الزهرا دانشگاه استاد 3.

229-265 1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه فصلنامه کالن اقتصاد برپویاییهای بازاركار اختالالت اثر 1 جديد كينزي الگوي يك چارچوب در 3 افشاری زهرا 2 جوان موراشین 4 توکلیان حسین 95/12/21 پذیرش: 95/7/10 دریافت: بیزی /رویکرد دستمزد ماركآپ / اسمي چسبندگي / بیکاری چکیده شده طراحي ایران اقتصاد برای تصادفی پویای عمومی تعادل الگوی يك مقاله این در میشود. دیده هم بازارکار اختالالت کاال بازار اختالالت بر عالوه آن در بهطوريكه است گالي) ۲۰۱۱ ( از پيروي به بازارکار در تعادل عدم فرض با الگو این در دیگر بهعبارت که است این اقتصادی ادبیات در مقاله این مشارکت است. شده لحاظ الگو در بیکاری زا خاصی نوع در کار نیروی از هرکدام بهطوریکه شده فرض ناهمگن بهصورت بازارکار وارد دستمزد چسبندگی و بازاری قدرت بهصورت نیز بازارکار اختالالت متخصصاند. کار که دارد وجود خانوار درون در کامل ریسک تسهیم میشود فرض همچنین است. شده تضمین آنها بودن بیکار و شاغل از صرفنظر خانوار اعضای تمام برای یکسانی مصرف دكتر خانم راهنمايي به و نوکینزی«الگوی یک کار: بازار و پولی»سیاست عنوان با دكترا پاياننامه از مقاله این 1. است. شده استخراج الزهرا دانشگاه اقتصاد دانشكده در افشاری زهرا m.javan@alzahra.ac.ir الزهرا دانشگاه دكتري دانشجوي 2. Z.afshari@alzahra.ac.ir الزهرا دانشگاه استاد 3. avakolianh@gmail.com طباطبايي عالمه دانشگاه استاديار 4. مسئول. نویسنده افشاری زهرا

230 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 میکند. در این الگو پس از برآورد پارامترها با استفاده از رویکرد بیزی به بررسی اثرات تکانههای تكنولوژي پولی و عرضه نيروي كار بر پویاییهای متغیرهای کالن اقتصاد در دوره زمانی ۱۳۸۴ تا ۱۳۹۳ پرداخته شده است. نتایج توابع واکنش آنی متغیرها نسبت به تکانههای مختلف نشان ميدهد تکانههای منفی عرضه نیروی کار تکانه مثبت پولی و تکانه منفی تکنولوژی سبب كاهش نرخ بیکاری شده و دانستن این آثار سیاستگذاران را بهسوی تصمیمگیری بهتری سوق میدهد. طبقهبندی C11, E24, E32 :JEL

231 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک مقدمه اشتغال افزایش و بوده هرکشوری اقتصاد اساسی موضوعات جمله از بیکاری و اشتغال بیکاری نرخ بر کالن اقتصاددانان است. کالن اقتصاد عملکرد نشانگر بیکاری کاهش و رد بازارکار شاخصهای به نگاهی با میکنند. تمرکز اقتصادي مهم شاخص یک بهعنوان نزولی روند 1 اقتصادي مشارکت نرخ میشود مشاهده )۱( نمودار در همانطورکه ایران نرخ اگرچه است. ۱۳۹۳ رسیده سال در درصد ۳۷/۲ به ۱۳۸۴ سال در درصد ۴۱ از و داشته رسیده درصد ۱۰/۴ به درصد ۱۱/۵ از و داشته نزولی روند ۱۳۸۷ تا ۱۳۸۴ سال از بیکاری درصد ۱۳/۵ به ۱۳۸۹ سال در و یافته افزایش شدت به ۱۳۹۱ سال تا ۱۳۸۷ از اما است دیگر بهعبارت است. یافته کاهش درصد ۱۰/۶ به ۱۳۹۳ سال در آن از پس و رسیده است. کرده تجربه را درصد ۱۰ باالی عددهای بیکاری نرخ همواره 1384-۱۳۹۳ سالهای بیکاری نرخ و مشارکت نرخ 1 نمودار دهساله جمعیت کل به بیکار( و )شاغل بیشتر و دهساله فعال جمعیت نسبت از است عبارت اقتصادی مشارکت نرخ 1. بیشتر. و

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 232 نوسانات تحلیل و تجزیه برای جدید کینزی الگوی چارچوب از استفاده اخیر سالهای در تعادل الگوهای درونی سازگاری چارچوب این است. شده رایج تثبیت سیاستهای و افزایش را پولی سیاست کارایی بنابراین و میکند ترکیب کینزی فروض با را پویا عمومی کینزی الگوی از نسخهای سیاستی مؤسسات و مرکزی بانکهای از بسیاری. 1 میدهد و شبیهسازی هدفهای برای خود ابزار جعبه از بخشی بهعنوان را متوسط مقیاس با جدید بین در نیستند. انتقاد از عاری الگوها سایر مانند هم الگوها این اما میکنند اتخاذ پیشبینی محسوب کاستیها اصلیترین از یکی بهعنوان اغلب بیکاری نکردن منظور کاستیها تمام الگوهای در بیکاری نگرفتن نظر در )2009( سایرین و گرتلر و گالی اعتقاد به میشود. بیکاری زیرا دارد الگوها این کاستی از نشان 2 )DSGE( تصادفی پویای عمومی تعادل.3 شود گرفته نادیده الگوسازی در نباید و است سیاستگذاری مرکزی و مهم شاخص کاستی این رفع جهت پژوهشگران از فزایندهای تعداد گذشته سالهای در بنابراین پولی غیرخنثایی و اسمی چسبندگیهای که کردند طراحی چارچوبهایی و کوشیدند میشوند( بیکاری پیدایش سبب )که بازارکار بودنهای غیرکامل با را جدید کینزی الگوی وجود با DSGE الگوی یک طراحی به ایران در اخیر تحقیقات از بسیاری ترکیبمیکنند. نکردهاند. لحاظ را بازارکار اختالالت آنها اغلب ولی پرداختهاند کاال بازار اختالالت اقتصاد با متناسبی DSGE الگوی )۲۰۱۱( گالی از پیروی به میکوشد حاضر مقاله بنابراین قدرت و دستمزد چسبندگی وجود با بیکاری آن در که کند طراحی بيكاري لحاظ با ایران جمله از ايران اقتصاد ويژگيهاي الگو اين در همچنین میشود. توجیه بازارکار در بازاری الگوی چارچوب در است. شده گرفته درنظر پولی سیاستگذاری در دولت مالی سلطه كالن متغيرهاي پويايي بر كار نيروي عرضه و تكنولوژي پولي تكانههاي اثر طراحیشده میشود. بررسي اقتصادي روش به معادالت سیستم پارامترهای بیزی روش مزایای به توجه با الگو برآورد براي آن براساس میشوند. برآورد MATLAB نرمافزار تحت داینر برنامه از استفاده با بیزی مهم متغیرهای پویاییهای بررسی برای سپس میشوند. شبیهسازی اقتصادی متغیرهای 1. Gali (2010). 2. Dynamic Sochasic General Equilibrium. 3. Gali, Smes and Wouers (2012).

233 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک ارائه آنی واکنش توابع پولی و تکنولوژی کار نیروی عرضه تکانههای اثر در اقتصادی است: شده ساماندهي زير صورت به مقاله ارائه فوق اهداف به دستيابي براي میشود. عمومی تعادل الگوی یک سپس میگیرد. صورت انجامشده مطالعات بر مروری نخست الگو پارامترهای برآورد و حل روش آنگاه و است شده طراحی چندبخشی تصادفی پویای تأثیر تحلیل به آنی واکنش توابع از استفاده با درنهایت و میشود. ارائه بیزی روش مبنای بر سرانجام میشود. پرداخته ایران اقتصاد بر تكنولوژي و كار نيروي عرضه پولی تکانههاي بود. خواهد مقاله پایانی بخش موضوع الگو چارچوب در و یافتهها براساس نتیجهگیری تحقیق پیشینه 1. پویای عمومی تعادل الگوی یک قالب در بیکاری موضوع زمینه در تجربی مطالعات بازاری قدرت یا و انطباق و جستوجو کلی رویکرد دو چارچوب در میتوان را تصادفی لحاظ با كه كردند سعي بسياري مقاالت اخير سالهاي در کرد. بررسی کار بازارهای در از بسیاری بگنجانند. عمومي تعادل الگوهاي در را بيكاري كار بازار اصطكاكهاي میکنند. معرفی بازارکار اصطکاک بهعنوان را انطباق و جستوجو اصطکاکهای مقاالت پویای عمومی تعادل الگوی یک قالب در کار بازار در انطباق و جستوجو الگوی اولینبار انجام 1 پیساریدس و مورتنسن توسط ۱۹۹۴ سال در جدید کینزی چارچوب در تصادفی برای را انطباق و جستوجو اصطکاک داللتهای 3 آندولفاتو و 2 م رز مثل مقاالتی شد. الگوی بههرحال میکردند. مطالعه 4 RBC استاندارد الگوی یک در اقتصادی نوسانات مهم مشاهدهشده واقعیات با نمیتوانست پیساریدس و مورتنسن انطباق و جستوجو بیکاری نوسانات توضیح برای خوبی عملکرد الگوها نوع این خاص بهطور شود. منطبق دادهها در حقیقی دستمزد رفتار و 6 بازار فشردگی و 5 متصدی بدون شغلهای بیکاری ماندگار و زیاد معرفی بیکاری از متفاوتی تفسیر ۲۰۱۱ سال در اولینبار گالی اینکه تا نداشتند. دادهها در 1. Morensen, D. T. and C. A. Pissarides (1994). 2. Merz (1995). 3. Andolfao (1996). 4. Real Business Cycle. 5. Vacan Job. 6. Marke Tighness.

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 234 بازارکار در دستمزد چسبندگی و بازاری قدرت وجود حاصل بیکاری وی الگوی در کرد. تنها و است بوده DSGE غیر مطالعات به محدود بیکاری و کار بازار مطالعات ایران در بود. بررسی به ادامه.در پرداختهاند کار بازار اختالالت تقش به تاکنون معدودی پژوهشهای پرداخته گالی و انطباق و جستوجو رویکرد دو هر به مربوط مقاالت مهمترین از برخی میشود. بحث DSGE الگوی قالب در کشور داخل پژوهشهای نیز آخر در میشود. آن در که میپردازند بنگاه بهینهسازی الگوی یک ارائه به 1 لوین و هندرسن ارسگ شده گرفته نظر در تأخیری اسمی قراردادهای و دارند انحصاری رقابت کاال و بازارکار هردو قیمتها و دستمزدها هردوی که است حصول قابل زمانی فقط پرتو بهینه همچنین است. سیاست با دارند چسبندگی دستمزدها و قیمتها وقتی بنابراین باشند. انعطافپذیر کامال تولید متفاوت کاالهای با الگویی ایشان یافت. دست پرتو بهینه رفاه سطح به نمیتوان پولی واسطه و نهایی کاالی هردوی قیمتهای آن در که گرفتند درنظر را مرحله دو در شده و دستمزدها هردوی که میکنند فرض الگو این در آنها میشود. تعیین تأخیری بهصورت هک میدهد نشان آنها مطالعات نتایج همچنین. 2 است چسبنده واقعی اقتصادهای در قیمتها درحالیکه میشود ایجاد بزرگی نسبتا رفاهی زیانهای قیمتی تورم اکید گذاری هدف با است. بهینه قاعده خوبی به تقریبا دیگر ساده سیاستی قاعدههای از بسیاری و بازارکار اصطکاک فرض با را بازارکار خود مقاله در 3 لینزرت و کریستوفل دستمزد چسبندگی میکنند. جدید کینزی تجاری ادوار الگوی وارد دستمزد چسبندگی طریق از تورم پویایی بر کاری ساعات و دارد تعامل اشتغال تعدیالت با الگو در حقیقی به بهره نرخ به تورم و بیکاری پاسخ ایشان مطالعه نتایج براساس است. مؤثر نهایی هزینههای نوسانات باشند چسبندهتر دستمزدها هرچه عموما دارد. بستگی دستمزد چسبندگی درجه بازار نهادهای به تورم و بیکاری بر پولی سیاست تکانه اثر بهعالوه دارد. بیشتری تداوم تورم است. وابسته چانهزنی قدرت قبیل از 1. Ereg, Chrisopher J.; Dale W. Henderson and Andrew T. Levin (2000). اشتغال قراردادهای معتقدند )زیرا دارند تأکید دستمزد چسبندگی از بیش قیمتها چسبندگی به دیگر مقاالت برخی 2. دستمزد قراردادهای وجود علت به کار نیروی اشتباه تخصیص هرگونه از اساسی بهطور اقتصادی وضعیت به وابسته میکند. جلوگیری اسمی 3. Chrisoffel, Kia and Tobias Linzer (November 2005).

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 235 اسمتز و وترز 1 در سال ۲۰۰۷ به طراحي يك الگوي تعادل عمومي پوياي تصادفي برای بررسي منابع نوسانات ادوار تجاري در اقتصاد امریکا پرداختند. ایشان به همراه گالي 2 به پیروی از الگوی گالی )۲۰۱۰( بیکاری غیرداوطلبانه را بهعنوان یک متغیر قابل مشاهده وارد الگوی اسمتز و وترز )۲۰۰۷( کردند. بیکاری در الگوی آنها نتیجه وجود قدرت بازاری در بازارهای نیروی کار بوده و نوسانات بیکاری در الگوی ایشان نیز حاصل تغییرات مارکآپ دستمزد و یا چسبندگیهای اسمی دستمزد است. نتایج بررسی آنها بیانگر این امر بود که تکانههای عرضه نیروی کار نقش محدودی در بهوجود آوردن نوسانات بیکاری دارد. آنها همچنین نشان دادند بیشتر نوسانات بیکاری در کوتاه مدت و میان مدت به دلیل تکانههای تقاضا است. گالی 3 براساس الگوی ارسگ و همکاران یک تفسیر متفاوت برای معرفی بیکاری در قالب یک الگوی کینزی جدید پیشنهاد میدهد. وی در الگوی خود به ارزیابی نقش بالقوه چسبندگی دستمزد اسمی بهعنوان منبع نوسانات بیکاری در پاسخ به تکانههای مختلف پرداخته و بیکاری را حاصل وجود قدرت بازاری در بازارکار میداند. براساس نتایج وی چسبندگی دستمزد تنها منبع نوسانات بیکاری در الگو است و هرچه درجه چسبندگی باالتر باشد نوسانات بیکاری در الگو افزایش مییابد. درنهایت مقاله به بررسی سیاست بهینه پولی پرداخته و نتایج نشان میدهد در این الگو برای دستیابی به سیاست پولی بهینه بانک مرکزی باید بهطور همزمان به تمام متغیرهای بیکاری تولید و تورم پاسخ دهد. انگلر 4 يك الگوي كينزي جديد براساس الگوی گالي )۲۰۱۰( براي بيكاري طراحی كرد که بر اين فرض اساسی استوار بود که ريسك بيكاري بهصورت منفي بر مطلوبيت نيروي كار شاغل اثر ميگذارد. يعني يك افزايش در بيكاري به دليل افزايش ريسك بيكار شدن ذهنيت خوب نيروي كار را كاهش ميدهد. انگلر از يك اقتصاد باز براي شبيهسازي اقتصاد خود استفاده ميكند و يافته اصلي پژوهشاش اين است كه لحاظ بيكاري نتايج تجربي الگوي كينزي جدید را بهبود ميبخشد. در الگوی وی نيروي كار در پاسخ به يك تكانه سياست پولي انبساطي افزايش مييابد. 1. Smes, F. and R. Wouers (2007). 2. Gali, Jordi; Frank Smes and Raf Wouers (2010). 3. Gali, Jordi (2011). 4. Engler, Philipp (2011).

236 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 کریستیانو و همکاران 1 یک الگوی پولي با بيكاري غيرارادی طراحی كردندكه در آن نرخ مشاركت نيرويكار در طول ادوار تجاري نوسان ميكند. این الگو به خوبي میتواند پاسخهاي نرخ اشتغال و بيكاري را به تکانههای سیاست پولی و تکنولوژی در الگو بيان كند. کریستیانو و همکاران )۲۰۱۳( یک الگوی کینزی جدید را با وجود سرمایه و یک اینرسی دستمزد درونزا و بدون هیچ چسبندگی اسمی برونزا معرفی کرده و به بررسی این امر میپردازند که چگونه بنگاهها و نیروی کار بر سر دستمزد چانه میزنند. ایشان در مقاله خود به چگونگی پاسخ بازارکار به تکانههای سیاست پولی و تکنولوژی پرداختند. وجود اینرسی دستمزد در الگوي آنها سبب میشود چگونگی رفتار بنگاهها و کارگران در زمان چانهزنی براي تعيين دستمزدها قابل بررسی شود. ارسگ و لوین )۲۰۱۳( در مقاله خود به بررسی نرخ مشارکت نیروی کار و سیاست پولی در دوران بحران بزرگ امریکا پرداخته و یک الگوی کینزی جدید طراحی کردند که در آن نوسانات نرخ مشارکت نیروی کار تغییرات درونزا دارد. ایشان از این الگو برای ارزیابی داللتهای سیاست پولی استفاده کردند. همچنین الگوی آنها چگونگی اثرگذاری شرایط تقاضای ضعیف بازارکار )بیکاری باال و بازدهی کم نیروی کار( بر مشارکت نیروی کار را تحلیل میکند. ویژگی دیگر الگوی آنها وجود یک هزینه تعدیل جابجایی نیروی کار بین بخشهای خانه و بازارکار است. این هزینه تعدیل به توضیح این امر کمک میکند که چگونه تغییرات نسبتا موقتی بیکاری سبب تغییرات کوچک نرخ مشارکت میشود درحالیکه بحرانهای بزرگ ممکن است سبب تغییرات بزرگی در نرخ مشارکت شود. درصورت عدم وجود هزینههای تعدیل نرخ مشارکت مستقیما با نرخ اشتغال نوسان میکند. آنها معتقدند تبادلی بین اهداف سیاست پولی )ایجاد رونق اقتصادی و تثبیت تورم( وجود دارد که از کالیبراسیون پارامترهای کلیدی الگو متأثر میشود. ژانگ 2 نیز برای توضیح نرخ بیکاری باال و پایدار امریکا در زمان بحران و پس از آن الگویی را با لحاظ اصطکاکهای جستوجو و انطباق اینرسی دستمزد درونزا و تکانههای عواید بیکاری طراحی کرده است. فراغت در الگوی وی در تابع مطلوبیت لحاظ نشده است و به جای آن در قید بودجه دیده میشود یعنی ارزش بیکاری برحسب مصرف کاالها در 1. Chrisiano, Lawrence J.; Mahias Traband and Karl Walenin (2012). 2. Zhang, Ji. (2014).

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 237 نظر گرفته شده است و بهعنوان بخشی از درآمد خانوار آورده میشود. همچنین در این مقاله فرض میشود فرآیند تعیین دستمزد براساس الگوی کریستیانو و همکاران )۲۰۱۳( است که اینرسی دستمزد نتیجه تعادلی تغییر فرآیند پیشنهاد چانهزنی است. نتایج پژوهش وی حاکی از آن است که تکانههای عواید بیکاری بیشتر سبب ایجاد نوسانات بیکاری میشوند. در حقیقت ژانگ معتقد است گسترش عواید بیکاری به افزایش نرخ بیکاری کمک میکند. گالی )۲۰۱۵( به بررسی منابع رفتار ریشه واحد نرخ بیکاری در اروپا با استفاده از یک الگوی کینزی جدید پرداخته و میکوشد بیکاری ناهمگرا را در یک الگوی کالن استاندارد قرار دهد. مقاله وی درکنار تجزیه و تحلیلهایش مزایای لحاظ بیکاری در الگوهای تعادل عمومی پویای تصادفی در مناطق اروپا را اثبات میکند. وی سه فرض برای منبع ریشه واحد بودن نرخ بیکاری معرفی کرده است: فرض نرخ طبیعی بیکاری فرض تبادل بلندمدت بین بیکاری و تورم و فرض هایستریسیس. 1 نتایج این مقاله پیشنهاد میدهد هیچکدام از این سه فرض بهتنهایی نمیتواند در دوره 1970-۲۰۱۴ بیکاری و تورم دستمزد بهوجود آورده باشد. به اعتقاد ایشان دو فرض تبادل بلندمدت و هایستریسیس بیشتر از فرض نرخ طبیعی برای تفسیر نوسانات بیکاری مفید هستند بهخصوص فرضیه تبادل بلندمدت که در اصل سبب افزایش بیکاری در دهههای ۱۹۷۰ و ۱۹۸۰ بهعنوان یک نتیجه دوره ضد تورمی است. فرضیه هایستریسیس نیز سبب ماندگاری قابلتوجه تورم دستمزد در دوره بعد از ۱۹۹۴ است. فرزینوش احسانی و کشاورز )۱۳۹۴( نیز به بررسی اثر تکانه مالی و اصطکاک مالی بر نوسانات بازار کار پرداخته و نشان دادند اصطکاک مالی در اثرگذاری تکانههای دارایی کارآفرینان نرخ بهره و سرمایهگذاری بر نوسانات بازار کار نقش مهمی دارد. به این منظور ایشان یک الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی را با استفاده از الگوی جستوجو و تطبیق برای اقتصاد ایران بهعنوان یک اقتصاد باز کوچک طراحی کرده و نشان دادند یک تکانه مالی منفی باعث افزایش نرخ بیکاری و کاهش ارائه فرصتهای شغلی توسط کارآفرینان میشود. همچنین نتیجه گرفتند اصطکاک مالی سبب تقویت تکانههای مالی و نوسانات 1. Hyseresis.

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 238 اب بهره نرخ تکانه ایشان اعتقاد به میشود. شغلی فرصتهای ارائه و بیکاری در بزرگتری میشود. بیکاری افزایش سبب کمتر شغلی فرصتهای ارائه و سرمایهگذاری کاهش همانطورکه اما است. گرفته صورت DSGE حیطه در بسیاری مطالعات نیز ایران در تنها تاکنون درحالیکه پرداختهاند کاال بازار اختالالت به مقاالت این اغلب شد گفته اهمیت به توجه با بنابراین کردهاند. بررسی را بازارکار اختالالت آنها از اندکی تعداد بر عالوه میکوشد مقاله این ایران اقتصاد در اقتصادی مشارکت نرخ و بیکاری موضوع نیز را بازارکار اختالالت ایران اقتصاد مشابه اقتصادی در کاال بازار اختالالت درنظرگرفتن کند. بررسی الگویی چنین در را مختلف تکانههای اثرات و گرفته درنظر الگو نظری مبانی 2. جدید کینزی نوع از تصادفی پویای عمومی تعادل الگوی یک طراحی مقاله این هدف )اختالالت بیکاری تعریف برای )۲۰۱۱( گالی الگوی از آن در که است ایران اقتصاد برای الگو این در است. شده استفاده تأخیری دستمزد و قیمتگذاری لحاظ با بازارکار( واسطهای کاالهای و نهایی کاالی تولیدکننده بنگاه خانوار شامل اقتصادی کارگزاران شکل را خود اقتصادی رفتار بسته اقتصادی محیط یک در که است مرکزی بانک و دولت قیمتگذاری از و بوده چسبنده قیمتها و دستمزدها میشود فرض همچنین میدهند. و نهایی کاالی تولیدکننده بنگاه میشود گرفته نظر در بنگاه نوع دو میکنند. پیروی کالو رقابت فضای در که نهایی کاالی تولیدکننده بنگاه یک واسطه. کاالهای تولیدکننده بنگاه واسطه کاالهای از زنجیرهای از استفاده با را نهایی مصرفی کاالی میکند فعالیت کامل زا استفاده با را واسطهای کاالهای نیز واسطه کاالی تولیدکننده بنگاههای میکند. تولید فعلی ارزش خانوارها میکنند. تولید انحصاری رقابت فضای در سرمایه و خانوار کار نیروی تولید تابع به نسبت را خود سود بنگاهها و خود بودجه قید به توجه با را انتظاری مطلوبیت میکنند. حداکثر خود مالی سلطه وجود جمله از ایران اقتصاد ویژگیهای به توجه با مقاله این در پولی مقام جاری و عمرانی پروژههای با دولت رفتار نحوه و مرکزی بانک ترازنامه در آن اثرات و بهطوریکه است شده طراحی متوازن بودجه فرض با دولت الگو این در است. شده طراحی

239 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک دهد. تخصیص خود عمرانی و جاری مخارج بین را پول خلق و مالیات از حاصل درآمدهای میشود. پرداخته اقتصادی کارگزاران رفتار بررسی به تفصیلی طور به زیر در خانوار 1 2. داشته نامحدود عمری که است مفروض مشابه خانوارهای بسیاری تعداد از متشکل اقتصادی میکند. کسب مطلوبیت عدم کارکردن از و مطلوبیت پول نگهداری و کاالها مصرف از و این ایران اقتصاد برای طراحیشده الگوهای سایر به نسبت مقاله این نوآوریهای از یکی میشود فرض میکند. عرضه گوناگون تخصصهای با را خود کار نیروی خانوار که است در میشود. مشخص متخصص( کار )نیروی کارگری اتحادیه توسط کار نیروی دستمزد نیروی تقاضای تصمیمهای توسط متخصص کار نیروی نوع هر اشتغال سطح صورت این خانوار فرد هر برای اشتغال سطح و کار نیروی دستمزد بنابراین میشود. تعیین بنگاهها کار فرض مقاله این در همچنین میکند. تبیین الگو در را بیکاری تصریح این است. شده داده یا است شاغل یا کار نیروی هردوره در یعنی است تقسیم غیرقابل کار ساعات میشود بنابراین است. اشتغال نوسانات نشانگر کار نیروی نوسانات تمامی فرض این لحاظ با بیکار. بیکاری میتوان فرض این با زیرا است مناسبی فرض کار نیروی بودن تقسیم غیرقابل فرض که دارد اعضا از طیفی خانوار هر که است این بخش این در قابلتوجه نکته کرد. تعریف را بهصورت دوب عدی شاخص یک با را آن میتوان که است ب عد دو دارای خانوار عضو هر نوع نمایانگر شاخص بعد اولین داد. نمایش دوم شاخص است. متخصص آن در خاص خانوار عضو هر که است کار نیروی خدمت در و است χ j φ با برابر فرد بودن شاغل صورت در که میکند تعیین را کار مطلوبیت عدم φ آن در که است χ 0 و φ 0 بهطوریکه است صفر با برابر بودن بیکار صورت عرضه تکانه یا برونزا ترجیحات انتقالدهنده یک χ و 1 فریش کار نیروی کشش عکس گفت میتوان کارگران تخصصهای تفاوت دلیل به است. کار نیروی j و کار نیروی و لگاریتمی مقاله این در مصرف از ناشی مطلوبیت نیست. همگن خانوارها کار نیروی است. مختلف کاالهای مصرفشده مقدار از 2 CES شاخص یک بهصورت جداییپذیر 1. Frisch. 2. Consan Elasiciy of Subsiuion.

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 240 کامل ریسک تسهیم که میشود فرض )۲۰۱۱( گالی جمله از تحقیقات از بسیاری همانند از یکسانی سطح ترجیحات گرفتن نظر در جدا با فرض این که دارد وجود خانوار درون در میکند. تضمین آنها بودن بیکار و شاغل از صرفنظر خانوار اعضای تمام برای را مصرف صورت به است خانوار اعضای مطلوبیت جمع حاصل که خانوار مطلوبیت بنابراین : 1 میشود داده نشان زیر ) ۱ بهطوریکه z کاالی مصرفشده مقدار نشانگر C (z) و کسری نیز است. خانوار مصرف کل بیانگر C و ازای به است تجمیع بهصورت و میشوند استخدام زمان در که است i نوع از متخصص اعضای از ارزش MB است. i نوع از متخصص کار نیروی انواع کار از حاصل مطلوبیتهای عدم کشش 1 0 b و فریش کار نیروی کشش 1 0 ϕ است. خانوار نزد شده نگهداری پول اسمی فرض همچنین است. کاالها بین جانشینی کشش نیز ε p است. پول حقیقی مانده برای تقاضا ξ. ξ =ρ ξ ξ -1 +ε یعنی میکند پیروی AR(1) فرآیند یک از و است ξ = log χ میشود 2 است. σ ξ واریانس و صفر میانگین با سفید نوفه فرآیند یک و بهطوریکه خود حیات طول در بودجه قید به نسبت را مطلوبیت حال ارزش خانوار هر بنابراین میکند: حداکثر زیر رابطه مطابق ) ۲ ابزار تغییر به توجه با اما است )۲۰۱۱( گالی پیشنهادی مطلوبیت تابع مقاله این در خانوار مطلوبیت تابع اقتباس منبع 1. درنظر خانوار بخش برای MIU تابع یک اینرو از است. گرفته صورت آن در تعدیالتی مقاله این در پولی سیاست است. شده گرفته

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 241 سیر تشکیل سرمایه نیز بهصورت زیر است: K =(1-δ) K -1 +I ) ۳ 1- B با بازده آن )نرخ 1- MB و اوراق مشارکت دوره قبل خانوار با داشتن پول دوره قبل 1- r است( وارد دوره میشود. خانوار بازده حقیقی خالص اوراق مشارکت یک دورهای W دریافت میکند که دستمزد N در ازای عرضه نیروی کار خود دستمزدی به اندازه P R K -1 اسمی برای خدمت i است همچنین با اجاره سرمایه خود درآمدی به اندازه 1- K است. بهعالوه بهدلیل R و سرمایه دوره قبل دریافت میکند که اجاره سرمایه حقیقی D به خانوار تعلق مالکیت بنگاهها توسط خانوارها سود بنگاه تولیدکننده کاالی واسطه P C )که قیمت هر واحد آن میگیرد. خانوار کلیه این منابع را برای تأمین مالی مصرف MB B و نگهداری پول مورد استفاده است( و انباشت دارایی اوراق مشارکت تک دورهای T مالیات میپردازد و به اندازه قرار میدهد. همچنین خانوار از درآمد این منابع به اندازه I سرمایهگذاری میکند. در قید بودجه متغیرها بهصورت اسمی هستند. استهالک سرمایه خصوصی و 1 β 0 عامل تنزیل است. نرخ از حداکثرسازی مسأله رابطه )۲( شرایط مرتبه اول در روابط )۴( )۵( و )۶( نشان داده شده است که بهترتیب عبارتند از معادله استاندارد اویلر مصرف )۴( تقاضای حقیقی پول )۵( و رابطه فیشر )۶(. نکته مورد توجه این است که در الگوی طراحی شده عرضه نیروی کار از بخش خانوار بهدست نمیآید و به صورت جداگانه در ادامه استخراج میشود. P C + = 1 1 ( 1 ) + + β r E P T C MB κc P b 1 + = 1 1+ r ) ۴ ) ۵ R 1+ r (1 δ ) E + = ) ۶ π + 1 تقاضای بهینه برای هر کاال حاصل حداکثرسازی تابع کل مخارج مصرفی خانوار نسبت به رابطه شاخص مصرف کل است. بنابراین براساس تابع الگرانژ زیر و مشتقگیری نسبت به C تقاضای بهینه برای هر کاال بهصورت رابطه )۷( بهدست میآید: (Z)

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 242 L = C z P z dz + C C z dz 0 0 ε p 1 1 ε 1 1 p 1 ε p ( ) ( ) ψ ( ) ) 7 P ( Z) C( Z) = P òp C است. نهایی کاالهای برای قیمت شاخص 1 1 1 p 1 ò p ( ) 0 P P Z dz ò که دستمزد تعیین 2 2. در میشود. تعیین اتحادیه یک در W (i) متخصص کار نیروی دستمزد که میشود فرض تقاضای تصمیمات توسط متخصص کار نیروی نوع هر اشتغال سطح N (i) صورت این در است. معین خانوار فرد هر برای N (i) و W (i) بنابراین میشود. تعیین بنگاهها کار نیروی کالو الگوی از پیروی به و دارد وجود دستمزد چسبندگی که است این بر فرض الگو این اتحادیهها( )یا شده داده کار نوع هر در متخصص کار نیروی که میشود فرض )۱۹۸۳( زمانی آخرین از مستقل احتمال این میکنند. تعدیل دوره هر 1-θدر w احتمال با را دستمزد کسری بنابراین هست. نیز کار نیروی نوع از مستقل بهعالوه شده تعدیل دستمزد که است طبیعی شاخص را θ w و میدارند نگه تغییر بدون را خود دستمزد دوره هر در θ w کارگران از میگویند. دستمزد چسبندگی دستمزد یک میکند بهینهیابی دوره در را خود دستمزد مجددا که زمانی کار نیروی متغیرها تمام بهطوریکه میکند انتخاب خانوارها مطلوبیت رساندن حداکثر به برای W * 1 1 w w 1 ε 1 ε شده داده را کار نیروی تقاضای و W w( i) di کل دستمزد شاخص جمله از 0 میکند. فرض w ε 1 * W N = N k( z) dz + k + W+ k 0 ) 8 درصورتیکه است +k دوره در کار نیروی شده تقاضا مقدار N + k باال رابطه در و z بنگاه اشتغال شاخص N+ )k (z باشد. شده تعدیل دوره در آخرینبار برای دستمزد است. دستمزدها بین جانشینی εکشش w است. +k دوره در دستمزد W +k است: زیر بهصورت دستمزدها برای بهینه دستمزد اول مرتبه شرط

243 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک W P k w ( βθw) E N UC( C, N, MB k) n(,, k) 0 k k k + + M U C N MB + + + + k + k + = ) ۹ k = 0 + k * مطلوبیت U c اصطکاک بدون یا دلخواه دستمزد مارکآپ M w w ε w ε 1 بهطوریکه است. کار نهایی مطلوبیت U n مصرف نهایی در که خانواری برای +k دوره در کار ساعات و مصرف بین جانشینی نهایی نرخ میتوانیم MRS + k U n( C, N MB k) + k + k + بهصورت است پرداخته دستمزد مجدد تعدیل به دوره U ( C, N MB ) C + k + k + k کرد: بازنویسی زیر بهصورت میتوان را )۹( بهینه شرط بنابراین کنیم. تعریف W P k w ( βθw) E N UC( C, N MB k)( M MRS ) 0 + k + k + k + = + k ) ۱۰ k = 0 + k * میآید. بهدست زیر بهصورت دستمزد تعیین قاعده باال شرط کردن خطی لگاریتم با W E MRS P k ( ) { + k + } * w = µ + (1 βθw) βθw + k k = 0 ) ۱۱ w w توجه باید است. µ logm و متغیر لگاریتم بیانگر متغیر باالی )^( عالمت بهطوریکه * w W = W = µ + MRS + P بهصورت باال رابطه ( θ = 0 ) دستمزد چسبندگی غیاب در داشت بهعالوه ثابت مارکآپ یک با است برابر دستمزد میکند بیان ضمنی بهطور و درمیآید دارد وجود دستمزدها چسبندگی وقتی است. شده تعدیل آن قیمت که جانشینی نهایی نرخ جانشینی نهایی نرخ موزون میانگین بهعالوه ثابت مارکآپ یک در جدید دستمزدهای جانشینی نهایی نرخ الگو این در میشود. تعیین قیمت( با )تعدیلشده آتی انتظاری و جاری مجددا دوره در را خود دستمزد که کاری نیروی برای +k دوره در اشتغال و مصرف بین اشتغال نرخ 1 N N() i di بهطوریکه MRS χcn ϕ 0 W + k + k با است برابر میکند تعدیل نوشت: میتوان آن از لگاریتم از بعد بنابراین است. کل MRS = MRS k + k+ ϕ ( N N + + k + k) ) 12 w * = MRS ε ϕ(w W ) + k + k عبارت صفر تورم باثبات نقطه حول دستمزد کل شاخص عبارت کردن لگاریتمی خطی از: است

244 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 W = θ W 1 + (1 θ ) W * w w ) ۱۳ با جایگذاری رابطه )۱۱( در رابطه )۱۳( میتوان معادله تورم دستمزد پایهای را استخراج کرد. π = βe π λ µ µ + ε { + 1} ( ) w w w w w w ) ۱۴ µ w p mrs w w π تورم دستمزد است و لگاریتم مارکآپ w w 1 بهطوری که ( 1 θw)( 1 βθw) λw است. به عبارت دیگر تورم دستمزد دستمزد متوسط است و همچنین θw( 1+ εϕ w ) رابطه مثبتی با تورم دستمزد دوره بعد و رابطه منفی با انحرافات مارکآپ دستمزد متوسط از مقدار دلخواهش دارد. با تعریف دستمزد حقیقی بهصورت w = W p اتحاد زیر رابطه بین دستمزد حقیقی و تورم قیمت و تورم دستمزد را بیان میکند: w = w + π π w 1 ) ۱۵ 3 2. معرفی بیکاری در این الگو لزوما تقاضا و عرضه نیروی کار با هم برابر نیست بنابراین بیکاری به پیروی از گالی )۲۰۱۱( تعریف میشود. یک نیروی کار متخصص از نوع i در صورت اشتغال با χ مواجه است. با در نظر گرفتن رفاه خانوار بهعنوان معیار فرد در عدممطلوبیتی برابر با jϕ دوره تمایل به کار کردن دارد اگر و فقط اگر رابطه زیر برقرار باشد. ( ) W i P ϕ χ Cj ) ۱۶ یعنی فقط و فقط زمانی فرد حاضر به کار است که دستمزد حقیقی نیروی کار از عدم مطلوبیت نیروی کارش بیشتر باشد. عبارت عدم مطلوبیت کار کردن برحسب مطلوبیت نهایی مصرف بیان میشود یعنی فرد در صورت کار کردن با عدم مطلوبیتی برابر jϕ χ مواجه است که با تقسیم عدم مطلوبیت کار کردن بر مطلوبیت نهایی مصرف) ( 1 عبارت سمت راست رابطه C )۱۶( بهدست میآید. با درنظر گرفتن حالت تساوی رابطه )۱۶( و لگاریتمی خطی کردن رابطه

245 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک W P = C + ϕl + ξ میآید: بهدست )۱۷( ) ۱۷ 1 میشود. داده نشان L = L ( i) di بهصورت کار نیروی 0 ξ = log χ بهطوریکه مشارکت شرط یا کار نیروی عرضه میتوان را )۱۷( معادله. تعریف از کار نیروی عرضه شد گفته نیز قبال همانطورکه بنابراین دانست. کار نیروی در u بیکاری نرخ حال است. آمده بهدست خانوار مطلوبیت حداکثرسازی از نه و )۱۶( رابطه میکنیم تعریف ) N اشتغال) و ) L ( کار نیروی عرضه بین لگاریتمی تفاوت بهعنوان را بنابراین: u = L N ) ۱۸ کار نیروی تقاضای با برابر کار نیروی عرضه باشد داشته وجود بیکاری که حالتی در متوسط دستمزد مارکآپ میتوان )۱۷( رابطه برقراری عدم صورت در بنابراین نیست بهصورت را w مارکآپ تعریف ترکیب با کرد. تعریف µ = (W P ) ( C + ϕn + ξ) زیر بهصورت بیکاری نرخ و دستمزد مارکآپ بین رابطه )۱۸( و )۱۷( رابطه با دستمزد میآید: بهدست µ = ϕu ) ۱۹ w در کاهشی هر است. دستمزد مارکآپ با متناسب دوره در بیکاری نرخ بنابراین کاهش سبب اشتغال و مصرف در افزایش یا واقعی دستمزد در کاهش بهدلیل مارکآپ افراد مشارکت اینکه یا و میشوند شاغل بیکار افراد که گونهای به میشود بیکاری نرخ کارکردن از ناشی مطلوبیت عدم درجه یعنی φ پارامتر با اثر این قدرت میشود. کم کار در میشود. تعیین معین فرض با اشتغال است. بیکاری متعارف تعریف مشابه بسیار بیکاری نرخ تعریف این خانوار را کار نیروی عرضه دیگر طرف از میشود. تعیین بنگاه طرف از دستمزد بودن است. بیکاری وجود علت نیز دستمزد اسمی چسبندگی میکند. تعیین کرد. تعریف اسمی چسبندگی وجود عدم فرض با را u n طبیعی بیکاری نرخ میتوان

246 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 با در نظر گرفتن این فرض نرخ بیکاری طبیعی بهطور متناسب با مارکآپ دلخواه ثابت بهصورت برونزا نوسان میکند. بنابراین با فرض مارکآپ دلخواه ثابت نرخ بیکاری طبیعی هم یک مقدار ثابت برابر با مقدار زیر است: n u w µ = ) ۲۰ ϕ معادله )۱۹( و )۲۰( ماهیت کامل بیکاری را در این الگو مشخص میکند. معادله )۲۰( نشان میدهد وجود قدرت بازاری که در بازارکار با مارکآپ دستمزد مثبت تجلی مییابد سبب ایجاد بیکاری مثبت حتی در غیاب چسبندگی دستمزد اسمی میشود. همچنین براساس معادله )۱۹( نوسانات بیکاری نتیجه نوسانات مارکآپ دستمزد است. مطابق با فروض در نظرگرفتهشده نوسانات مارک آپ نتیجه نوسانات میزان چسبندگی دستمزد اسمی است. میتوان گفت نرخ بیکاری طبیعی با نوسانات مارکآپ دلخواه دستمزد تغییر میکند درحالیکه نوسانات نرخ بیکاری از دو عنصر تشکیل شده است: اول تغییرات نرخ طبیعی )که حاصل تغییرات در مارکآپ دستمزد دلخواه است( و دوم انحرافات مارک آپهای دستمزد از مقدار دلخواهش که بهدلیل چسبندگی دستمزد ایجاد میشود. در نهایت با ترکیب رابطههای )۱۴( )۱۹( و )۲۰( میتوان رابطه تورم دستمزد و نرخ بیکاری را بهصورت زیر نوشت: { + 1} ( ) π = βe π λϕ u u ) ۲۱ w w n w معادله )۲۱( را میتوان منحنی فیلیپس دستمزد کینزی جدید نامید. اگر به معادله )۲۱( توجه کنید مشاهده میشود این رابطه یک رابطه آیندهنگر است و برخالف منحنی فیلیپس اولیه یک رابطه تجربی بدون مبانی نظری نیست. 4 2. بنگاه تولیدکننده کاالی نهایی Y واحد فرض میشود یک بنگاه تولیدکننده کاالی نهایی در اقتصاد وجود دارد که (Z) از تولید بنگاههای رقابت انحصاری تولیدکننده کاالی واسطهای [0,1 [ Z را در قیمت Yواحد کاالی نهایی را با استفاده از تکنولوژی با بازده ثابت نسبت P میخرد تا اسمی ) Z ( به مقیاس زیر تولید کند.

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 247 θ ) ۲۲ θ logθ logθ = ρ است و از یک فرآیند AR(1) پیروی میکند. 1 که + ε کشش جانشینی است. بنگاه تولیدکننده کاالی نهایی در در این معادله یک بازار رقابت کامل فعالیت کرده و سود خود را با قید تابع تولید فوق حداکثر میکند. با حداکثر کردن تابع سود تقاضا برای کاالی بنگاه تولیدکننده کاالی واسطه به شکل زیر بهدست میآید: ) ۲۳ همچنين قیمت نهایی از شرط سود صفر تولیدکننده کاالي نهایی بهصورت زیر است: 1 1 1 θ 1 θ ( ) 0 P = P Z dz ) 2۴ 5 2. بنگاههای تولیدکننده کاالهای واسطه فرض کنید طیفی از بنگاههای رقابت انحصاری وجود دارد که هریک با توجه به تابع تولید رابطه )۲۵( محصوالت متفاوتی تولید میکنند که z )بهطوریکه ) نمایانگر نوع محصول تولیدی است. توليدكنندگان کاالي واسطه در يك بازار رقابتی سرمایه را اجاره كرده و نيروي كار خود را استخدام ميكنند. بنگاه Z ام Y (Z) واحد نيروي كار را براي توليد L (Z) واحد سرمایه دولتی و KG 1- واحد سرمايه واحد کاالی واسطه براساس تابع تولید زیر انتخاب کند : 1 ) ۲۵ A تکانه تكنولوژي است كه از فرايند در آن (0,1 ) α سهم سرمايه در توليد و 1. منبع اقتباس این بخش از الگو مقاله توکلیان )۱۳۹۳( بوده است.

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 248 میکند: تبعيت زير اول مرتبة خودرگرسيون log A ( A ) = ρ log + ε ) ۲۶ A A 1 کاالی تولید در سرمایهافزا صورت به است شده فرض که است دولت سرمایه حجم KG را تولید در دولت سرمایه تأثیرگذاری میزان شاخص ψ [ [0,1 میگذارد. تأثیر واسطه نوع دو اینکه نیز و است تولید بر دولتی سرمایه بیتأثیری بیانگر ψ = 0 یعنی میدهد. نشان که است معنی این به ψ = نمیشوند 1 یکدیگر جانشین سرمایه دولتی و خصوصی سرمایه.1 است تولید بر خصوصی سرمایه تأثیر همانند تولید بر دولتی سرمایه تأثیر میکند. پیروی )۱۹۸۳( کالو فرآیند از قیمتگذاری مکانیسم که است این بر فرض میکند تعدیل را خود قیمت 1 احتمال با معین زمانی دوره هر در واسطه بنگاه هر θ p 1 θ p تنها دوره در بنابراین دادهاند. انجام قیمت تعدیل که زمانی آخرین از مستقل را امکان این ) θ )یعنی بنگاهها مابقی و دارند را بهینه قیمت اتخاذ امکان بنگاهها درصد p رابطه براساس را خود قیمتهای ندارند را امکان این که بنگاههایی میشود فرض ندارند. قیمت نتیجه در میکنند. شاخصبندی گذشته دوره تورم براساس و p() i = π 1p 1() i تغییر را قیمت که آنهایی و میدهند انجام قیمت تعدیل که بنگاههایی قیمت جمع از کل میکنند قیمت تعدیل که بنگاههایی گیری تصمیم مسأله بنابراین میآید. بهدست نمیدهند بهنحوی P (Z) قیمت سطح و N (Z) کار نیروی K -1 (Z) سرمایه انتخاب از است عبارت قیمتها عمومی سطح R سرمایه اجاره نرخ w حقیقی دستمزد با آنان سود( )یا هزینه که درصد θ p نسبت درحالیکه شود. )حداکثر( حداقل )۲۳( دادهشده تقاضای تابع و P راک نیروی و سرمایه درباره میتوانند فقط و کنند تعدیل را قیمتهایشان نمیتوانند بنگاهها بهصورت واسطه کاالی تولیدکننده بنگاههای هزینه حداقلسازی مسأله بگیرند. تصمیم خود بود: خواهد زیر min ψ α ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) 1 α W i N i + RK 1 Z + φ Z Y Z A K 1 Z KG 1 N Z.)۱۳۹۳( توکلیان.1

249 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک ام. j واسطه کاالی واحد یک تولید نهایی هزینه از است عبارت الگرانژ ضریب آن در که هزینه )۲۷( کار نیروی تقاضای واسطه کاالی تولیدکننده هزینه حداقلسازي مسأله از است: زیر معادالت بهصورت که میآید بهدست )۲۸( واسطه کاالی واحد یک تولید نهایی ( ) ( 1 α ) 1 ( ) = ) ۲۷ α ( ) W Z K Z R N Z 1 α α 1 1 1 1 α R mc = W( Z ) ψ 1 α α A KG 1 α ) ۲۸ تشکیل قاعده و )۲۶( تکنولوژی تکانه حرکت و )۲۵( تولید تابع بههمراه معادله دو این میدهند. تشکیل را تولید به مربوط روابط )۳( سرمایه ار قیمتشان میتوانند که بنگاههایی از درصد θ-1 p قیمت انتخاب مسأله همچنین از: است عبارت کنند تعدیل θ Z λ P ( Z Z ) + ( ξβ ) ( ) ( ) + ) ۲۹ E P Z mc Z Y Z Z = 0 λ P+ Z سود بهصورت و شده جمع یکدیگر با بنگاهها سود است. مصرف نهایی مطلوبیت λ میشود. بازگردانده سهامداران بهعنوان خانوارها به توزیعشده میآید. بهدست زیر بهصورت جدید کینزی فیلیپس منحنی مسأله این حداکثرسازی از 1 β ( 1 θp)( 1 θβ p ) ) ۳۰ π = π + E π + ( mc + θ ) 1 + 1 1+ β 1+ β θp مرکزی بانک و دولت 6 2. ود بهصورت را مرکزی بانک و دولت نمیتوان ایران مرکزی بانک عدماستقالل دلیل به گرفت. نظر در چارچوب یک در را بخش دو هر باید بلکه کرد الگوسازی مجزا بخش مرکزی بانک لذا دارد نگه متوازن را خود بودجه میکوشد دولت که است این بر فرض بانک دیگر بهعبارت یابد. دست بودجه توازن هدف به دولت که میکند عمل بهنحوی نیز و قیمتها ثبات هدف دو به نیل جهت در را خود پولی سیاستگذاری میکوشد مرکزی میدارد. نگاه توازن در را دولت بودجه که حال عین در کند حفظ اقتصادی رشد افزایش اشاره مرکزی بانک و دولت مهم ویژگی دو به میتوان ایران خاص ویژگیهای ازجمله

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 250 بودجه کسری ایجاد صورت در دولت که است ایران اقتصاد در مالی سلطه وجود اوال کرد. میکند. استقراض مرکزی بانک از این بر فرض مقاله این در است. تولید بر آن تأثیر نحوه و دولت هزینهکردن نحوه ثانیا دولتی سرمایه تشکیل و داده رخ عمرانی و جاری صورت دو به دولت هزینههای که است از: است عبارت اسمی بهصورت دولت بودجه قید توضیحات این با میدهد. رخ تأخیر با نیز + ( 1+ ) = + + ( ) ) ۳۱ PG r B PT B MB MB 1 1 1 T مشارکت اوراق B قیمتها عمومی سطح P دولت مخارج G بهطوریکه )۳۲( رابطه و کرده تقسیم P بر را )۳۱( رابطه طرف هردو است. پولی پایه MB و مالیاتها میشود: حاصل B 1 B ( MB MB 1 ) + ( 1+ ) = + + ) ۳۲ G r T 1 P P P )GI ( عمرانی مخارج و )GC ( جاری مخارج مجموع صورت به دولت مخارج آن در که میشود. تعریف G = GC + GI ) ۳۳ پروژههای در ایجادشده تأخیرهای تأثیر بتوان که است این مخارج تفکیک این علت لوط در دولتی سرمایهگذاری میشود فرض اینرو از داد. نشان بهخوبی را دولت عمرانی بهکار نمیتوان دوره چندین تا را دولتی سرمایه بنابراین و میگیرد شکل بهتدریج زمان این رسیدن ثمر به زمان و دولت عمرانی پروژه تصویب زمان بین تأخیر نمایش برای برد. I A اب زمان در بودجه در دولت سرمایهگذاری تصویب سرمایه شکل به سرمایهگذاری بنابراین میشود. داده نشان N با سرمایهگذاری پروژه تکمیل برای الزم 1 فصلهای تعداد و است: زیر بهصورت دولتی سرمایه تشکیل قاعده KG = KG + A ) ۳۴ I (1 δ g) 1 N+ 1 پرژه رسیدن ثمر به فصلی دادههای به لذا است شده استفاده فصلی دادههای از پارامترها برآورد برای اینکه دلیل به 1. نیازمندیم. عمرانی

251 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک I سرمایهگذاری A و دولتی سرمایه استهالک نرخ δ دولتی سرمایه KG بهطوریکه g بهصورت خطیشده لگاریتم شکل به AR(1) فرآیند یک از بودجه در شده تصویب دولتی میکند. تبعیت زیر A = ρ A + ε ) ۳۵ I I I I 1 I ε iid... N 0, 2 ( σi ) نوشته زیر بهصورت است عمرانی مخارج بیانگر که انجامشده سرمایهگذاریهای هزینه میشود: GI N 1 I φna N n= 0 = ) ۳۶ N 1 n= 0 میدهد. نشان را دوره هر در انجامشده سرمایهگذاری نرخ φها است. φn = 1 آن در که و تصویب زمان بین تأخیری هیچ که است معنی این به )۳۶( رابطه طبق باشد 1=N اگر φ = بنابراین ندارد. وجود دولتی سرمایهگذاری رسیدن بهثمر زمان GI = A و 0 1 I = اخالل اجزای گذشته و جاری مقادیر اقتصادی کارگزاران که است براین فرض است. I { ε j} j 0 برای پروژهها اتمام زمان و بوده آگاه تصویبشده بودجه از بنابراین میکنند. مشاهده را AR(1) فرآیند یک از نیز دولت جاری مخارج میشود فرض همچنین دارد. اهمیت آنان میشود: تعریف زیر بهصورت دولت و میکند تبعیت GC ρ GC + ε g = )۳۷ GC 1 است: شده نوشته لگاریتمی خطی صورت به که است پولی پایه رشد تعریف )۳۸( رابطه mb MB MB mb mb π ˆ = 1 = 1+ ) 3۸ mb بهطوریکه π و پولی پایه رشد نرخ است. تورم هک است بهنحوی پولی سیاستگذاری عکسالعمل تابع میشود فرض همچنین این برسد. خود اهداف به تا میکند تعیین بهنحوی را پول حجم رشد نرخ سیاستگذار آنجا از دهد. توضیح را ایران اقتصاد در پولی سیاستگذار رفتار میتواند که است فرضی

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 252 عکسالعمل تابع است اقتصادی رشد افزایش و تورم ثبات حفظ مرکزی بانک هدف که از: است عبارت مرکزی بانک پولی سیاستگذاری mb ρ mb γπ γy ν = + + + ) ۳۹ DC 1 π y میکند: پیروی زیر بهصورت AR(1) فرآیند یک از ν طوریکه به ν = ρν + ε ε σ ) ۴۰ mb mb 2 ν 1 iid... N(0, mb) شرط شوند ترکیب هم با )۲( مصرفکننده بودجه قید و )۳۲( دولت بودجه قید چنانچه میآید: بهدست زیر بهصورت خدمات و کاالها بازار تسویه Y = C + G + I ) ۴۱ است: زیر بهصورت IT کل سرمایهگذاری همچنین IT = I + GI ) ۴۲ الگو برآورد 3. بهدست متغیرها برحسب پارامترها برخی پایدار حالت در الگو اصلی معادالت تصریح با این میتوان متغیرها باثبات وضعیت بهجای متغیرها میانگین قرارگیری با بنابراین میآید. )۱( جدول در پارامترها این مقادیر نیست. آنها برآورد به نیازی و کرد محاسبه را پارامترها است. شده داده نمایش یک که میشود فرض چنین ۳۶( )معادله دوره هر در سرمایهگذاری نرخ محاسبه برای مدیریتی فرآیند بهدلیل اول فصل در که دارد وجود فصل( ۱۲ )یعنی ساله سه زمانی تأخیر میشود فرض نیز اول سال بعدی فصل سه در ندارد. پیشرفتی هیچگونه دولت عمرانی پروژه بنابراین میشود. تکمیل بعد سال دو در آن مابقی درصد ۷۵ و شده اجرا پروژه درصد ۲۵.i=4,5,,11 برای φ i = 0.75 / 3 و i=1,2,3 برای φ i = 0.25 / 3 هستینگز متروپولیس الگوريتم از و بيزي روش از الگو اين پارامترهاي سایر برآورد براي حجم با موازي زنجيره ده هستینگز متروپولیس الگوريتم از استفاده با است. شده استفاده

253 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک ميشود. استخراج پارامترها پسين چگالي بهدستآوردن براي نمونه برداشت میلیون یک شاخص فصلی شده تعدیل دادههای 1 مطالعه این در استفاده مورد دادههای این بر افزون سرمایهگذاری مخارج دولت مصرفی مخارج داخلی ناخالص تولید کننده مصرف قیمت دوره در پول حجم و ساختمانی خدمات دستمزد شاخص اقتصادی مشارکت نرخ کل زا شدهاند. فصلیزدایی X12 روش از استفاده با دادهها تمام و 3 ۱۳۹۳:۴ هستند 2 تا ۱۳۸۴:۱ پولی پایه رشد نرخ برای پول حجم از و تورم برای نیز مصرفکننده قیمت شاخص دادههای و شده جدا دادهها از روند جزء پرسکات هدریک فیلتر از استفاده با است. شده استفاده گرفت. انجام تحلیل ادواری جزء بر الگو شده کالیبره شاخصهای ۱ جدول gi i i i i y gc y c y δ ۰/۲۷ ۰/۷۳ ۰/۲۳۴ ۰/۲۱۶ ۰/۵۵ ۰/۰۱۳ r Rπ π gc g gi g ۰/۱۳۳۶ ۰/۸ ۱/۰۴۴۹ ۰/۵۹۸۷ ۰/۴۰۱۳ نويسندگان. محاسبات منبع: محققنیا و اخباری مقاله از برگرفته طبیعی بیکاری نرخ داده میانگین از استفاده با همچنین گردید. محاسبه دلخواه دستمزد مارکآپ )۲۰( فرمول و )۱۳۹۴( پویای عمومی تعادل سیستم به مربوط راستنمایی حداکثر تابع بر مبتنی بیزی تخمین توزیعهای راه از را اضافی اطالعات میتوان که است این روش این مزیت است. تصادفی براساس DSGE الگوي یک بیزی تخمین واقع در افزود. الگو به پارامترها خصوص در پیشین است. آمده بهدست خطی لگاریتم صورت به الگو حل از که است درستنمایی تابع یک است. شده استفاده Malab نرمافزار تحت Dynare برنامه از الگو برآورد برای 1. زمانی سری از استفاده امكان ۱۳۸۴ از قبل سالهای در اقتصادی مشارکت نرخ فصلی داده وجود عدم بهدلیل 2.. نبود طوالنیتری شدهاند. روندزدایی پرسکات هدریک فیلتر از استفاده با لگاریتمیکردن و فصلیزدایی از پس واقعی دادههای 3.

254 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 برای برآورد باید نوع توزیع میانگین و انحراف معیار پیشین 1 پارامترها تعیین شود. توزیع میانگین انحراف معیار پیشین و نتایج حاصل از برآورد پارامترها )میانگین پسین ) 2 در جدول )۲( ارائه شده است. در این مقاله توزیع پیشین برای هر پارامتر براساس ویژگیهای آن پارامتر و ویژگیهای توزیع مورد نظر انتخاب میشود. برای مثال توزیع بتا برای برآورد پارامتراهایی مناسب است که در بازه ]1 0[ باشد. بنابراین برای برآورد پارامترهایی مانند شاخص چسبندگی قیمت یا دستمزد از چنین توزیعی استفاده میشود. همچنین توزیع معکوس گاما برای برآورد پارامترهایی مناسب است که غیرمنفی بوده و انحرافمعیار بینهایت دارند. با این توضیحات توزیع معکوس گاما برای برآورد پارامترهایی مانند انحراف معیار تکانهها مناسب است. جدول ۲ برآورد پارامترهای الگو پارامتر توضیحات چگالی میانگین پیشین )انحراف معیار( برآورد ۰/۱۴۹۶ ۰/۹۴۸ )۰/۰۲۲( نرخ ترجیحات زمانی مصرفکننده بتا β ۰/۰۸۱۰ ۰/۴ ۰/۰۲ درصد بنگاههایی که به تعدیل قیمت خود نمیپردازند بتا θ p ۰/۳۹۶۶ ۰/۵ درصد نیروی کاری که دستمزد خود را تعدیل نمیکنند بتا θ w ۰/۱۲۸۸ ۰/42 )۰/۱( سهم سرمایه در تولید بتا α ۰/۰۰۸۳ ۰/۰۱۰۴۱ )۰/۰۴( کشش جانشینی بین سرمایه خصوصی و دولتی نرمال ψ ۲/۲۳۸۳ ۲/۲۵ ۰/۰۷ عکس کشش نیروی کار فریش گاما ϕ ۲/۶۳۳۸۸ ۲/۶۹ )۰/۰۵( عکس کشش تراز حقیقی پول گاما b -۰/۶۶۶۴-2/۴۴۷۶ )۰/۲۵( ضریب اهمیت تورم در تابع عکسالعمل سیاست پولی نرمال γ π 1. Prior. 2. Poserior.

255 رثا تالالتخا رازاب راک رب یاهییایوپ داصتقا نالک پارامتر توضیحات چگالی پیشین میانگین معیار( )انحراف برآورد -۲/۸۲۱۷-۱/84۲۷ )۰/۲۵( پولی سیاست عکسالعمل تابع در تولید اهمیت ضریب نرمال γ y ۰/۰۲۵۳ ۰/۰۵ ( ) تکنولوژی تکانه استاندارد خطای گامای معکوس σ a ۲/۴۲۵۳ ۰/۰۵ ( ) کار نیروی عرضه تکانه استاندارد خطای گامای معکوس σ χ ۰/۱۰۶۹ ۰/۰۵ ( ) پولی سیاست تکانه استاندارد خطای گامای معکوس σ mb ۱/۶۷۲۶ ۰/۰۵ ( ) بودجه در مصوب سرمایهگذاری تکانه استاندارد خطای گامای معکوس σ I ۰/۱۲۱۰ ۰/۰۵ ( ) دولت هزینههای تکانه استاندارد خطای گامای معکوس σ g ۰/۶۹۹۳ ۰/۷ )۰/۰۵( تکنولوژی خودرگرسیون فرآیند ضریب بتا ρ a ۰/۷۴۱۶ ۰/۷ )۰/۰۵( کار نیروی عرضه تکانه خودرگرسیون فرآیند ضریب بتا ρ χ ۰/۷۷۴۳ ۰/۷ )۰/۰۵( در مصوب سرمایهگذاری خودرگرسیون فرآیند ضریب بودجه بتا ρ I ۰/۶۸۶۷ ۰/۷ )۰/۰۵( دولتی هزینههای خودرگرسیون فرآیند ضریب بتا ρ g ۰/۵۴۷۱ ۰/۷ )۰/۰۵( پولی سیاست خودرگرسیون فرآیند ضریب بتا ρ ν ۰/۶۹۱۴ ۰/۷ )۰/۰۵( عکسالعمل تابع در پولی خودرگرسیون فرآیند ضریب پولی بتا ρ DC نویسندگان. منبع:محاسبات که است کارلو مونت مارکف زنجیره تشخیصی آزمون داینر آزمون مهم نتایج از یکی هستند. اتکا قابل تخمینها و ندارد وجود الگو پارامترهای تخمین در مشکلی میدهد نشان دوخ کار هربار و میدهد انجام را هستینگز متروپولیس شبیهسازی چندینبار داینر نرمافزار شبیه آنها رفتار باید باشد منطقی زنجیرهها این نتایج اگر میکند. آغاز نقطه یک از را

256 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 هم بوده و یا بهسمت یکدیگر همگرا شوند. داینر سه شاخص m2 Inerval و m3 را در نموداری مجزا ارائه میدهد که بهترتیب بیانگر فاصله اطمینان ۸۰ درصدی از میانگین واریانسها و گشتاور سوم پارامترهاست. اگر شباهت در این نمودارها وجود نداشته باشند میتوان نتیجه گرفت که توزیعهای پیشین درست نیست. همانطور که نمودار )۲( مشاهده میشود این دو منحنی بهسمت یکدیگر همگرا شدهاند. نمودار ۲ همگرایی ارزیابی برآورد بیزی نمودار )۳( توزیعهای پسین و پیشین پارامترها را نمایش میدهد و براساس آن توزیعهای پسین شکل متعارف خود را داشته و مد آنها بهدرستی تعیین شده است. در برخی نمودارهای گزارششده در نمودار )3( چگالی پیشین و پسین بر هم منطبق شدند که بیانگر این امر است که یا اطالعات پیشین درمورد این پارامترها کامال صحیح بوده است و یا اینکه با استفاده از دادههای مورد استفاده نمیتوان این پارامترها را برآورد کرد. در صورت صحت هرکدام از این حالتها نتیجه بیانگر کالیبره شدن آن پارامتر است.

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 257 نمودار ۳ چگالي پسين و پيشين پارامترها بر پايه الگوريتم متروپوليس-هستينگز.

258 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 در رویکرد بیزی چنانچه اطالعات پیشین دقیق و صحیح باشند روش بیزی به کالیبراسیون تبدیل میشود یعنی در این حالت چگالی پسین پارامتر معادل چگالی پیشین آن شده و تابع درستنمایی اطالعاتی بیش از اطالعات موجود ندارد. اما اگر این اطالعات کامال نادرست باشد رویکرد بیزی تبدیل به روش تابع درستنمایی خواهد شد. در این حالت چگالی پسین پارامتر معادل تابع درستنمایی حاصل از دادههای استفاده میشود. در حالت بینابینی رویکرد بیزی روشی مابین کالیبراسیون و حداکثر درستنمایی خواهد بود که در آن چگالی پسین 1 میانگین وزنی از چگالی پیشین و تابع درستنمایی است. 4. اثرات تکانههای مختلف بر پویایی متغیرهای کالن اقتصادی در ادامه پویاییهای متغیرهای کالن اقتصادی با استفاده از تابع عکسالعمل آنی متغیرهای الگو در برابر تکانههاي وارد شده مورد بررسی قرار میگیرد. 1 4. تکانه مثبت تکنولوژی نمودار )۴( واکنش متغیرهای تولید )y( نرخ بیکاری )u( تورم )pip( اشتغال )n( عرضه نیروی کار )l( و دستمزد حقیقی )w( را به تکانه مثبت تکنولوژی نشان داده است. همانطور که انتظار میرود تکانه تکنولوژی سبب انتقال تابع عرضه در جهت افزایش عرضه و درنتیجه کاهش تورم و افزایش تولید میشود. با بهبود تکنولوژی و جایگزینی ماشینآالت با تکنولوژی باالتر و پیشرفتهتر نیروی کار کمتری تقاضا میشود و بنابراین اشتغال نیز کاهش مییابد. بهدلیل کاهش اشتغال بیکاری افزایش مییابد. اشتغال در لحظه نخست کاهش بسیار کمی داشته و سپس روند کاهشی دارد. با کاهش تورم دستمزدهای حقیقی افزایش مییابد. همچنین با افزایش دستمزدها و هزینهبرتر شدن استخدام نیروی کار برای صاحبان بنگاهها تقاضای نیروی کار و اشتغال کاهش مییابد. با افزایش دستمزدهای حقیقی انگیزه کارکردن افراد افزایش یافته و درنتیجه عرضه نیروی کار نیز افزایش مییابد. در نهایت تمامی متغیرها به وضعیت بلندمدت خود باز میگردند. 1. همیلتون ) ۱۹۹۴ ( فصل ۱۲.

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 259 نمودار ۴ توابع عكسالعمل آني متغيرها به تكانه تكنولوژي 2 4. تکانه منفی عرضه نیروی کار ξ نشان میدهد. با توجه به رابطه )۲( نمودار )۵( واکنش متغیرهای الگو را به تکانه مثبت این تکانه مثبت به صورت تکانه منفی عرضه نیروی کار تفسیر میشود. منظور از تکانه منفی عرضه نیروی کار در این الگو کاهش نرخ مشارکت بهدلیل تغییر در ترجیحات نیروی کار بدون درنظرگرفتن تغییرات مصرف و دستمزد حقیقی است. با کاهش عرضه نیروی کار بیکاری کاهش یافته و دستمزدهای حقیقی و تورم افزایش مییابند. بانک مرکزی نیز براساس قاعده سیاست پولی مطابق با رابطه )۴۵( حجم پول را کاهش میدهد که این امر سبب کاهش تولید و اشتغال میشود. با کاهش اشتغال نیز تولید کاهش مییابد و تمام متغیرها به سطح اولیه خود برمیگردند.

260 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 نمودار ۵ توابع عكسالعمل آني متغيرها به تكانه عرضه نيروي كار 3 4. تکانه مثبت پولی مطابق نمودار )۶( یک تکانه مثبت پولی سبب افزایش تورم و تولید میشود. مطابق انتظار و مطابق با رابطه تابع تولید )۲۵( با افزایش تولید اشتغال نیز افزایش مییابد. با افزایش تورم دستمزدهای حقیقی کاهش مییابد. کاهش دستمزدهای حقیقی مطابق رابطه )۱۶( و به دلیل کاهش انگیزه کارکردن افراد سبب کاهش عرضه نیروی کار میشود. در نهایت مطابق با تعریف نرخ بیکاری )۱۸( ابتدا با افزایش اشتغال و سپس کاهش عرضه نیروی کار بیکاری کاهش مییابد. همه متغیرها در بلندمدت به سرعت به سطح اولیه خود بازمیگردند. بنابراین میتوان گفت یک تکانه مثبت پولی با وجود اینکه سبب افزایش تورم میشود اما تولید را افزایش و بیکاری را کاهش میدهد.

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 261 نمودار ۶ توابع عكسالعمل آني متغيرها به تكانه پولي به این ترتیب چنانچه از خروجیهای الگو برمیآید الگوی ارائه شده در این مقاله تا حد زیادی میتواند گویای نوسانات سیکلی متغیرهای اقتصاد کالن باشد و با انتظارات تئوریک سازگار است. بنابراین میتوان گفت الگو طراحی مناسبی برای ایران است. پیشنهاد میشود برای مطالعات بعدی الگو بسط داده شود تا واقعیات بیشتری را از اقتصاد ایران منعکس کند. جمعبندی و مالحظات در این مقاله با طراحی یک الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی و به پیروی از گالی به اختالالت بازارکار عالوه براختالالت بازار کاال توجه شده است. در این مقاله اختالالت در بازارکار به صورت قدرت بازاری و چسبندگی دستمزد از نوع کالو بهعنوان منبعی برای تبیین بیکاری درنظر گرفته شده است. به عالوه بازارکار به صورت ناهمگن فرض شده است بهطوریکه هرکدام از نیروی کار در کار خاصی متخصصاند. همچنین فرض

1396 پاییز 84 شماره بازرگانی پژوهشنامه 262 تمام برای را یکسانی مصرف که دارد وجود خانوار درون در کامل ریسک تسهیم میشود اب الگو پارامترهای میکند. تضمین آنها بودن بیکار و شاغل از صرفنظر خانوار اعضای شدهاند. برآورد بیزی روش به ۱۳۸۴-1393 دوره در ایران اقتصاد فصلی دادههای از استفاده مقاله این در تکنولوژی و پولی مثبت تکانههای و کار نیروی عرضه منفی تکانههای تأثیر میشود. بررسی مثبت تکانه که میدهد نشان مختلف تکانههای به نسبت متغیرها آنی واکنش توابع نتایج دلیل به و میشود کار نیروی عرضه افزایش سبب حقیقی دستمزدهای افزایش با تکنولوژی نیروی تقاضای کاهش سبب کار نیروی بهجای ماشینآالت جایگزینی و فناوری پیشرفت سبب مستقیم طور به کار نیروی عرضه منفی تکانه همچنین میشود. بیکاری افزایش و کار را کار نیروی تقاضای حقیقی دستمردهای افزایش با و میشود کار نیروی عرضه کاهش نیروی تقاضای افزایش سبب تولید افزایش با پولی مثبت تکانه نهایت در میدهد. کاهش عرضه درنتیجه و انگیزه کاهش سبب حقیقی دستمزدهای کاهش دلیل به و میشود کار میشود. کار نیروی سبب پولی پایه افزایش و کار نیروی عرضه كاهش كه ميدهد نشان نتايج همچنین عرضه منفي تكانه انتظار مطابق درحاليكه ميشوند تورم افزايش و بیکاری نرخ كاهش اما ميشود. سبب را توليد افزايش پولي مثبت تكانه و ميدهد كاهش را توليد كار نيروي از بیشتر استفاده دلیل به تورم كاهش و توليد افزايش بر عالوه نيز تكنولوژي بهبود يك ميدهد. افزایش را بیکاری کار نیروی به نسبت تکنولوژی درصورت تا ميكند كمك اقتصادی سیاستگذار به مقاله این طراحیشده الگوی کرده برآورد اقتصادی کالن متغیرهای بر را شوکها این آثار مختلف تکانههای با مواجهه زا حاصل ناكاراییهای و دهد پاسخ تکانهها این به مناسب پولی سیاستهای اعمال با و مقیاس با الگویی شده سعی مقاله این در اینکه به توجه با حداقلرساند. به را تکانه وقوع بسطیافته الگو این آتی مطالعات در میشود پیشنهاد شود تبیین و معرفی اقتصادی متوسط دربرگیرد. را کشور اقتصاد از بیشتری واقعیات تا

نالک داصتقا یاهییایوپ رب راک رازاب تالالتخا رثا 263 منابع اخباری محمد و محققنیا محمدجواد ) ۱۳۹۴ (»برآورد نرخ بیکاری همراه با تورم غیرشتابان در اقتصاد ایران و کاربرد آن در سیاستگذاری اقتصادی«فصلنامه اقتصاد مقداری )بررسیهای اقتصادی سابق( دوره ۱۱ ش. ۴ صص ۱۱۳-۱۳۴. اسفندیاری مرضیه دهمرده و حسین کاوند ) 1393 (»بازارکار دوگانه در چارچوب یک الگو تعادل عمومی پویای تصادفی برای اقتصاد ایران«فصلنامه پژوهشهای اقتصادی )رشد و توسعه پایدار( سال چهاردهم ش. 1 صص 217-238. بهرامی جاوید و نیره سادات قریشی ) 1390 (»تحلیل سیاست پولی در اقتصاد ایران با استفاده از یک الگو تعادل عمومی پویای تصادفی«فصلنامه الگوسازی اقتصادی سال پنجم ش. 1 صص 1-22. توكليان حسين ) 1391 (»بررسي منحني فيليپس كينزي جديد در قالب يك مدل تعادل عمومي پوياي تصادفي براي ايران«مجله تحقیقات اقتصادی د ۴۷ ش. ۳ صص 1-22. توکلیان حسین ) ۱۳۹۳ (»برآورد درجه سلطه مالی و هزینههای رفاهی آن یک الگو تعادل عمومی پویای تصادفی«فصلنامه پژوهشهای پولی بانکی سال هفتم ش. ۲۱ صص 329-۳۵۹. کمیجانی اکبر و حسین توکلیان ) ۱۳۹۱ (»سیاستگذاری پولی تحت سلطه مالی و تورم هدف ضمنی در قالب یک الگو تعادل عمومی پویای تصادفی برای اقتصاد ایران«فصلنامه تحقیقات الگوسازی اقتصادی ش. ۸ صص ۸۷-117. فرجی مریم و زهرا افشاری ) ۱۳۹۴ (»تکانههای قیمت نفت و نوسانات اقتصادی در ایران در چارچوب الگو اقتصاد باز کینزی جدید«پژوهشنامه بازرگانی ش. ۷۶ صص ۸۳-113. فرزینوش اسداله محمدعلی احسانی و هادی کشاورز )۱۳۹۴(:»اصطکاک مالی و نوسانات بازار کار )مطالعه موردی: اقتصاد ایران بهعنوان یک اقتصاد باز کوچک(«مجله تحقیقات اقتصادی دوره ۵۰ ش. ۲ صص 415-۴۴۷. متوسلی محمود ایلناز ابراهیمی اصغر شاهمرادی و اکبر کمیجانی ) 1389 (»طراحی یک الگو تعادل عمومی تصادفی نیوکینزی برای اقتصاد ایران بهعنوان یک کشور صادرکننده نفت«فصلنامه پژوهشهای اقتصادی سال دهم ش. 4 صص 87-116. Alavilla, Carlo and Maeo Ciccarelli (2009); The Effecs of Moneary Policy on Unemploymen Dynamics under Model Uncerainy, Working Paper, no. 1089. Blanchard, Olivier and Jordi Gali (2008); Labor Markes and Moneary Policy: A New Keynsian Model wih Unemploymen, NBER Working Paper, no. 13897. Casares, Miguel (2010); Unemploymen as Excess Supply of Labor: Implicaions for Wage and Price Inflaion, Journal of Moneary Economics, no. 57(2), pp. 233-243. Chrisoffel, Kia and Tobias Linzer (November 2005); The Role of Real Wage Rigidiy and Labor Marke Fricions for Unemploymen and Inflaion Dynamics, Working Paper, no. 556, Eurosysem Inflaion Persisence Nework. Chrisiano, Lawrence J.; Marin Eichenbaum and Charles L. Evans (2005); Nominal

264 پژوهشنامه بازرگانی شماره 84 پاییز 1396 Rigidiies and he Dynamic Effecs of a Shock o Moneary Policy, Journal of Poliical Economy, vol. 113, no. 1, pp. 1-45. Chrisiano, Lawrence J.; Mahias Traband and Karl Walenin (2012), Involunary Uneploymen and he Business Cycle, Sveriges Riksbank Working Paper Series, no.238. Engler, Philipp (2011), Moneary Policy and Unemploymen in Open Economies, School of Business & Economics Discussion Paper: Economics, no. 2011/24. Erceg, Chrisopher J. and Andrew T. Levin (2013); Labor Force Paricipaion and Moneary Policy in he Wake of he Grea Recession, IMF working paper. Gali, Jordi (2002); New Perspecives on Moneary Policy, Inflaion, and he Business Cycle, in M. Dewaripon, L. Hansen, and S. Turnosky (ediors), Advances in Economics and Economerics, volume III, 151-197, 2003, Cambridge Universiy Press. Gali, Jordi (2010); Unemploymen Flucuaions and Sabilizaion Policies: A New Keynesian Perspecive, CREI, Universia Pompeu Fabra and Barcelona GSE. Galí, Jordi (2011b); Unemploymen Flucuaions and Sabilizaion Policies: A New Keynesian Perspecive, MIT Press (Cambridge, MA). Gali, Jordi; Smes Frank and Wouers Rafal (2012); Unemploymen in an Esimaed New Keynesian Model, Naional Bank of Poland working paper, no. 106. Gali, Jordi (2015); Hyseresis and European Unemploymen Problem Revisied, CREI, Universia Pompeu Fabra, and Barcelona GSE. Galí, Jordi (2015); Moneary Policy, Inflaion, and Business Cycle, Second Ediion, Princeon Universiy Press. Kavand, H. and J.S Ferris (2011); The Inflaionary Effecs of Sochasic Resource Revenues in Resource-rich Economies wih Less Well Developed Financial Markes, Applied Economic, pp.1-10. Smes, F. and R. Wouers (2007); Shocks and Fricions in US Business Cycles: A Bayesian DSGE Approach, American Economic Review, vol.97, no.3, pp.586-606. Sockhammer, Engelber and Simon Surn (2012); The Impac of Moneary Policy on Unemploymen Hyseresis, Applied Economics, no.44, pp. 2743-2756. Zhang, Ji (2014); Unemploymen Benefis and Maching Efficiency in an Esimaed DSGE Model wih Labor Marke Search Fricion, PBC School of Finance, Tsingha Universiy.