منبع: محاسبات تحقیق

• • با حرکت از سیستم ارز میخکوب شده نرم به سمت سیستم ارزی شناور، واکنش مثبت تولید نسبت به شوک قیمت نفت کاهش می­یابد (واکنش تولید نسبت به شوک قیمت نفت در سیستم ارزی میخکوب نرم، سیستم ارزی میانه و سیستم ارزی شناور به ترتیب ۲۲/۰، ۱۸/۰ و ۱۴/۰ می­باشد).

نمودار ۵- ۱۱. مقایسه واکنش تولید نسبت به شوک مثبت قیمت نفت در سناریوهای پیشنهادی
منبع: محاسبات تحقیق

• • با حرکت از سیستم ارز میخکوب شده نرم به سمت سیستم ارزی شناور، واکنش منفی صادرات کالاها و خدمات نسبت به شوک قیمت نفت افزایش می­یابد (واکنش صادرات کالاها و خدمات نسبت به شوک قیمت نفت در سیستم ارزی میخکوب نرم، سیستم ارزی میانه و سیستم ارزی شناور به ترتیب ۴۸/۰-، ۸۶/۰- و ۲۳/۱- می­باشد).

نمودار ۵- ۱۲. مقایسه واکنش صادرات کالاها و خدمات نسبت به شوک مثبت قیمت نفت در سناریوهای پیشنهادی
منبع: محاسبات تحقیق

• • با حرکت از سیستم ارز میخکوب شده نرم به سمت سیستم ارزی شناور، واکنش منفی نرخ ارز حقیقی نسبت به شوک قیمت نفت افزایش می­یابد (واکنش نرخ ارز حقیقی نسبت به شوک قیمت نفت در سیستم ارزی میخکوب نرم، سیستم ارزی میانه و سیستم ارزی شناور به ترتیب ۰۰۹/۰-، ۰۱۶/۰- و ۰۲۳/۰- می­باشد).

نمودار ۵- ۱۳. مقایسه واکنش نرخ ارز حقیقی نسبت به شوک مثبت قیمت نفت در سناریوهای پیشنهادی
منبع: محاسبات تحقیق
در سیستم ارزی میخکوب نرم زمانی که درآمدهای ارزی نفتی و به تبع آن عرضه در بازار ارز به دنبال وقوع شوک مثبت قیمت نفت افزایش می­یابد، پول ملی تقویت می­ شود و بانک مرکزی برای ثابت نگه داشتن نرخ ارز مجبور است با جمع کردن اضافه ارز در بازار، ریال به بازار تزریق کند که موجبات افزایش تورم و نقدینگی را فرآهم می­ کند. ضمناً با جمع­آوری اضافه عرضه ارز باعث افزایش دارایی­ های خارجی بانک مرکزی می­ شود.

از طرفی در سیستم نرخ ارز شناور با افزایش قیمت نفت و درآمدهای نفتی، عرضه ارز (در جریان تبدیل دلارهای نفتی به پول داخلی) در بازار افزایش یافته و پول ملی تقویت می­ شود که در این حالت کاهش نرخ ارز حقیقی نسبت به حالت­های قبلی بیشتر می­باشد.
با توجه به سناریوهای فوق ملاحظه می­ شود که با شوک مثبت قیمت نفت در تمامی نظام­های ارزی، نرخ ارز حقیقی کاهش می­یابد یا به عبارت دیگر ارزش پول ملی افزایش می­یابد. با توجه به اینکه نرخ ارز حقیقی معیاری برای رقابت­پذیری می­باشد، لذا قدرت رقابت­پذیری از بین می­رود. گرچه قدرت رقابت­پذیری در نظام­های مختلف ارزی، شدت و ضعف دارد، اما آنچه که مشهود است این است که در اقتصادهای نفتی از جمله اقتصاد صادرکننده نفتی ایران با بروز شوک مثبت قیمت نفت، قدرت رقابت­پذیری کاهش می­یابد. نمودارهای مربوط به صادرات کالاها و خدمات و همچنین تولید کل نیز تایید کننده این موضوع می­باشد.
۵-۸- خلاصه و جمع­بندی
این فصل از تحقیق به معرفی مدل DSGE طراحی شده به تفصیل اجزای و بخش­های مختلف شامل بخش­های خانوار، بنگاه، دولت و بانک مرکزی و بخش خارجی پرداخته شد. در ادامه پس از استخراج شروط مرتبه اول، مدل به صورت لگاریتمی-خطی درآمد. در ادامه فصل پارامترهای مدل به روش کالیبراسیون محاسبه شدند و بر اساس مقادیر پارامترهای مدل، مقادیر ایستای بلندمدت متغیرها استخراج گردید.
در ادامه ضمن شبیه­سازی مسیر متغیرهای درون‌زای مدل در چهار سناریو پیشنهادی، با بهره گرفتن از چندین گشتاور دقت مدل در برازش رفتار واقعی متغیرهای کلان اقتصادی ایران مورد سنجش قرار گرفت. نتایج نشان داد که مدل از عملکرد قابل قبولی برخوردار است و با واقعیت­های اقتصاد ایران سازگار است؛ در ادامه جهت بررسی تأثیر شوک­های قیمت نفت و همچنین شوک­های مارک آپ قیمت کالاهای داخلی و صادراتی از توابع ضربه-واکنش بهره گرفته شد.
در ادامه نتایج حاصل از توابع ضربه-واکنش برای چهار سناریو پیشنهادی شامل هدف­گذاری تورم، سیستم­ ارزی میخکوب شده نرم، سیستم ارزی میانه و سیستم ارزی شناور در نتیجه بروز شوک مثبت قیمت نفت مورد مقایسه قرار گرفت.
نتایج حاصل از شبیه­سازی در سناریوهای مختلف ارزی نشان داد که در تمامی سناریوهای پیشنهادی با بروز شوک مثبت قیمت نفت، نرخ ارز حقیقی کاهش و قدرت رقابت­پذیری اقتصاد تضعیف می­ شود؛ به عبارت دیگر قاعده­های پولی انتخابی فارغ از نوع نظام ارزی منجر به از دست رفتن رقابت اقتصادی می­ شود؛ علی رغم اینکه در نظام­های مختلف شدت و ضعف دارد. با بررسی نتایج بدست آمده پیشنهاد می­گردد که درآمدهای حاصل از صادرات نفت وارد سیستم اقتصادی نشود و وارد صندوق ثروت حکومتی^[۳۰۸] یا همان صندوق توسعه ملی شود. از مهمترین کارکردهای صندوق توسعه ملی محافظت در برابر نوسانات شدید قیمت نفت و کمک به توسعه اقتصادی از طریق تامین سرمایه ­گذاری در زیرساخت­هایی که نیاز به سرمایه ثابت بالایی دارند. طراحی مناسب صندوق­های توسعه ملی و مدیریت صحیح آن به کشورها کمک می­ کند که از بی­ثباتی اقتصاد کلان جلوگیری کنند.

1. 1. فصل ششم

1. 1. تخمین مدل DSGE برای اقتصاد ایران با بهره گرفتن از روش بیزین

۶-۱- مقدمه
در مرحله آماده ­سازی داده ­ها باید بین متغیرهای استفاده شده در مدل و متغیرهایی که در عالم واقع توسط داده ­ها اندازه گرفته می­شوند، مطابقت وجود داشته باشد. به عنوان مثال اگر مدل مورد بررسی یک مدل ادوار تجاری حقیقی باشد که در آن دولت حضور ندارد، در این صورت درست نیست برای اطلاعات مربوط به تولید مدل به تولید ناخالص ملی گزارش شده در حساب­های ملی مراجعه نمود چرا که در این داده ­ها بخش دولتی نیز حضور دارد.
در مرحله آماده ­سازی داده ­ها ابتداً اجزایی از داده ­ها که در مدل حضور ندارند تا حد امکان از آن‌ ها خارج می­ شود و سپس با بهره گرفتن از فیلتر هودریک پرسکات جز روند از داده ­ها جدا می­ شود و تحلیل­ها بر روی جز ادواری صورت می­گیرد. سپس با بهره گرفتن از تکنیک­های اقتصادسنجی از جمله بیزین مدل ارائه شده مورد بررسی تجربی قرار می­گیرد.
در این فصل مدل DSGE طراحی شده برای اقتصاد ایران با بهره گرفتن از روش بیزین برآورد خواهد شد.
ابتداً روش­شناسی تخمین بیزین مورد بررسی قرار می­گیرد، سپس داده ­ها و توزیع­های پیشین معرفی خواهند شد. در بخش بعدی نتایج تجربی گزارش شده است. قسمت آخر این فصل به خلاصه و نتیجه ­گیری اختصاص دارد.
۶-۲- روش­شناسی تخمین بیزین
۶-۲-۱- اقتصادسنجی بیزین
در کار فوق استنباط آماری برای پارامترهای مدل DSGE به وسیله روش­های بیزین انجام شده است. روش آماری بیزین اخیراً محبوبیت زیادی را در مدل­سازی اقتصاد کلان کاربردی پیدا کرده است. به منظور بررسی مبانی نظری و روش­های تحلیلی بیزین در مدل­ DSGE به آن و اسچورفهاید (۲۰۰۷)^[۳۰۹] مراجعه شود. در این بخش مراحل اصلی استنباط آماری بیزین برای مدل­ DSGE مورد بررسی قرار می­گیرد.
در مقایسه با رویکرد سنتی برای تخمین و آزمون­های آماری (که تحت عنوان آمار تکراری^[۳۱۰] یا آمار مبتنی بر تفسیر فراوانی از احتمال شناخته می­ شود: در این رویکرد استنباط بر اساس نمونه گیری تکراری مبنای کار می­باشد و مدل صحیح شامل مجموعه ­ای از پارامترهای ناشناخته اما ثابت می­باشد)، آمار بیزین پارامترها را ساختارهای ذهنی محقق در نظر می­گیرد^[۳۱۱].
آمار بیزین بر اساس ترکیب پیشین­ها (در مورد پارامترهای مدل) با تابع راستنمایی و با بهره گرفتن از داده ­های واقعی بنا نهاده شده است. تابع راستنمایی پنجره­ای را برای بررسی جهان واقعی ارائه می­ کند^[۳۱۲]. آمارهای بیزین از فروض مربوط به نمونه گیری­های تکراری و فرآیندهای تولید داده بر اساس یک مجموعه ثابت از پارامترهای معلوم فاصله زیادی دارد، یعنی دو فرضی که برای رویکرد سنتی بسیار مهم هستند. رویکرد بیزین برای تخمین آماری علوم قابل مشاهده از قبیل علم اقتصاد بسیار مناسب است در حالی که روش سنتی برای علوم آزمایشگاهی مناسب است.
آمارهای بیزین به عنوان فرآیندهای یادگیری شناخته می­شوند که در آن داده ­های قابل مشاهده­  به منظور محاسبه توزیع­ پسین  و با فرض داشتن تابع راستنمایی  و توزیع پیشین  مورد استفاده قرار می­گیرد (  یک بردار  بعدی از پارامترهای مدل می­باشد). فرایند یادگیری بر اساس تئوری بیز به صورت زیر می­باشد:
(۶-۱)
به منظور استنباط توزیع پسین، عبارت  به عنوان یک مقدار ثابت نرمال شده در نظر گرفته می­ شود. هدف اصلی از استنباط بیزین محاسبه پارامترهای  مربوط به تابع توزیع پسین  با بهره گرفتن از اطلاعات در دسترس  می­باشد. تابع توزیع پسین به منظور استنباط­ فاصله­ای و نقطه­ای در مورد  مورد استفاده قرار می­گیرد.
به عنوان مثال می­توان  را توزیع بتا (  ) در نظر گرفت. با توجه به اینکه  می­باشد؛ لذا می­توان گفت که توزیع بتا مثبت و محدود است. همچنین می­توان توزیع بتا را به صورت زیر نمایش داد:

که در آن  میانگین،  واریانس،  حد پایین و  حد بالا می­باشد؛ که در اینجا حد پایین صفر و حد بالا یک می­باشد؛ به عبارت دیگر  باید ما را به توزیعی برساند که اولاً محدود باشد و ثانیاً مثبت باشد؛ لذا تابع راستنمایی با تابع چگالی پیشین با هم ترکیب می­شوند و احتمال اینکه  اتفاق بیفتد به شرط اینکه قبلاً  رخ داده باشد، بدست می ­آید که همان تابع چگالی پسین می­باشد؛ بنابراین ملاحظه می­ شود که از اطلاعات حداکثر استفاده شده است.
بنابراین بیزین ترکیب اطلاعات اولیه و تابع راستنمایی است. اگر فرض شود که هیچ اطلاعاتی نداریم یعنی تابع چگالی پیشین برای مقادیر مختلف پارامترها احتمال یکسانی را ارائه کند، در این حالت توزیع مورد نظر یکنواخت است. می­توان نشان داد که ترکیب هر توزیع با توزیع یکنواخت همان توزیع می­ شود. به عنوان مثال با ترکیب توزیع بتا با توزیع یکنواخت، توزیع بتا بدست می ­آید. در واقع توزیع یکنواخت مثل عدد ثابت عمل می­ کند؛ بنابراین می­توان گفت که زمانی که اطلاعات اولیه صفر است، بیزین تبدیل به حداکثر راستنمایی می­ شود لذا حداکثر راستنمایی حالت خاصی از بیزین است.
حال اگر فرض شود که اطلاعات کاملاً دقیق باشد، یعنی اطلاعات داخل  کامل باشد، در این حالت می­توان نشان داد که تابع راستنمایی هیچ نقشی ندارد و از داده ­ها چیزی استخراج نمی­ شود. در این حالت بیزین تبدیل به کالیبره می­ شود.
در ادامه یک بررسی کلی از مراحلی که ساختار تابع راستنمایی برای مدل DSGE را در بر می­گیرد، صورت گرفته است.
این مراحل برای مدل­ چرخه‌های تجاری حقیقی و تقریب لگاریتم خطی یا تقریب خطی مرتبه اول در اطراف شرایط تعادل پویای اقتصاد نیز درست می­باشد.
ارزیابی تابع راستنمایی برای هر مقدار معین  و  سه مرحله زیر را در بر می‌گیرد.
اولین مرحله نوشتن مدل اقتصاد کلان تئوریک به عنوان سیستمی از معادلات انتظاری و غیر انتظاری خطی از جمله فرآیندهای تصادفی برون­زا می­باشد. با فرض بر اینکه  یک بردار  از شوک­های ساختاری برون­زا،  یک بردار  از متغیرهای درون­زا و  نیز دلالت بر بردار  دیگری از متغیرهای درون­زای مدل داشته باشد، مدل DSGE در فرم خطی به صورت زیر نوشته می­ شود:
(۶-۲)

که در آن  یک بردار  از نوآوری‌های تکنولوژیکی می­باشد، یعنی  و ماتریس واریانس-کوواریانس آن برابر با  می­باشد. بردار پارامترهای مدل (  ) در داخل ماتریس­های  تا  مطابق با مدل تئوریک (۶-۲) قرار دارد.
در مرحله دوم ارزیابی تابع راستنمایی، بایستی سیستم خطی مجموعه معادلات (۶-۲) حل شود. با بهره گرفتن از روش ضرایب نامعین، راه حل زیر برای سیستم (۶-۲) بدست می ­آید:
(۶-۳)

که در آن ماتریس­های  تا  (در مجموعه معادلات ۶-۳) تصویر ماتریس­های  تا  (در مجموعه معادلات ۶-۲) می­باشند و بنابراین توابعی از بردار پارامترهای مدل (  ) می­باشند.