههای اقتصاد ایران پارامتر شرح مقدار منبع 04041 04193 0449 0/19 04034 0411 04319 04191 نرخ استهالک سرمایه نسبت با ثبات درآمدهای مالیاتی دولت از به مخارج دولت نسبت با ثبات درآمدهای نفتی به مخارج دولت نسبت با ثبات حجم پول به مخارج دولت نسبت با ثبات مصرف خصوصی به تولید ناخالص داخلی بدون نفت نسبت با ثبات مخارج دولت به تولید ناخالص داخلی بدون نفت نسبت با ثبات سرمایهگذاری به تولید ناخالص داخلی بدون نفت نسبت با ثبات درآمدهای نفتی به تولید ناخالص داخلی بدون نفت ابراهیمی و همکاران )9331( محاسبات تحقیق متوسلی و همکاران )9331 ) متوسلی و همکاران )9331 ) محاسبات تحقیق محاسبات تحقیق محاسبات تحقیق محاسبات تحقیق δ T G OR G m G C y G y I y OR y 9 استفاده میشود. در روش بیزین انتخاب توزیع پیشین برای برآورد سایر پارامترها از روش بیزین برای هر پارامتر از اهمیت خاصی برخوردار است. در جدول 0 پارامترهایی که بایستی برآورد گردند به همراه توزیع پیشین آنها آمدهاند. 1. Bayesian

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 126 جدول 5: ویژگیهای توزیع پیشین پارامترهای قابل برآورد پارامتر توزیع پیشین مقدار پارامتر انحراف معیار منبع 94090 گاما گاما توکلیان و کمیجانی )9319( طائی) 9330 ( 1431 σ η 1431 گاما توکلیان و کمیجانی )9319( b 1 04100 بتا کاوند) 9333 ( β 0401 0441 بتا کاوند) 9333 ( α 04031 نرمال نرمال نرمال مهرگان و دلیری )9311( مهرگان و دلیری )9311( توکلیان و کمیجانی )9319 ) 04010-9440 ω Ψ β π 0494-1434 نرمال توکلیان و کمیجانی )9319 ) β y 0404 0491 بتا نرمال توکلیان و کمیجانی )9319( ابراهیمی و شاهمرادی )9331( 4410 ρ φ P 1433 نرمال ابراهیمی و شاهمرادی )9331( θ 0401 0404 043 بتا بتا توکلیان و کمیجانی )9319( توکلیان و کمیجانی )9319( 041 τ ρ G 0401 0491 بتا توکلیان و کمیجانی )9319 ) ρ m 0401 041 بتا توکلیان و کمیجانی )9319( ρ z 0409 04100 بتا ابراهیمی و شاهمرادی )9331( ρ OR گامای معکوس 3 گامای معکوس گامای معکوس گامای معکوس گامای معکوس محاسبات تحقیق محاسبات تحقیق ابراهیمی و شاهمرادی )9331( ابراهیمی و شاهمرادی )9331( توکلیان و کمیجانی )9319( 0404 0403 e rd e r e G e or e z در رویکرد بیزین روش حداکثر درستنمایی با توزیع پیشین ترکیب میشود و توزیع پسین به دست )MCMC( 9 انجام میآید. این کار توسط روشی به نام شبیهسازی مونت کارلو با زنجیره مارکوف )MH( 1 استفاده میشود. دادهها با استفاده از میگیرد. برای این کار از الگوریتم متروپلیس - هستینگز فیلتر هدریک - پرسکات روند زدایی شدهاند. برای تعیین مقادیر با ثبات متغیرها از فیلتر هدریک - پرسکات )HP( با = 100 λ استفاده شده است. نتایج برآورد پارامترها آن در جدول 0 آمده است. 1. Markov Chin Monte Carlo 2. Metropolis - Hastings

127 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 جدول 6: نتایج برآورد پارامترهای مدل توزیع پسین ( مقدار برآورد شده( انحراف معیار مقدار پارامتر 040431 94011 0 14331 040410 14300 040943 0410 04010 04499 04090 040399 040419 040301 0-94400 04940-14340 040103 04393 0 44109 040413 14310 04010 043091 040440 043090 04010 049194 040930 043391 04090 04100 040499 049403 049039 049314 040931 049904 040404 043309 040990 040309 پارامتر σ η b β α ω Ψ مقدار پارامتر توزیع پیشین انحراف معیار 1 0401 0494 0404 0401 0404 0401 0401 0409 94090 1431 1431 04100 0441 04031 04010-9440 -1434 0491 4410 1433 043 041 0491 041 04100 3 0404 0403 β π β y ρ φ P θ τ ρ G ρ m ρ z ρ OR e rd e r e G e or e z 5-2. بررسی تأثیر شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی در این قسمت پس از اعمال شوک مورد نظر به مدل توابع عکسالعمل آنی )IRF( به دست میآید. بنابراین مطابق با اهداف تحقیق شوک افزایش سود سپردههای بانکی اعمالشده و نتایج آن در نمودارهای 9 تا 4 آمده است. با توجه به نمودار 9 شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بهاندازه یک انحراف معیار مقدار سپردههای بانکی را بهاندازه 0409 درصد از مقدار با ثباتش کاهش میدهد. اما با شروع دوره دوم روند افزایشی مقدار سپردهه یا بانکی شروعشده بهطوریکه تقریبا پس از گذشت 1 سال به مقدار با ثبات خود بازمیگردد.

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 128 نمودار 1: تابع عکسالعمل آنی سپردههای بانکی نسبت به شوک افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی در نمودار 1 در اثر شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی مقدار سرمایهگذاری که از محل تسهیالت بانکی تأمین مالی میگردد بهاندازه درصد از مقدار باثباتش کاهش مییابد. این کاهش در سرمایهگذاری به دلیل باالرفتن هزینه اجاره سرمایه در اثر افزایش نرخ سود بانکی است. با کاهش اثر این شوک و افزایش مقدار تسهیالت بانکی مقدار سرمایهگذاری افزایشیافته و پس از گذشت 1 دوره به مقدار بلندمدت خود رسیده و به میزان تقریبا 0409 درصد از آن نیز فراتر میرود. پس از آن به مرور زمان سرمایهگذاری به مقدار باثبات خود بازمیگردد. نمودار 2: تابع عکسالعمل آنی سرمایهگذاری نسبت به شوک افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی در نمودار 3 تابع عکسالعمل تولید ناخالص داخلی بدون نفت در اثر شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بهاندازه یک انحراف معیار نشان داده شده است. همانطوری که مشاهده میشود در اثر این شوک تولید بدون نفت بهاندازه 0401 درصد از مقدار باثبات خود کاهش مییابد. علت این کاهش را میتوان به افزایش هزینههای تولید و کاهش سرمایهگذاری نسبت داد که در نمودار 1 نشان داده شد. با کاهش اثر شوک پس از گذشت دو دوره تولید ناخالص داخلی به مقدار باثبات خود بازمیگردد.

129 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 با توجه به نمودار 4 در اثر شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی بهاندازه یک انحراف معیار اشتغال بهاندازه 0404 درصد از مقدار باثبات خود کاهش مییابد. در حقیقت با افزایش نرخ سود سپردههای بانکی و بهتبع آن افزایش هزینه تولید سرمایهگذاری و تولید کاهشیافته در نتیجه اشتغال نیز کاهش مییابد. همراه با از بین رفتن اثر شوک اشتغال شروع به افزایش نموده و پس از 1 دوره به مقدار باثبات خود بازمیگردد. نمودار 3: تابع عکسالعمل آنی تولید ناخالص داخلی بدون نفت نسبت به شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی نمودار 4 : تابع عکسالعمل آنی اشتغال نسبت به شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی منبع: محاسبات تحقیق 6. خالصه و نتیجهگیری در این تحقیق در ابتدا یک الگوی تعادل عمومی برای اقتصاد ایران طراحی گردید. در طراحی این الگو عناصر اقتصاد کینزی مانند چسبندگیهای اسمی و رقابت انحصاری لحاظ گردید. در این الگو بخشه یا خانوار بنگاه بانکه یا تجاری دولت و بانکی مرکزی در نظر گرفته شد. با بهینهسازی رفتار کارگزاران اقتصادی و لحاظ کردن قواعد سیاستگذاری دولت و بانک مرکزی مجموعا 93 معادله

بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 130 و 93 مجهول به دست آمد. معادالت بهدستآمده به روش اهلیگ لگاریتم خطی شدند. تخمین پارامترهای مدل به روش بیزین انجام گردید. در نهایت شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی به مدل واردشده و توابع عکسالعمل آنی متغیرها به دست آمد. نتایج نشان داد شوک افزایش نرخ سود سپردههای بانکی باعث کاهش سپردهه یا بانکی و به تبع آن تسهیالت بانکی و سرمایهگذاری میشود بهطوریکه اشتغال و تولید را در اقتصاد ایران کاهش میدهد.

( ( ( ( ( ( ( ( ( ( ( ( 131 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال پنجم- شماره 18- تابستان 1931 منابع ابراهیمی ایلناز و شاهمرادی اصغر )9331 ارزیابی اثرات سیاستهای پولی در اقتصاد ایران در قالب یک مدل تعادل عمومی پویای تصادفی کینزی جدید رساله دکتری دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران. ابونوری عباسعلی سجادی سمیه السادات و محمدی تیمور )9311 رابطه بین نرخ تورم و نرخ سود سپردههای بانکی در سیستم بانکداری ایران فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 13-01. 3 بیدآباد بیژن )9334 اثر کاهش نرخ بهره تسهیالت بانکی بر اقتصاد ایران مجله بانک و اقتصاد شماره 01-03.40 پروین سهیال ابراهیمی ایلناز و احمدیان اعظم )9313 تحلیلی بر تأثیر شوکهای ترازنامهای نظام بانکی بر تولید و تورم در اقتصاد ایران فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی سال 94 شماره 941-930. 01 تقینژاد عمران وحید و بهمن محمد )9319 قاعده گسترشیافته تیلور: مطالعه موردی ایران فصلنامه تحقیقات مدلسازی اقتصادی شماره 9-91. 1 توکلیان حسین و کمیجانی اکبر )9319 قاعده یا صالحدید رفتار سیاسی بانک مرکزی در قالب یک الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی رساله دکتری دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران. جعفریصمیمی احمد طهرانچیان امیرمنصور ابراهیمی ایلناز و بالونژاد نوری روزبه )9313( اثر تکانهه یا پولی و غیر پولی بر تولید و تورم در یک الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی در شرایط اقتصاد باز فصلنامه مطالعات اقتصاد کاربردی سال سوم شماره 9-31. 90 جالیی سیدعبدالمجید جعفری محسن و جعفری سعید )9313( بررسی تأثیر توسعه مالی بر فرآیند جهانیشدن در اقتصاد ایران فصلنامه مطالعات اقتصاد کاربردی سال سوم شماره 90-11. 1 حسنزاده علی و اکبری طاهره )9310( آزادسازی نرخ سود و اثر آن بر متغیرهای کالن پژوهشکده پولی و بانکی بانک مرکزی جمهوری اسالمی ایران. صمصامی حسین و خادم غوثی محمد فرید )9331 اثر تسهیالت اعطایی و نرخ سود بانکی بر سرمایهگذاری در ایران فصلنامه اقتصاد و الگوسازی شماره 00-93. 1 طایی حسن )9330 تابع عرضه نیروی کار تحلیلی بر پایه دادههای خرد فصلنامه پژوهشهای اقتصاد ایران شماره.13-911 11 فخرحسینی سیدفخرالدین شاهمرادی اصغر و احسانی محمدعلی )9319 چسبندگی قیمت و دستمزد و سیاست پولی در ایران فصلنامه پژوهشهای اقتصادی سال 91 شماره 9-30. 9 کاوند حسین )9333 تبیین آثار درآمدهای نفتی و سیاستهای پولی در قالب یک الگوی ادوار تجاری واقعی برای اقتصاد ایران رساله دکتری دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران. کشاورزیان پیوستی اکبر و عظیمی چنزق علی )9339 برآورد تأثیر آزادسازی نرخ سود )بهره( بر سرمایهگذاری و رشد اقتصادی ایران پژوهشنامه اقتصادی شماره 11-09. 39 کفایی محمدعلی و خیراندیش الهام )9331 بررسی اثر تغییر نرخ سود سپردههای بانکی بر متغیرهای کالن اقتصادی به روش پویای سیستمی فصلنامه اقتصاد و الگوسازی شماره 11-49. 4

( ( بررسی تأثیر افزایش نرخ سود سپردهه یا بانکی... 132 کمیجانی اکبر متوسلی محمود و پور رستمی ناهید ) 9333 ( چارچوب نظری تبیین عوامل مؤثر بر توسعه مالی با تأکید بر مدل ویلیامسون فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصاد سال 99 شماره 0-11. 00 متوسلی محمود ابراهیمی ایلناز شاهمرادی اصغر و کمیجانی اکبر )9331 طراحی یک الگوی تعادل عمومی تصادفی کینزی جدید برای اقتصاد ایران بهعنوان یک کشور صادرکننده نفت پژوهشنامه اقتصادی سال 90 شماره -990 4.39 مشیری سعید و باقریمهر شعله )9310 آیا توسعه بخش مالی همچنان بر رشد اقتصادی مؤثر است فصلنامه علوم اقتصادی سال 0 شماره 903-993. 91 Andries, A. M. and Capraru, B. (2012); Impact of financial liberalization on banking sectors performancefrom CEEC, PLoS ONE, 8 (3), 1-25. Blanchard, O. J. and Kahn, C. M. (1980); The Solution of Linear Difference Models under Rational Expectation, Econometrica, Vol. 48, No. 5, 1305-1312. Gali, J. (2008); The New Keynesian Approach to Monetary Policy Analysis: Lessons and New Directions, CREI and Universitat Pompeu Fabra. Irelad, P. N. (2001); Money Role in the Monetary Business Cycle, Nationl Bureau of Economic Research, Working Paper, 8115. McKinnon R. I. (1973); Money and Capital in Economic Development, The Brooking Institution. Odhiambo, N. M. (2009); Interest Rate Liberalization and Economic Growth in Zambia: A Dynamic Linkage, African Development Review, 21 (3), 541-557. Onwumere, J.; Okore, A. and Imo, G. (2012); The Impact of Interest Rate Liberalization on Savings and Investment: Evidence from Nigeria, Research Journal of Finance and Accounting, 3 (10), 130-136.