بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی بر ثبات مالی در اقتصاد ایران *

فصلنامه علمي- پژوهشي مطالعات اقتصادي كاربردي ايران سال ششم شمارهي 42 زمستان 6931 صفحات: 49-57 DOI: 10.22084/aes.2017.14263.2505 بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی بر ثبات مالی در اقتصاد ایران * *1 علیرضا عرفانی 2 آزاده طالب بیدختی تاریخ دریافت: 6301/93/90 تاریخ پذیرش: 6301/90/33 چکیده در این مطالعه عالوهبر بررسی نقش سیاست پولی بر دستیابی به اهداف متداول سیاستی ثبات تورم و ثبات تولید به بررسی نقش آن و نیز نقش اهرم مالی بر بهبود ثبات مالی از طریق کنترل نرخ رشد اعتبارات اعطایی بانکی میپردازیم. برای این منظور ابتدا با استفاده از مدل چرخشی مارکف به برآورد قاعده سیاستی پرداخته شد که در آن نرخ رشد پایه پولی در واکنش به شکاف تورم و شکاف تولید تعدیل میشود. نتایج نشان داد که بانک مرکزی بیشتر بهدنبال دستیابی به هدف ثبات اقتصادی از طریق اعمال سیاست پولی انبساطی بوده است بهطوریکه دستیابی به این هدف از پایداری و دوام باالتری نسبت به هدف ثبات تورم در طی دوره زمانی مورد مطالعه در اقتصاد ایران برخوردار میباشد. در ادامه یک قاعده سیاستی برآورد میشود که در آن نرخ رشد اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی )بهعنوان معیار ثبات مالی( در واکنش به شوک سیاست پولی و اهرم مالی )نسبت بدهی بخش خصوصی به تولید( تعدیل میشود. نتایج نشان داد که در طی سالهای تحت مطالعه از شاخص اهرم مالی بهعنوان شاخص احتیاطی برای مقابله با ریسک سیستماتیک و دستیابی به ثبات مالی استفاده نشده است بهطوریکه علیرغم بدتر شدن وضعیت ترازنامه کارآفرینان از طریق افزایش بدهی بخش خصوصی رشد اعتبارات اعطایی به بخشهای اقتصاد نیز افزایش یافته است. با این وجود نتایج بیانگر عملکرد مناسب سیاستگذار پولی در بهبود ثبات مالی از طریق کنترل نرخ رشد اعتبارات اعطایی میباشد. کلیدواژهها: سیاست پولی اهرم مالی ثبات مالی اقتصاد ایران. طبقهبندی.E44,E52,E58 :JEL Email: aerfani@semnan.ac.ir 1. دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه سمنان ( * نویسنده مسئول( Email: talebbeydokhti@semnan.ac.ir 2. دانشجوی دکتری اقتصاد پولی دانشگاه سمنان * این مقاله برگرفته از رساله دکتری آزاده طالب بیدختی با عنوان "سیاست پولی و بخش اعتباری در اقتصاد ایران" تحت راهنمایی دکتر علیرضا عرفانی در دانشگاه سمنان می باشد.

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 67 1. مقدمه نرخ سیاستی و ابزار کالن احتیاطی دو ابزار اصلی سیاستی هستند که بر وضعیت مالی اقتصاد اثر میگذارند. با وجود آنکه نرخ سیاستی ابزار متداول سیاست پولی در میان اکثر بانکداران مرکزی برای دستیابی به ثبات قیمت و ثبات تولید در اقتصاد است معیارهای کالن احتیاطی اخیرا مطرح شدهاند و در حال تبدیل شدن به یک ابزار فعال میباشند. منفعت اصلی برخورداری از دو مجموعه ابزار سیاستی آن است که آنها میتوانند اهداف سیاستی متفاوتی را هدفگذاری نمایند 1 )زدزینکا و همکاران 5 9( 5117: مطالعات تجربی کارآمدی معیار کالن احتیاطی از طریق اثر آن بر موافق ادواری بودن ریسکهای مالی )همبستگی بین رشد تولید ناخالص داخلی و متغیرهای ریسک مالی از قبیل رشد اعتبار و اهرم مالی( یا از طریق سطح ریسک مالی )برای مثال سطح رشد اعتبار و اهرم مالی( 3 و همکاران )5111( به برآورد اثربخشی ابزارهای کالن احتیاطی در کاهش اندازهگیری میشود. لیم موافق ادواری بودن ریسک مالی پرداخته و نتیجه گرفتند که بسیاری از ابزارهایی که اغلب مورد 7 و استفاده شدهاند در کاهش ریسک مالی کارآمد میباشند )ژانگ و زولی 37(. 5112: 9 زدزینکا )5113( 2 به معرفی مجموعهای از ابزارهای همکاران )5117( با پیروی از الیوت فیلدبرگ و لینرت 5 و سقف کالن احتیاطی برای کاهش نوسانات مالی در اقتصاد پرداختند. نسبت وام به ارزش )LTV( نرخ وامدهی متداولترین ابزارهایی هستند که بهترتیب بر طرف تقاضای اعتبار و طرف عرضه اعتبار )5115( 8 در مدلسازی ابزار کالن احتیاطی به اعتبارات بهعنوان اثر میگذارند. آنجلینی نری و پانتا 4 )که از نسبت وامهای شاخص مهمی برای ثبات مالی اشاره و مطرح کردند که وقتی اهرم مالی اعطایی بانکها به تولید بهعنوان جایگزینی برای آن استفاده میشود( بزرگتر باشد اقتصاد نسبت به شوکها آسیبپذیری بیشتری دارد. )5117( سیاست کالن احتیاطی را بهصورت سیاستی 11 در این مطالعه با پیروی از بالیو مه و ژانگ تعریف میکنیم که از ابزارهای عمدتا احتیاطی و صالحدیدی برای محدود ساختن ریسک مالی سیستماتیک استفاده میکند. برای این منظور از متغیر رشد اعتبار بهعنوان جایگزینی برای عدم توازن و بیثباتی مالی استفاده میشود. همچنین در این مطالعه بر شاخص اهرم مالی بهعنوان ابزار سیاست 1. Zdzienicka et al. 2. procyclicality 3. Lim 4. Zhang and Zoli 5. Zdzienicka et al. 6. Elliott, Feldberg, and Lehnert 7. Loan-to-value ratios 8. Angelini, Neri, Panetta 10. Bailliu, Meh, Zhang 9. :Leverage اهرم مالی عبارت است از نسبت بدهی به ارزش.

66 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 احتیاطی برای مقابله با رشد بیش از حد اعتبارات تمرکز مینماییم. اگرچه به نظر میرسد توافق گستردهای در خصوص نقش مهم معیارهای سیاست کالن احتیاطی در جلوگیری از بیثباتی مالی وجود دارد IMF( )5119a(( اما برای نقش سیاست پولی در این خصوص دیدگاههای متفاوتی مطرح شده است. اسمیت 1 )5119( بین سه دیدگاه اصلی تمایز قائل شده است. دیدگاه اول مطرح میسازد که سیاست پولی باید تنها بر اهداف سنتی ثبات تورم و ثبات تولید متمرکز باشد. در دیدگاه دوم ثبات مالی حداقل به اندازهی اهداف سنتی سیاست پولی اهمیت دارد و در تصمیمگیری در خصوص تنظیم نرخ بهره سیاستی باید بهطور برابر به ثبات مالی نیز توجه شود. نگرش سوم این است که در برخی شرایط سیاست پولی میتواند بهمنظور حمایت از ثبات مالی از اهداف سنتی خود انحراف ورزد البته مشروط بر آنکه هزینه ناشی از انجام این کار کوچکتر از منافع آن باشد IMF( 5117b(. از اینرو در این مطالعه قصد داریم تا عالوهبر بررسی نقش سیاست پولی بر دستیابی به اهداف متداول سیاستی ثبات تورم و ثبات تولید در اقتصاد به بررسی نقش آن و نیز نقش اهرم مالی بر بهبود ثبات مالی اقتصاد ایران از طریق کنترل نرخ رشد اعتبارات اعطایی بانکی بپردازیم. 2. پیشینه تحقیق )5115( 5 با این فرض که سیاستگذار از دو ابزار نرخ بهره اسمی کوتاهمدت و کانان رابانال و اسکات ابزار کالن احتیاطی برخوردار است به مقایسه رفتار مدل اقتصادی خود تحت نظامهای سیاستی متفاوت پرداختند. نظامهای سیاستی برحسب واریانسهای وزنی شکاف تولید و تورم رتبهبندی میشوند. آنها دریافتند نظامهایی که دربردارندهی متغیر اعتبارات در تابع واکنش سیاست پولی و قاعده کالن احتیاطی هستند قادر به بهبود ثبات اقتصاد کالن در مواجه با شوک مالی میباشند ولی در مواجه با شوک بهرهوری به بهبود نتایج رفاهی منجر نمیشوند. )5119( 3 به مطالعه ترکیب بهینه سیاستهای پولی و کالن احتیاطی در یک کوئینت و رابانال مدل برآوردشده برای دو کشور در اروپا پرداختند. آنها دریافتند ورود قاعده کالن احتیاطی به کاهش نوسانات اقتصاد کالن کمک خواهد کرد که به موجب آن رفاه بهبود خواهد یافت. سیاستهای کالن احتیاطی همواره رفاه پساندازکنندگان را افزایش میدهند ولی اثرات آنها بر وامگیرندگان به شوک وارده به اقتصاد بستگی دارد. سیاستی که منجر به بهبود رفاه میشود سیاستی خواهد بود که از واکنش سیاستهای کالن احتیاطی نسبت به»نسبت اعتبار به» 9 GDP برخوردار است و این سیاست موجب کاهش رفاه وامگیرندگان از طریق ایجاد یک واکنش ضدادواری بیش از حد در گسترش 1. Smets 2. Kannan, Rabanal, Scott 3. Quint, Rabanal 4. Credit-to-GDP Ratio

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 67 1 میشود بنابراین سیاستی که رفاه را برای همه شهروندان افزایش میدهد وامدهی به سپرده سیاستی خواهد بود که در آن سیاستهای کالن احتیاطی نسبت به انحرافات رشد اعتبار اسمی از مقادیر آن در وضعیت پایدار واکنش نشان میدهند. )5119( 5 بر اهمیت این موضوع تأکید کردند که بحران مالی اخیر نشان داد که بر بادرایو و پاپسکیو خالف باور عمومی ثبات قیمت یک شرط کافی برای ثبات مالی نیست و در همین زمان قواعد احتیاطی مبتنی بر مبانی اقتصاد خرد به تنهایی برای تضمین هدف ثبات مالی کافی نمیباشند. آنها در مقاله خود به ارائه یک تحلیل تحققیافته و واقعی از آنچه که بانک مرکزی میتواند برای بهبود 3 واکنش اقتصاد به حباب مالی انجام دهد پرداختند. در مجموع نتایج مطالعه آنها نشان داد که سیاست پولی از سهم کوچکی در بهبود واکنش اقتصاد به حباب مالی برخوردار است زیرا اقدامات بانک مرکزی از طریق استفاده از یک ابزار سادهی نرخ بهره بهصورت محدود شده باقی خواهد ماند. از اینرو تعامل بین سیاست پولی و کالن احتیاطی موضوعی است که نیاز به توجهات بیشتری دارد. )5117( 9 بر اهمیت این موضوع تأکید کردند که در سالهای اخیر آکینسی و اولمستد- رامزی بسیاری از کشورها چرخههای رونق و رکود را در اعتبار و قیمت داراییها تجربه کردهاند که برخی از آنها منجر به رکود شدید مالی شدهاند. در واکنش نسبت به این چرخهها سیاستگذاران در بسیاری از کشورها سیاستهای کالن احتیاطی را بهعنوان اولین راه مقابله با ریسک بیثباتی مالی بهکار بردهاند. آنها در مطالعه خود از سه متغیر نرخ رشد اعتبارات بانکی واقعی نرخ رشد اعتبارات مسکن و قیمتهای واقعی مسکن بهعنوان متغیرهای وابسته استفاده کردند و آنها را بر شاخصهای مختلف سیاست کالن احتیاطی از قبیل محدودیتهای رشد اعتبار در بخشهای خاص و محدودیتهای )DTI( 2 برای وامها و متغیرهای کنترل ازجمله )LTV( 7 و نسبت بدهی به درآمد نسبت وام به ارزش رشد تولید ناخالص داخلی تغییرات نرخ سیاست پولی اسمی رگرس کردند و به این نتیجه رسیدند که متغیرهای سیاست کالن احتیاطی از یک اثر منفی معنادار آماری بر رشد اعتبارات بانکی و تورم قیمت مسکن برخوردار هستند. آن دسته از سیاستهایی که بهمنظور محدود ساختن رشد اعتبار در یک بخش خاص هدفگذاری شدهاند به نظر میرسد که کاراتر میباشند. در اقتصادهای در حال ظهور محدودیتهای جریان سرمایهای که بخش بانکداری را مورد هدف قرار میدهند با رشد پایینتر اعتبارات همراه هستند. همچنین معیارهای سیاست کالن احتیاطی از اثرات معناداری به لحاظ 1. Lending-Deposit Spread 2. Badarau, Popescu 3. Financial Bubble 4. Akinci and Olmstead-Rumsey 5. Loan-to-Value 6. Debt-to-Income Ratio

69 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 اقتصادی نیز برخوردار میباشند. اگر سیاستگذاران از این معیارها استفاده نکرده باشند متوسط رشد اعتبارات و تورم قیمت مسکن در این کشورها به لحاظ معناداری باالتر خواهد بود. )5117( 1 با تأکید بر نقش سیاست پولی و قواعد کالن احتیاطی در بهبود ثبات مالی لوین و لیما به ارزیابی قواعد کالن احتیاطی بهعنوان یک ابزار کالن اقتصادی برای مقابله با عدم توازن مالی پرداختند. آنها با استفاده از مدل کینزین جدید با اصطکاک مالی به مقایسه اثرات ثبات و رفاهی رژیمهای سیاستی متمایز پرداختند و نشان دادند که قاعده کالن احتیاطی حتی در حالتی که سیاستگذاران پولی و کالن احتیاطی بهطور مستقل از یکدیگر عمل میکنند نیز منافع رفاهی بهدنبال دارد. )5111( 3 استفاده کرد که دربردارندهی )5117( 5 از چارچوب مدلسازی گرالی و همکاران اسمیت عوامل ناهمگن چسبندگی دستمزدها و قیمت تولیدکنندگان کاالی سرمایهای و مصرفی و بانکهای خردهفروش که به گسترش وامها به خانوار و کارآفرینان و مدیریت وضعیت سرمایهای خود میپردازند میباشد. نتایج نشان دادند که استفاده از سیاست پولی برای مقابله با عدمتوازن مالی تنها موجب بهبود رفاه برای شوکهای خاص وارده به اقتصاد میشوند و قواعد کالن احتیاطی عمدتا از طریق ثبات تولید و اهرم مالی موجب بهبود رفاه میشوند. همچنین واکنش سیاست پولی بهینه نسبت به تورم و تولید از طریق ورود مقررات اضافی تغییر نمییابد و منافع بهدست آمده وابسته به نوع شوک نمیباشند بنابراین نتیجه میشود که ابزارهای کالن احتیاطی اولین گام مؤثر برای افزایش ثبات سیستم مالی محسوب میشوند. با این وجود این نتایج میتوانند مختص مدل باشند و هماهنگی با سیاست پولی مناسب به نظر میرسد. )5117( 9 با مقایسه نتایج رفاهی بهدست آمده از قاعده تیلور تعمیمیافته با شکاف بالیو مه و ژانگ نرخ رشد اعتبارات و قاعده استاندارد تیلور با ابزار کالن احتیاطی مطرح کردند که از آنجا که ابزار کالن احتیاطی مستقیما بر عدمتوازن مالی ناشی از افزایش اعتبارات اثر میگذارد بنابراین نتایج رفاهی تحت نظام کالن احتیاطی نسبت به قاعده تعمیمیافته بهبود مییابد. آنها همچنین نشان دادند که در شرایطی که شوک مالی تنها شوک وارده به اقتصاد باشد بهینه است تا بانک مرکزی بهشدت نسبت به انحرافات رشد اعتبار واکنش نشان دهد. این نتیجه بهدلیل کانال انتظارات تحقق مییابد. در 7 موجب کاهش هزینه تأمین مالی خارجی شده و تقاضا حقیقت کاهش پاداش تأمین مالی بیرونی برای سرمایه افزایش مییابد. این امر از یک سو موجب باالتر رفتن قیمت داراییها و افزایش خالص 1. Levine and Lima 2. Smit, N. 3. Gerali et al. 4. Bailliu, Meh, Zhang 5. External Finance Premium

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 78 ثروت کارآفرینی شده و از طرف دیگر موجب تقاضای باالتر برای اعتبار میگردد. با افزایش تقاضا برای اعتبار ساعات کار افزایش یافته و چون بنگاهها نیروی کار بیشتری استخدام مینمایند تولید نیز افزایش مییابد. همچنین افزایش ساعات کار عالوهبر افزایش دستمزد واقعی موجب کاهش مطلوبیت نهایی نیروی کار و در نتیجه کاهش بهرهوری نیروی کار میشود. این امر موجب افزایش هزینه نهایی )بهصورت نسبت دستمزد واقعی به بهرهوری نهایی نیروی کار( شده و در نتیجه تورم نیز افزایش مییابد بنابراین در مجموع میتوان بیان کرد که شوک مالی انبساطی از طریق رشد بیش از حد اعتبارات موجب افزایش تولید و تورم خواهد شد. این امر موجب اعمال سیاست پولی انقباضی توسط سیاستگذار پولی میشود که به موجب آن نرخ بهره اسمی نیز افزایش مییابد اما افزایش نرخ بهره اسمی موجب تحقق کانال انتظاراتی شده و این انتظار را در بنگاهها بهوجود میآورد که پاداش ریسک بیرونی از طریق هزینه تأمین وجوه بیرونی افزایش یافته و لذا مطابق با آن میزان استقراض خود را کاهش میدهند. این امر موجب کاهش سرمایهگذاری و در نتیجه کاهش تقاضا برای اعتبار خواهد شد که به موجب آن تولید و تورم نیز کاهش خواهد یافت و موجب اعمال سیاست پولی انبساطی توسط سیاستگذار شده و کاهش نرخ بهره اسمی را بهدنبال خواهد داشت. پس در مجموع مالحظه میشود که اگر بانک مرکزی قاعده سیاستی خود را بهگونهای تنظیم نماید که نسبت به گسترش بیش از حد اعتبار واکنش نشان دهد در این صورت قادر خواهد بود تا از طریق کانال انتظاراتی نوسانات در تولید تورم و نرخ بهره را کاهش دهد که به نوبه خود این امر موجب بهبود نتایج رفاه اقتصادی خواهد شد. ختایی محمدی و میرزایی )1347( به بررسی عوامل تعیینکننده کیفیت پورتفوی وام در نظام بانکی ایران پرداختند. نتایج مطالعه آنها نشان داد که نسبت وام به دارایی که باال بودن آن شاخصی از ریسکپذیری و اشتهای بیشتر ریسک مدیران بانکی است نسبت مطالبات غیرجاری بانکها را افزایش میدهد. طبیعی است که هر چقدر منابع مالی سهامداران در مقایسه با سپردهگذاران کمتر باشد مدیران بانک اشتهای ریسک بیشتری خواهند داشت چرا که در این صورت انگیزه سهامداران برای بهبود کیفیت مدیریت ریسک بانک پایین خواهد بود. راهکار کنترل این ریسکپذیری آن است که متناسب با افزایش ریسکپذیری بانکها ملزم به نگهداری سرمایه و ذخیره مطالبات مشکوک- الوصول باالتری شوند. از اینرو الزم است تا سیاستگذاران اقتصادی در تدوین سیاستهای کالن اقتصادی- سیاستی که به خصوص پس از تجربه جهانی بحرانهای مالی و بانکی در کشورهای مختلف دنیا تحت عنوان قوانین کالن احتیاطی شناخته میشود- تأثیرات محتمل بر ترازنامه بانکها و ریسک اعتباری آنها را مدنظر قرار دهند. تقیزاده زمانیان و هراتی )1347( مطرح کردند هرچند که وظیفه اصلی نهاد سیاستگذار پولی کنترل سطح قیمتها است اما باال نگهداشتن سطح فعالیتهای اقتصادی از دیگر وظایف اصلی آن به

71 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 شمار میآید. از اینرو طراحی مناسب سیاستهای پولی نیازمند استفاده از شاخصهای مناسب جهت بررسی وضعیت پولی است که دربردارنده مجاری مختلف اثرگذاری سیاست پولی بر اقتصاد باشد. در این راستا آنها به محاسبه شاخص شرایط پولی متناسب با مکانیسم انتقال پولی در اقتصاد ایران پرداختند که در آن کانال اعتبارات از مهمترین کانالهای مکانیسم انتقال به حساب میآید. در محاسبه این شاخص سه کانال نرخ ارز نرخ بهره و کانال اعتباری تاثیر دارد. در این راستا از هر دو کانال ترازنامه و وامدهی بانکی به عنوان کانال اعتباری استفاده شده است. همچنین آنها عالوه بر شاخص شرایط پولی با افزودن کانال دارایی به محاسبه و تجزیه و تحلیل شاخص شرایط مالی پرداختند. نتایج نشان داد که کانال اعتبارات از بیشترین وزن در هر دو شاخص شرایط مالی و پولی برخوردار بوده و بر این موضوع اشاره دارد که کانالهای اعتباری از دیگر کانالها در تعیین سطح تولید در ایران اهمیت بیشتری دارد. 3. تصریح مدل بسیاری از متغیرهای اقتصادی در طول زمان تحت تأثیر مسائلی همچون بحرانهای مالی سیاسی و تصمیمات اقتصادی دچار شکستهای ساختاری میشوند. مدلهای چرخشی مارکف بهعنوان مدلهای غیرخطی قادر هستند الگوی رفتاری )تغییر وضعیت( در طی زمان را برای دادهها بهصورت درونزا مدلسازی کنند. یک مدل چرخشی مارکف نسبت به مدلهای خطی از جهات زیر برتری کامل دارد اوال در این روش امکان وجود یک تغییر دائمی یا چندین تغییر موقت وجود داشته و این تغییرات میتوانند به دفعات و برای مدت کوتاهی اتفاق بیفتند در عینحال در این مدل بهصورت درونزا زمانهای دقیق تغییرات و شکستهای ساختاری تعیین میشوند )فالحی و هاشمیدیزج 191(. 1384: ثانیا این مدل فروض کمتری را بر توزیع متغیرهای مدل تحمیل مینماید و قادر به برآورد همزمان تغییرات متغیرهای مستقل و وابسته مشروط به درونزا بودن وضعیت اقتصاد کشور در هر مقطعی از زمان )وضعیتهای مختلف( است )ابونوری و عرفانی 125-121( 1385: )مهرگان و همکاران.)89 :1345 در این بخش در ابتدا به معرفی فرآیند چرخشی مارکف میپردازیم. فرض کنید s t یک متغیر تصادفی غیرقابل مشاهده باشد که تنها میتواند اعداد صحیح {N,,2,1} را بپذیرد. همچنین فرض کنید احتمال اینکه بستگی داشته باشد: )1( s t برابر مقدار خاص j باشد تنها به مقدار دوره گذشته خود یعنی s t 1 p{s t = j s t 1 = i, s t 2 = k, } = p{s t = j s t 1 = i} = p ij

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 72 چنین فرآیندی بهصورت یک زنجیره مارکف با N وضعیت با احتماالت انتقال p} ij } i,j=1,2,,n توصیف میشود. احتمال انتقال p ij احتمال انتقال از رژیم i به رژیم j را نشان میدهد. توجه داشته باشید که: p i1 + p i2 + + p in = 1 )5( )3( و احتمال انتقال در یک ماتریس N N ماتریس انتقال Ρ شناخته میشود: P 11 P 21 P N1 P Ρ = [ 12 P 22 P N2 ] P 1N P 2N P NN )همیلتون 254-258(. 1449: 1 مدل چرخشی مارکف این امکان را فرآهم میسازد که یک متغیر مشخص از یک فرآیند سری زمانی متفاوت در طول زیرنمونههای متفاوت پیروی کند. برای یک زنجیره مارکف با دو وضعیت ماتریس انتقال بهصورت زیر میباشد: P P = [ 11 1 P 22 ] 1 P 11 P 22 p ij بیانگر احتمال چرخش از وضعیت i در زمان 1-t به وضعیت j در زمان t و به صورت p{s t = j s t 1 = i} = p ij )9( که در آن زیر است: )7( برای مثال P 11 احتمال آن است که متغیر موردنظر در دوره t در وضعیت یک باشد به شرط آنکه در دوره قبلی 1-t نیز در دوره یک قرار گرفته باشد. به همین ترتیب P 22 احتمال آن است که متغیر موردنظر در دوره t در وضعیت دو باشد به شرط آنکه در دوره قبلی 1-t نیز در دوره دو باشد. بهعالوه P 12 احتمال آنکه که متغیر از وضعیت یک در دوره 1-t به وضعیت دو در دوره t تغییر جهت دهد را نشان میدهد. به همین ترتیب P 21 احتمال آن است که متغیر از وضعیت دو در دوره -t 1 به وضعیت یک در دوره t تغییر جهت دهد. مقادیر مشخصه ماتریس انتقال یا گذر P برای هر زنجیره مارکف با N وضعیت از راهحل برای = 0 N P λi یافت میشوند. برای زنجیره مارکف با دو وضعیت مقادیر مشخصه از طریق = 1 1 λ و λ 2 = 1 + P 11 + P 22 تعیین میشوند. مقدار مشخصه دوم یعنی λ 2 درون دایره واحد 1. Hamilton

79 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 قرار خواهد داشت تا زمانیکه < 2 22 < P 11 + P.0 بنابراین یک زنجیره مارکف با دو وضعیت ارگودیک است مشروط بر آنکه < 1 11 P 1 < 22 و > 0 22 P P 1 11 + P )همیلتون.)283 :1449 بهطورکلی فرآیند ایجاد تغییرات دائمی در نظام را میتوان با یک زنجیره مارکف توصیف کرد و روش توصیف شده را به فرآیندهایی تعمیم داد که در آن احتمال s t = j نه تنها به مقدار 1 t s بستگی دارد بلکه به برداری از سایر متغیرهای مشاهده شده نیز بستگی دارد )به فیالردو 1445 5 دیبولد لی و وینبک 1449( رجوع شود( )همیلتون 241(. 1449: در مدلهای چرخشی مارکف رفتار متغیر y t عالوهبر ε t و متغیرهای مستقل به متغیر وضعیت s t وابسته است. بهدلیل تغییر رژیم در طول زمان و تفاوت پارامترها در مدلهای مربوط به هر رژیم مقادیر میانگین شرطی متغیر y t جزء اخالل مربوط به هر رژیم و نیز واریانس مدل مربوط به هر رژیم میتواند متفاوت باشد. بر این اساس با فرض آنکه از یک توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس ) t σ 2 s) پیروی کند احتمال وقوع ε t y t 2 )2( در رژیمهای مختلف بهصورت رابطه زیر است: 1 f(y t s t, Ω t 1 ) = σ(s t ) 2π exp ( (y t Φ(s t )) 2σ 2 ) (s t ) که در آن ) t Φ(s و ) t σ 2 s) بهترتیب میانگین شرطی و واریانس متغیر وضعیت y t s t تبعیت میکنند. بنابراین احتمال وقوع متغیر تصادفی y t )5( هستند که هر دو از متغیر در هر نقطه از زمان به متغیر تصادفی و نهفته s t وابسته خواهد بود. با توجه به اینکه توزیع s t به مقادیر گذشته خود وابستهاند به عبارتی احتمال وقوع s t ها مستقل نیستند یک احتمال مشترک بین وقوع y t و تمام sها t وجود دارد )( 1 t.)f(y t s t, Ω براساس این ویژگی و خاصیت توابع حداکثر درستنمایی مبنی بر حداکثر کردن احتمال وقوع مشترک کمیتهای تصادفی در نمونه بهمنظور حداکثر کردن احتمال رخداد نمونهی مورد بررسی در جامعه آماری میتوان از این توابع برای برآورد تمامی کمیتهای تصادفی مدل که مشخص نیستند استفاده کرد. بنابراین میتوان نوشت: k k L = f(y t s t = j, Ω t 1 ) = (y t s t, Ω t 1 )p(s t = j s t 1 = i, Ω t 1 ) i=1 j=1 روش متداول برای برآورد پارامترهای موردنظر در تابع درستنمایی حداکثر کردن تابع لگاریتم درستنمایی (L) log نسبت به پارامترهای تابع است )مهرگان و همکاران 82(. 1345: 1. Ergodic 2. Filardo and Diebold, Lee, and Weinbach

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 72 بنابراین مدل کلی که در این بخش بررسی میشود بهصورت زیر است. فرض کنید یک بردار y t )1 n( از متغیرهای درونزای مشاهده شده و x t یک بردار )1 K( از متغیرهای برونزای مشاهده شده باشد. در این صورت میتوان الگوی زیر را معرفی کرد: y t = α 0 (s t ) + α 1 (s t )(x t ) + σ r (s t )ε t r y t = α 0 (s t ) + α 1 (s t )(x t ) + σ r (s t )ε t r )8( که در آن همانطور که در باال مطرح شد s t یک متغیر تصادفی است که از زنجیره مارکف با r ماتریس انتقال p{s t = j s t 1 = i} = p ij تبعیت میکند. همچنین جمله اخالل ε t یک متغیر تصادفی ناهمبسته با میانگین صفر با توزیع نرمال و بهصورت ) r ε r t,0)n~ σ 2 است. در این راستا در بخش بعد بهمنظور بررسی عملکرد سیاست پولی و اهرم مالی بر نرخ رشد اعتبارات بخش خصوصی ابتدا به معرفی دو قاعده سیاستی میپردازیم. سپس بهمنظور برآورد هر دو قاعده سیاستی ابتدا به بررسی آزمون نحوه تصریح مدل و بررسی خطی بودن در مقابل غیرخطی بودن الگو پرداخته میشود. بدیهی است در صورت نشان دادن پارامترهای الگو از یک فرآیند غیرخطی استفاده از الگوی خطی نتایج گمراهکنندهای در پی خواهد داشت و بالعکس. 1-3. قاعده سیاست پولی یک روش استاندارد برای تصریح سیاست پولی تحت نظام هدفگذاری تورم قاعده سیاستی است که در آن فرض میشود بانک مرکزی ابزار سیاستی نرخ رشد پایه پولی اسمی mg t را در واکنش به اهداف متداول سیاست پولی یعنی شکاف تورم π t و شکاف تولید y t تعدیل میکند. بنابراین قاعده سیاستی پایهای سیاست پولی را میتوان بهصورت زیر نوشت: mg t = α 0 (s t m ) + α π (s t m )π t + α Y (s t m )y t + σ mg (s t m )ε t mg )4( ) y π t = (π t π t و y t = (y بیانگر انحراف نرخ تورم از تورم هدف و که در آن بهترتیب ) انحراف تولید از تولید بالقوه میباشند. به عالوه α π و α Y ضرایب واکنش سیاستی هستند که توسط mg بانک مرکزی تعیین میشوند و ε t در بردارندهی شوک سیاست پولی است. بر طبق مبانی نظری انتظار میرود که ضرایب دو هدف سیاست پولی منفی باشند بهطوریکه بانک مرکزی با افزایش نرخ تورم باالتر از سطح تورم هدف نرخ رشد پایه پولی را کاهش و با کاهش تولید از سطح بالقوه آن نرخ رشد پایه پولی را افزایش میدهد. 2-3. بررسی نقش سیاست پولی و شاخص اهرم مالی بر ثبات مالی در ادامه بهمنظور ارزیابی نقش شاخص اهرم مالی بهعنوان ابزار سیاست کالن احتیاطی در بهبود ثبات مالی در اقتصاد نرخ رشد اعتبارات و تسهیالت بانکی به بخشهای مختلف اقتصاد بهعنوان شاخص

78 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 توانمندی برای بررسی وضعیت ثبات مالی اقتصاد معرفی میشود )جوردا 1 و همکاران 5111 3 و همکاران 5115 ویلیامز 5117( 9 )زدزینکا و همکاران گیورینجاس و ابسفیلد 5115 5 دل آریکا 8(. 5117: در این بخش با پیروی از زدزینکا و همکاران )5117( و بالیو و همکاران )5117( به معرفی یک الگوی سیاستی میپردازیم که در آن نرخ رشد اعتبارات اسمی cg t )بهعنوان معیار ثبات مالی در اقتصاد( در واکنش به اهرم مالی )یا نسبت بدهی بخش خصوصی به تولید( lev t و شوک سیاست mg ε 7 تعدیل میشود. الگو از رابطه زیر پیروی میکند: پولی t cg t = α 0 s t m + α l s t m (lev t ) + α mg s t m (ε t mg ) + σ r s t m (ε t r ) cg t = α 0 s t m + α l s t m (lev t ) + α mg s t m (ε t mg ) + σ r s t m (ε t r ) )11( بر طبق مبانی نظری انتظار میرود که عالمت ضریب α l منفی باشد بهطوریکه استفاده از ابزار کالن احتیاطی موجب کاهش نرخ رشد اعتبارات اعطایی شود به بیان دیگر هرچه میزان نسبت بدهی بخش خصوصی به تولید باالتر باشد وضعیت ترازنامه کارآفرینان بدتر شده و با افزایش احتمال نکول وام میزان عرضه اعتبارات بانکی به این بخشها کاهش مییابد. همچنین انتظار میرود که شوک مثبت سیاست پولی ناشی از اعمال سیاست پولی انقباضی موجب افزایش نرخ بهره اسمی شود که به موجب آن این انتظار در بنگاهها بهوجود میآید که هزینه تامین وجوه بیرونی بنگاه افزایش یافته و لذا مطابق با آن میزان استقراض خود را کاهش میدهند. این امر موجب کاهش سرمایهگذاری و در نتیجه کاهش تقاضای بیش از حد اعتبار از سوی بنگاهها خواهد شد. 4. معرفی دادهها و برآورد مدل 1-4. دادهها در این مطالعه از دادههای ساالنه دوره زمانی 1379 تا 1343 در اقتصاد ایران استفاده شده است. در این راستا بهمنظور محاسبه شکاف تولید به صورت تفاوت تولید ناخالص داخلی از تولید بالقوه و با استفاده از روش فیلتر هودریک پرسکات 2 از لگاریتم تولید ناخالص داخلی بدون نفت و به قیمت پایه سال 83 استفاده شده است. بهمنظور محاسبه نرخ تورم از شاخص بهای کاالها و خدمات مصرفی به قیمت پایه سال 83 استفاده شده است. سپس بهمنظور محاسبه شکاف تورم از نرخ تورم دوره گذشته بهعنوان تورم هدف استفاده شده است. همچنین نرخ رشد اعتبار اسمی بهصورت لگاریتم مانده 1. Jorda 2. Gourinchas and Obstfeld 3. Dell Ariccia 4. Williams قاعده سیاست پولی که در آن نرخ رشد پایه پولی در واکنش به اهداف متداول سیاست پولی )یعنی شکاف تورم و شکاف تولید( 6. Hodrick- Prescott Filter 7. ناشی از برآورد تعدیل میشود.

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 77 تسهیالت اعطایی بانکها و مؤسسات اعتباری حسب بخشهای مختلف اقتصاد )کشاورزی ساختمان و مسکن صنعت و معدن و بازرگانی و خدمات( در دوره t به مانده تسهیالت اعطایی در دوره 1-t میباشد. بهعالوه به منظور محاسبه شاخص اهرم مالی از نسبت بدهی بخش غیر دولتی به بانکها و موسسات اعتباری غیر بانکی به تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 83 استفاده شده است. کلیه دادههای مربوطه از سایت بانک مرکزی و نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی دریافت شده است. 2-4. آزمون پایایی متغیرها پیش از برآورد مدل ابتدا متغیرهای مدل به لحاظ وجود ریشه واحد مورد آزمون قرار میگیرند. نتایج 1 برای تشخیص مانایی فرآیند سریهای زمانی به شرح حاصل از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته جدول )1( است: نام متغیر جدول 1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها مقدار آماره t )در سطح( -7/83-9/55-9/25 احتمال مقدار آماره t )با یکبار تفاضلگیری( - - - احتمال - - - - 1/111 - -9/51 1/111 1/111 1/111 1/111 1/15 1/32-9/33-3/59-1/81 شکاف تورم (t π ) شکاف تولید (y t) نرخ رشد پایه پولی( (mg t )ε mg t شوک پولی ( نرخ رشد اعتبار اسمی )cg( شاخص اهرم مالی )lev( منبع: محاسبات تحقیق براساس نتایج بهدست آمده از جدول )1( کلیه متغیرها بهجز شاخص اهرم مالی در سطح پنج درصد مانا میباشند. بهعالوه شاخص اهرم مالی با یکبار تفاضلگیری مانا میشود. 3-4. برآورد مدل در ابتدا به برآورد قاعده سیاست پولی )4( میپردازیم که در آن نرخ رشد پایه پولی در واکنش به شکاف تورم و شکاف تولید تعدیل میشود. برای این منظور ابتدا به آزمون تصریح مدل نسبت )LR( 5 برای بررسی وجود الگوی خطی در مقابل الگوی چرخشی مارکف میپردازیم. آماره راستنمایی این آزمون دارای توزیع (q) χ 2 است که در آن q تعداد رژیم است. درصورتیکه مقدار آماره محاسبه شده از مقدار بحرانی بیشتر باشد میتوان بیان کرد که فرضیه صفر مبنی بر خطی بودن قاعده سیاست موردنظر را نمیتوان پذیرفت و در نتیجه وجود رابطهی غیرخطی )الگوی چرخشی( در تابع عکسالعمل قاعده سیاستی تأیید میشود. نتایج بهدست آمده در جدول )5( ارائه شده است: 1. Augmented Dickey- Fuller 2. Likelihood Ratio

76 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 جدول 2: نتایج آزمون LR برای قاعده سیاست پولی )9( مقدار آماره کای دو درجه آزادی احتمال منبع: خروجی نرمافزار Oxmetrics 6 1/1115 7 51/ 94 براساس نتایج بهدست آمده وجود رابطه غیرخطی یا چرخشی در قاعده سیاست پولی فوق تأیید میشود. از اینرو نتایج حاصل از برآورد قاعده تصریح شده با استفاده از مدل چرخشی مارکف به شرح جدول )3( است: نام متغیر جدول 3: نتایج مدل رژیم چرخشی مارکف برای قاعده سیاست پولی )9( ضریب انحراف معیار مقدار آماره t احتمال 1/111 1/113 1/113 1/111 1/14 1/598 احتمال 1/3157 1/2533 رژیم یک 13/11 1/1117 1/1945 C(1) 3/18 1/1251 1/7318 π t(1) -1/28 1/1418-1/3518 y t(1) رژیم دو 12/5 1/1141 1/3141 C(1) -1/57 1/1717-1/5277 π t(2) 1/353 1/5285 1/1824 y t(2) تعداد پارامتر: 4 تعداد مشاهدات: 91 لگاریتم حداکثر راستنمایی: 98/84 مقدار آماره آزمون آماره آزمون نوع آزمون 5/3785 χ 2 (2) آزمون نرمال بودن Test( )Jarque Bera 1/1819 F(1,29) آزمون ناهمسانی واریانس Test( )ARCH 1/3457 2/5334 χ 2 (6) آزمون خودهمبستگی پورتمن Test( )Portmanteau نوع نظام رژیم یک رژیم دو طبقهبندی نظام براساس سالهای تحت پوشش دوام انتظاری طبقهبندی رژیم براساس سالها 11 1325-1355 8 1352-1383 2 1388-1343 کل: 57 سال با دوام متوسط 8/33 سال 8 1379-1321 3 1353-1357 9 1389-1385 کل: 17 سال با دوام متوسط 7 سال احتمال انتقال یا گذر از یک رژیم به رژیم دیگر متوسط احتمال 1/422 1/445 1/449 1/437 1/491 1/443 Regime 2 (t-1) 1/5138 1/5421 Regime 1 (t-1) 1/4195 1/1475 Regime 1 (t) Regime 2 (t) منبع: خروجی نرمافزار Oxmetrics

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 77 نتایج آزمون نرمال بودن جارک برا نشان میدهد که توزیع جمالت اخالل مدل چرخشی مارکف نرمال میباشد. همچنین نتایج آزمون ناهمسانی واریانس ARCH و آزمون خودهمبستگی پورتمن نیز بهترتیب بیانگر پذیرش فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس و عدم وجود خودهمبستگی در جمالت اخالل میباشند. نتایج جدول )3( نشان میدهد که در نظام یک )سالهای 1325 تا 1352 1355 تا 1383 و 1388 تا 1343( با تعداد سالهای 57 سال و دوام متوسط 8/33 سال ضریب برآورد شدهی شکاف تورم مثبت و معنادار به لحاظ آماری میباشد. همچنین در این دورهها ضریب شکاف تولید منفی و معنادار در سطح ده درصد میباشد. این نتایج بهترتیب بیانگر چگونگی واکنش بانک مرکزی نسبت به انحرافات تورم از تورم هدف و انحرافات تولید از روند بلندمدت آن میباشند. به بیان دیگر بانک مرکزی در واکنش به کاهش شکاف تولید )بهصورت انحراف به سمت پایین تولید از روند بلندمدت آن( بهصورت افزایش رشد پایه پولی واکنش نشان داده است. با این وجود سیاستگذار پولی با افزایش تورم از سطح تورم هدف نرخ رشد پایه پولی را نیز افزایش داده است. بنابراین مالحظه می- شود که در طی این سالها بانک مرکزی بیشتر به.دنبال دستیابی به هدف ثبات اقتصادی بوده است و برای دستیابی به این هدف از طریق اعمال سیاست پولی انبساطی ناچار بوده است تا تورم را به سطحی باالتر از تورم هدف افزایش دهد. همچنین براساس نتایج بهدست آمده میتوان بیان کرد که در سالهای 1353 1321 و 1389 یک چرخش در وضعیت سیاستی اقتصاد ایران رخ داده است بهطوریکه در سالهای تحت پوشش نظام دو )1379 تا 1353 1321 تا 1357 و 1389 تا 1385( با 17 سال و دوام متوسط 7 سال ضریب تورم منفی و به لحاظ آماری معنادار در سطح ده درصد میباشد. بهعالوه ضریب برآوردی شکاف تولید در این دورهها مثبت بوده اگرچه به لحاظ آماری معنادار نمیباشد. این نتایج بیانگر آن است که در طی این سالها سیاستگذار پولی بیشتر به دنبال دستیابی به هدف ثبات تورم بوده است بهطوریکه با افزایش تورم به سطحی باالتر از تورم هدف بهصورت کاهش نرخ رشد پایه پولی واکنش نشان داده است. از اینرو بانک مرکزی از طریق اعمال سیاست پولی انقباضی ناچار است تا تولید را به سطحی پایینتر از روند بلندمدت آن کاهش دهد. بهعالوه نتایج جدول )3( نشان میدهد که هرگاه در دوره 1-t اقتصاد در وضعیت رژیم یک قرار داشته باشد با احتمال %41 در دوره t نیز در رژیم یک باقی خواهد ماند و تنها حدود %11 احتمال دارد که به وضعیت رژیم دو چرخش پیدا کند. بر همین اساس میتوان بیان نمود که هرگاه در دوره 1-t اقتصاد در وضعیت رژیم دو باشد با احتمال %81 در دوره t در رژیم دو باقی خواهد ماند و تنها %51 احتمال دارد که به وضعیت رژیم یک چرخش پیدا کند. در مجموع نتایج نشان میدهد که رژیم یک

79 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 که در آن بانک مرکزی از طریق اعمال سیاست پولی انبساطی بیشتر بهدنبال هدف ثبات اقتصادی بوده است نسبت به رژیم دو که در آن سیاستگذار پولی به دنبال دستیابی به هدف ثبات تورم می- باشد از پایداری و دوام بیشتری در طی دوره زمانی مورد مطالعه در اقتصاد ایران برخوردار بوده است. 1 برای قاعده سیاست پولی را نشان میدهد که در راستای نتایج شکل )1( احتماالت هموارشده بهدست آمده از جدول )3( میباشد. ناحیههای پررنگ در نمودار طبقهبندی سالها بین دو رژیم را نشان میدهند. منبع: خروجی نرمافزار Oxmetrics 6 نمودار 1: احتماالت هموارشده بهعالوه پسماند معادله برآورد شدهی فوق بیانگر شوک سیاست پولی ε t mg میباشد. در ادامه بهمنظور بررسی نقش عملکرد سیاستگذار پولی و نیز اهرم مالی )بهعنوان شاخص سیاست کالن احتیاطی( بر نرخ رشد اعتبارات به بخش خصوصی به برآورد قاعده سیاستی )11( می- پردازیم که در آن نرخ رشد اعتبارات اسمی cg t )بهعنوان معیار ثبات مالی در اقتصاد( در واکنش به mg شوک سیاست پولی ε t و اهرم مالی یا نسبت بدهی بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی lev t تعدیل میشود. نتایج حاصل از آزمون وجود یا عدم وجود الگوی غیرخطی به شرح جدول )9( میباشد: جدول 4: نتایج آزمون LR برای تابع عکسالعمل سیاستی )11( مقدار آماره کای دو درجه آزادی احتمال منبع: خروجی نرمافزار Oxmetrics 6 1/1499 2 11/ 811 1. Smoothed Probabilities

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 98 براساس نتایج بهدست آمده وجود رابطه خطی در تابع عکسالعمل سیاستی فوق تأیید میشود از اینرو تصریح الگوی )11( به صورت چرخشی نامناسب میباشد. نتایج حاصل از برآورد قاعده تصریح شده با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی )OLS( به شرح جدول )7( است: نام متغیر ضریب جدول 5: برآورد قاعده )11( با استفاده از OLS انحراف معیار مقدار آماره t احتمال 1/5428 1/144 1/111 احتمال 1/184 1/4554 1/12-1/24 9/44 1/1384 1/5253 1/1421 1/1915-1/9935 1/4549 C ε t mg lev t تعداد مشاهدات: 91 معناداری کلی رگرسیون: F(2,37)= 19 /41 Prob ( 1 / 111) نوع آزمون آزمون نرمال بودن Test( )Jarque Bera آزمون ناهمسانی واریانس Test( )ARCH آماره آزمون تعداد پارامتر: 3 R 2 = 1 /9923 χ 2 (2) F(1,38) مقدار آماره آزمون 9/8355 1/1111 1/5732 1/955 F(2,35) آزمون خودهمبستگی Test( )AR منبع: خروجی نرمافزار Oxmetrics 6 نتایج آزمون نرمال بودن جارکبرا بیانگر نرمال بودن توزیع جمالت اخالل مدل است. همچنین نتایج آزمون ناهمسانی واریانس ARCH و آزمون خودهمبستگی نیز بهترتیب بیانگر عدم وجود ناهمسانی واریانس و عدم وجود خودهمبستگی در جمالت اخالل میباشند. نتایج جدول )7( نشان میدهد که ضریب متغیر اهرم مالی مثبت و به لحاظ آماری معنادار است. این نتیجه بهطور ضمنی بیانگر آن است که در طی سالهای تحت مطالعه از شاخص نسبت بدهی به تولید بهعنوان شاخص احتیاطی برای مقابله با ریسک سیستماتیک و دستیابی به ثبات مالی از طریق کاهش نرخ رشد اعتبارات اسمی در سیستم بانکی استفاده نشده است بهطوریکه علیرغم بدتر شدن وضعیت ترازنامه کارآفرینان از طریق افزایش نسبت بدهی بخش خصوصی رشد اعتبارات و مانده تسهیالت اعطایی به بخشهای مختلف اقتصاد نیز افزایش یافته است. این امر موجب افزایش احتمال نکول وامهای اعطایی و در نتیجه افزایش ریسک و بیثباتی مالی در اقتصاد خواهد شد. بهعالوه نتایج حاصل از برآورد ضریب شوک پولی نشان میدهد که در کل سالهای تحت مطالعه عملکرد سیاست پولی به کاهش نرخ رشد اعتبارات منجر شده است و این کاهش در سطح ده درصد معنادار میباشد برای مثال شوک مثبت سیاست پولی بهعنوان یک سیاست پولی انقباضی موجب کاهش نرخ رشد اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی شده است. این نتیجه بیانگر عملکرد مناسب سیاستگذار پولی در بهبود ثبات مالی از طریق کنترل نرخ رشد اعتبارات به بخش خصوصی در طی سالهای تحت پوشش

91 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 مطالعه میباشد. به بیان دیگر بانک مرکزی در واکنش به افزایش بیش از حد نرخ رشد اعتبارات به اعمال سیاست پولی انقباضی از طریق کاهش نرخ رشد پایه پولی پرداخته است. اعمال این سیاست موجب تحقق کانال انتظاراتی شده و این انتظار را در بنگاههای بخش خصوصی بوجود میآورد که هزینه تأمین مالی بیرونی بنگاه افزایش یافته و لذا مطابق با آن میزان استقراض خود را کاهش میدهند. این امر موجب کاهش سرمایهگذاری و از اینرو کاهش تقاضا برای اعتبار خواهد شد. نتیجهگیری در این مطالعه در ابتدا به برآورد قاعده سیاستی پرداخته شد که در آن نرخ رشد پایه پولی در واکنش به شکاف تورم و شکاف تولید تعدیل میشود. نتایج حاصل از آزمون تصریح مدل بیانگر وجود رابطه غیرخطی یا چرخشی در تابع عکسالعمل سیاستی فوق میباشد. نتایج حاصل از برآورد قاعده تصریح شده با استفاده از مدل چرخشی مارکف نشان داد که در طی سالهای 1325 تا 1352 1355 تا 1383 و 1388 تا 1343 با تعداد سالهای 57 سال و پایداری متوسط 8/33 سال بانک مرکزی بیشتر به دنبال دستیابی به هدف ثبات اقتصادی بوده است و برای دستیابی به این هدف از طریق اعمال سیاست پولی انبساطی ناچار بوده است تا تورم را به سطحی باالتر از تورم هدف افزایش دهد. همچنین نتایج بهدست آمده نشان داد که در سالهای 1353 1321 و 1389 یک چرخش در وضعیت سیاستی اقتصاد ایران رخ داده است بهطوریکه در سالهای 1379 تا 1353 1321 تا 1357 و 1389 تا 1385 با 17 سال و دوام متوسط 7 سال سیاستگذار پولی بیشتر بهدنبال دستیابی به هدف ثبات تورم بوده بهطوریکه با افزایش تورم به سطحی باالتر از تورم هدف بهصورت کاهش نرخ رشد پایه پولی واکنش نشان داده است. از اینرو بانک مرکزی از طریق اعمال سیاست پولی انقباضی ناچار بوده است تا تولید را به سطحی پایینتر از روند آن کاهش دهد. در مجموع نتایج نشان میدهد که سالهایی که در آن بانک مرکزی از طریق اعمال سیاست پولی انبساطی بیشتر بهدنبال هدف ثبات اقتصادی بوده است نسبت به دورههایی که در آن سیاستگذار پولی به دنبال دستیابی به هدف ثبات تورم میباشد از پایداری و دوام بیشتری در طی دوره زمانی مورد مطالعه در اقتصاد ایران برخوردار بوده است. در ادامه بهمنظور بررسی نقش عملکرد سیاستگذار پولی و نیز اهرم مالی )بهعنوان شاخص سیاست احتیاطی( بر معیار ثبات مالی اقتصاد ایران به محاسبه پسماند معادله برآورد شدهی فوق بهعنوان نماینده شوک سیاست پولی پرداخته شد. سپس قاعده سیاستی برآورد شد که در آن نرخ رشد اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی )بهعنوان معیار ثبات مالی در اقتصاد( در واکنش به شوک سیاست پولی و اهرم مالی یا نسبت بدهی بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی تعدیل میشود.

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 92 نتایج حاصل از آزمون تصریح مدل بیانگر وجود رابطه خطی در تابع عکسالعمل سیاستی بود. از اینرو به برآورد این قاعده از طریق روش حداقل مربعات معمولی پرداخته شد. نتایج برآورد نشان داد که در طی سالهای تحت مطالعه از شاخص نسبت بدهی به تولید به عنوان شاخص احتیاطی برای مقابله با ریسک سیستماتیک و دستیابی به ثبات مالی از طریق کاهش نرخ رشد اعتبارات اسمی در سیستم بانکی استفاده نشده است بهطوریکه علیرغم بدتر شدن وضعیت ترازنامه کارآفرینان از طریق افزایش نسبت بدهی بخش خصوصی رشد اعتبارات و مانده تسهیالت اعطایی به بخشهای مختلف اقتصاد نیز افزایش یافته است. بهعالوه نتایج حاصل از برآورد ضریب شوک پولی بیانگر عملکرد مناسب سیاستگذار پولی در بهبود ثبات مالی از طریق کنترل نرخ رشد اعتبارات به بخش خصوصی میباشد. به بیان دیگر بانک مرکزی در واکنش به افزایش نرخ رشد اعتبارات به اعمال سیاست پولی انقباضی از طریق کاهش نرخ رشد پایه پولی پرداخته است. اعمال این سیاست موجب تحقق این انتظار در بنگاههای بخش خصوصی میشود که هزینه تأمین مالی بیرونی بنگاه افزایش یافته و لذا مطابق با آن میزان استقراض خود را کاهش میدهند. این امر موجب کاهش سرمایهگذاری و نیز کاهش تقاضا برای اعتبار از سوی بنگاهها خواهد شد و لذا سیاستگذار پولی با کنترل گسترش بیش از حد اعتبارات ریسک و احتمال نکول وام توسط کارآفرینان را کاهش داده و از اینرو به بهبود ثبات مالی اقتصاد منجر شده است.

99 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال ششم- شماره 22- زمستان 1997 منابع ابونوری اسمعیل و عرفانی علیرضا )1385(.»الگوی چرخشی مارکف و پیشبینی احتمال وقوع بحران نقدینگی در کشورهای عضو اوپک«پژوهشنامه اقتصادی 3)31(: 159-173. تقیزاده حجت زمانیان غالمرضا و هراتی جواد )1347(.»محاسبه شاخصهای شرایط پولی و مالی با استفاده از روش تحلیل مولفههای اساسی برای اقتصاد ایران«فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران 7)14(: 75-54. ختایی محمود محمدی تیمور و میرزایی اسماعیل )1347(.»عوامل تعیینکننده کیفیت پورتفوی وام در نظام بانکی ایران: رویکرد پانل پویا«فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران 7)15(: 118-81. مهرگان نادر محمدزاده پرویز حقانی محمود و سلمانی یونس )1345(.»بررسی الگوی چند رفتاری رشد اقتصادی در واکنش به نوسانات قیمت نفت خام: کاربردی از مدلهای GARCH و رگرسیون چرخشی مارکف«فصلنامه تحقیقات مدلسازی اقتصادی 3)15(: 111-53. Akinci, O. and Olmstead-Rumsey., J. (2015). How effective are Macroprudential Policies? An Empirical Investigation. International Finance Discussion Papers, 1136: 1-49. Angelini, P.; Neri, S. and Panetta, F. (2012). Monetary and Macroprudential Policies. ECB Working Paper, No. 1449: 1-34. Badarau, C. and Popescu, A. (2014). Monetary Policy and Credit Cycles: A DSGE Analysis. Economic Modelling, 42: 301-312. Bailliu, J.; Meh, C. and Zhang, Y. (2015). Macroprudential Rules and Monetary Policy when Financial Frictions Matter. Economic Modelling, 50: 148-161. Dell Ariccia, G.; Igan, D.; Laeven, L.; Tong, H.; Bakker, B. and Vandenbussche, J. (2012). Policies for Macrofinancial Stability: How to Deal with Credit Booms. IMF Staff Discussion Note 12/06, 1-45. Diebold, F.X.; Lee, J. H. and Weinbach, G. (1994). Regime Switching with Time- Varying Transition Probabilities, Oxford University Press, 283-302. Filardo, A. (1992). Business Cycle Phases and Their Transitional Dynamics, Federal Reserve Bank of Kansas City, Mimeo. Gourinchas, P. and Obstfeld, M. (2012). Stories of the Twentieth Century for the Twenty-First. Journal of Macroeconomics, 4: 226-65. Hamilton. (1994). Time series Analysis, Princeton University Press. International Monetary Found (2014a). Staff Guidance Note on Macroprudential Policy. IMF Policy Paper, December, 1-43. International Monetary Fund (2015b). Monetary Policy and Financial Stability. IMF Policy Paper, August, 1-66. Jorda, Ò.; Schularick, M. and Taylor, A. (2011). Financial Crises, Credit Booms, and External Imbalances: 140 Years of Lessons. IMF Economic Review, 59(2): 340-378. Kannan, P.; Rabanal, P. and Scott, A. (2012). Monetary and Macroprudential Policy Rules with House Price Booms. B.E. Journal of Macroeconomics, 12(1): 1-44. Levine, P. and Lima, D. (2015). Policy Mandates for Macro-Prudential and Monetary Policies in a New Keynesian Framework. ECB Working Paper, 1784: 1-43.

بررسی نقش سیاست پولی و اهرم مالی... 92 Quint, D. and Rabanal, P. (2014). Monetary and Macroprudential Policy in an Estimated DSGE Model of the Euro Area. International Journal of Central Banking, 10: 169-235. Smets, F. (2014). Financial Stability and Monetary Policy: How Closely Interlinked?. International Journal of Central Banking, 10(2): 263-300. Smit, N. (2015). A Comparison of the Stabilising Effects of Augmented Taylor Rules and Macroprudential Policy in A DSGE Framework with Financial Frictions. Master Thesis, University of Amsterdam. Williams, J. C. (2015). Measuring the Effects of Monetary Policy on House Prices and the Economy. Presentation to Bank Indonesia BIS Conference on Expanding the Boundaries of Monetary Policy in Asia and the Pacific, Jakarta, Indonesia, 1-13. Zdzienicka, A.; Chen, S.; Diaz Kalan, F.; Laseen, S. and Svirydzenka, K. (2015). Effects of Monetary and Macroprudential Policies on Financial Conditions: Evidence from the United States. IMF Working Paper, WP/15/288, 1-29. Zhang, L. and Zoli, E. (2016). Leaning Against the Wind: Macroprudential Policy in Asia. Journal of Asian Economics, 42: 33-52.