کسری بودجه‌ی دولت و رشد اقتصادی کشور ایران « صفحات 1 تا 23»

Authors

Abstract

چکیده
      هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی کشور ایران در فاصله­ی سال­های 1357 تا 1387 است. برای تحلیل موضوع از الگوی اقتصادسنجی خود توضیح با وقفه­های توزیعی[1] استفاده شده است. بر اساس نتایج به­دست آمده از این روش، تاثیر ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و همه­ی ضرایب متغیر­ها از نظر آماری معنی­دار است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در بلندمدت، کسری بودجه­ی دولت تاثیر منفی بر رشد اقتصادی دارد. هم­چنین نتایج بر اساس ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره (هر سال) حدود 44/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.



 

Keywords


Article Title [Persian]

کسری بودجه‌ی دولت و رشد اقتصادی کشور ایران « صفحات 1 تا 23»

Authors [Persian]

  • رویا آل عمران
  • سید علی آل عمران
  • حسن علیزاده اصل
Abstract [Persian]

چکیده
      هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی کشور ایران در فاصله­ی سال­های 1357 تا 1387 است. برای تحلیل موضوع از الگوی اقتصادسنجی خود توضیح با وقفه­های توزیعی[1] استفاده شده است. بر اساس نتایج به­دست آمده از این روش، تاثیر ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و همه­ی ضرایب متغیر­ها از نظر آماری معنی­دار است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در بلندمدت، کسری بودجه­ی دولت تاثیر منفی بر رشد اقتصادی دارد. هم­چنین نتایج بر اساس ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره (هر سال) حدود 44/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.



 

Keywords [Persian]

  • واژه‌های کلیدی: ایران
  • رشد اقتصادی
  • کسری بودجه
  • خود توضیح با وقفه‌های توزیعی

- مقدمه

    دولت در کشورهای در حال توسعه مانند ایران نقش مهم­تر و قابل توجهی در راستای اهدافی از قبیل رشد و توسعه و ثبات اقتصادی و ... دارد. زیرا کشورهای در حال توسعه فاقد یک بخش خصوصی قدرتمند و کارا هستند. در این خصوص دولت از بودجه به عنوان اهرمی قوی در جهت رسیدن به اهداف استفاده می­نماید. در این میان فزونی پرداختی­های دولت بر دریافتی­های او کسری بودجه گفته می­شود. در دهه­های اخیر در اکثر کشورهای در حال توسعه، دولت­ها با مشکل کسری بودجه­ی مزمن مواجه بوده­اند؛ زیرا از یک سو درآمد دولت­ها در این کشورها به علت ضعف سیستم مالیاتی و برخی از مشکلات ساختاری اقتصادی با محدودیت­های جدی روبرو شده­است و از سوی دیگر، اتخاذ سیاست­های مالی نادرست و عدم برنامه­ریزی صحیح همراه با رشد بی­رویه­ی جمعیت که به دنبال خود افزایش تقاضا برای کالاهای عمومی مانند آموزش و بهداشت را به دنبال دارد، باعث شده­است که به طور فزاینده­ای مخارج دولت افزایش­یابد (سامتی و همکاران، 1387، ص 136).

     بر همین اساس، پژوهش حاضر به دنبال بررسی تاثیر کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی کشور ایران با استفاده از روش اقتصادسنجی خودتوضیح با وقفه­های گستره بوده و آمار و اطلاعات متغیرهای به­کاربرده شده در مدل پژوهش، از مرکز آمار و داده­های بانک مرکزی استخراج شده است.

     بر اساس سازماندهی پژوهش، پس از مقدمه، در قسمت دوم به چند مورد از مهم­ترین مطالعات انجام­شده در خارج و داخل اشاره شده و در قسمت سوم، دیدگاه­های نظری آورده شده است. در قسمت چهارم نیز فرضیه­های پژوهش مطرح شده و در قسمت پنجم به معرفی مدل پژوهش و پایگاه داده­ها پرداخته شده­است. قسمت ششم به برآورد مدل و تفسیر یافته­های پژوهش اختصاص­یافته و نتیجه­گیری مباحث نیز بخش پایانی پژوهش را تشکیل می­دهد.

2-  مروری بر مطالعات انجام­شده

     فاتیما[1] و همکاران (2012) در پژوهشی با عنوان " تاثیر کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی پاکستان " به بررسی تاثیر متغیرهای کسری بودجه، سرمایه­گذاری ناخالص، نرخ ارز، نرخ بهره و تورم بر رشد اقتصادی کشور پاکستان در فاصله­ی زمانی 1978 تا 2009؛ در قالب مدل رگرسیونی و با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که متغیرهای کسری بودجه و نرخ ارز و نرخ بهره و تورم اثر منفی و متغیر سرمایه­گذاری ناخالص اثری مثبت بر رشد اقتصادی دارند.

     عبدالرحمان[2] (2012) در مطالعه­ای با عنوان " ارتباط بین کسری بودجه و رشد اقتصادی در کشور مالزی (کاربرد روش ARDL ) " با استفاده از روش ARDL و با به­کارگیری متغیرهای تولید ناخالص داخلی، بدهی دولت و هزینه­های مولد و غیرمولد در فاصله­ی زمانی 2000 تا 2011 به بررسی ارتباط بین کسری بودجه و رشد اقتصادی پرداخته­است. بر اساس یافته­های پژوهش، هیچ رابطه­ی بلندمدت بین کسری بودجه و رشد اقتصادی پیدا نشده است(این حالت مطابق با نظریه­ی برابری ریکاردویی است) ولی تاثیر هزینه­های مولد بر رشد اقتصادی در بلندمدت مثبت است؛ به عبارتی اگر یک شوکی در اقتصاد مالزی رخ دهد تنها متغیری که به هم­گرایی اقتصاد به سمت وضعیت تعادلی­اش کمک می­کند؛ تغییرات در تولید ناخالص داخلی و هزینه­های مولد است.

     که­هو[3] (2010) در پژوهشی با عنوان " کسری بودجه و رشد اقتصادی: شواهد علی و کاربردهای سیاستی برای کشورهای WAEMU " به بررسی رابطه­ی علی بین کسری بودجه و رشد اقتصادی در اقتصاد کشورهای عضو آفریقای غربی و اتحادیه­ی پولی با استفاده از آزمون علیت گرنجری با روش تودا و یاماماتو[4] (1995) پرداخته­است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که در سه کشور مورد بررسی هیچ رابطه­ی علی بین کسری بودجه و رشد اقتصادی وجود ندارد ولی در چهار کشور باقی­مانده، کسری بودجه اثری معکوس بر رشد اقتصادی دارد.

     بوس[5] و همکاران (2007) در مطالعه­ای با عنوان " مخارج عمومی و رشد اقتصادی " با استفاده از تحلیل پنل دیتا[6] به بررسی ارتباط بین کسری بودجه و رشد اقتصادی برای سی کشور در حال توسعه (باهاما، بنگلادش، بوتسوانا، بروندی، کنگو، اتیوپی، غنا، گواتمالا، هندوستان، اندونزی، جامائیکا، کنیا، ماداگاسکار، مالاوی، مالزی، موریس، مراکش، نپال، نیجریه،پاکستان، رواندا، سیرالئون، سریلانکا، سودان، سوریه، تانزانیا، تایلند، تونس، زئیر، زامبیا) در فاصله­ی زمانی 1970 تا 1990 پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که اگر کسری از ناحیه­ی هزینه­های مولد نظیر آموزش، بهداشت و هزینه­های سرمایه­ای باشد؛ کسری بودجه بر رشد اقتصادی تاثیر می­گذارد که این همان نتیجه­ای است که توسط فیشر[7] (1993) هم به­دست آمده است.

     هوین[8] (2007) در پژوهشی با عنوان " کسری بودجه و رشد اقتصادی در کشورهای در حال توسعه " با استفاده از داده­های کشورهای در حال توسعه­ی آسیایی (چین، کامبوج، اندونزی، لائوس، مالزی، فیلیپین، تایلند، ویتنام، بنگلادش، هندوستان، پاکستان، قزاقستان، جمهوری قرقیزستان، ترکمنستان، ازبکستان، سنگاپور، کره، چین تایپه) در فاصله­ی زمانی 1990 تا 2006 به این نتیجه دست­ یافته­است که کسری بودجه اثری منفی بر رشد اقتصادی دارد.

     گالی[9] (1997) در مطالعه­ای با عنوان " مخارج دولت و رشد اقتصادی در عربستان صعودی " با استفاده از روش خودتوضیح برداری و آزمون علیت گرنجر، به بررسی تاثیر مخارج دولت بر رشد اقتصادی در کشور عربستان در فاصله­ی زمانی 1960 تا 1996 پرداخته­است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که هیچ ارتباطی بین کسری بودجه و رشد اقتصادی در عربستان سعودی وجود ندارد و این دقیقا مشابه نتیجه­ی کورمندی و مقیور[10] (1985) در تحلیل مقطعی­شان بوده که نتایج کار هردو مشابه برابری ریکاردویی است.

     زوارئیان کچومثقالی (1391) در پژوهشی با عنوان " مطالعه رابطه بین کسری بودجه دولت و حساب جاری در اقتصاد ایران در دوره 1385- 1342 " به این نتیجه رسیده­است که در بلندمدت یک رابطه­ی هم­تجمعی بین کسری بودجه و کسری حساب جاری وجود دارد. هم­چنین یک رابطه­ی علیت دوسویه بین کسری بودجه و کسری حساب جاری در بلندمدت تایید می­شود؛ اما در کوتاه­مدت رابطه­ی علیت، تنها از سمت کسری بودجه به کسری حساب جاری تایید می­شود.

     فرح­بخش و فرزین­وش (1388) در مطالعه­ای با عنوان " اثر کسری بودجه بر کسری حساب جاری و رشد اقتصادی " با استفاده از مدل تلفیقی، اثر کسری بودجه بر متغیرهای بخش داخلی (مصرف بخش خصوصی و رشد اقتصادی) و بر متغیر بخش خارجی (کسری حساب جاری) را طی فاصله­ی زمانی 1985 تا 2006 مورد تجزیه و تحلیل قرار داده­اند. بررسی این موضوع برای کشورهای مختلف (70 کشور) که بر اساس شاخص توسعه­ی جهانی به سه گروه کشورهای با درآمد بالا، متوسط و پایین طبقه­بندی شده­اند، انجام گرفته­است. خلاصه­ی نتایج به­دست­آمده برای دوره­ی مورد مطالعه در کشورهای با درآمد بالا، وجود ارتباط بین کسری بودجه و کسری حساب جاری و مصرف و رشد اقتصادی را تایید نمی­کند. اما این ارتباط برای کشورهای با درآمد متوسط و پایین برقرار است به­عبارتی، در این کشورها برابری ریکاردوئی رد می­شود.

     صفدری و پورشهابی (1388) در پژوهشی با عنوان " اثر کسری بودجه دولت بر کسری تجاری در اقتصاد ایران (با استفاده از روش ARDL، طی سال­های (1386-1345) " با استفاده از آزمون علیت گرنجر و روش خودتوضیح با وقفه­های گسترده، به بررسی اثر کسری بودجه­ی دولت بر کسری تجاری ایران طی سال­های 1345 تا 1386 پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که سیاست کاهش کسری بودجه­ی دولت منجربه کاهش کسری تجاری در اقتصاد ایران می­گردد.

     مهرآرا و مرادی (1387) در مطالعه­ای با عنوان " بررسی تاثیرات کسری بودجه، نرخ ارز حقیقی و رابطه مبادله بر کسری حساب جاری کشورهای صادرکننده نفت عضو (OPEC) " با استفاده از رویکرد پانل پویا مبتنی­بر روش تعمیم­یافته­ی گشتاورها (GMM)، به بررسی اثر کسری بودجه، نرخ ارز واقعی و رابطه­ی مبادله بر کسری حساب جاری کشورهای عضو اوپک (OPEC) در فاصله­ی زمانی 1975 تا 2004 پرداخته­اند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که کسری حساب جاری رابطه­ی مثبت معنی­داری با کسری بودجه­ی دولتی (حتی پس از کنترل یا لحاظ­کردن اثر درآمدهای نفتی) داشته و اهمیت آن در الگو به مراتب بیشتر از نرخ ارز حقیقی و رابطه­ی مبادله می­باشد.

     جعفری صمیمی و همکاران (1385) در پژوهشی با عنوان " بررسی رابطه بلندمدت کسری بودجه و عملکرد اقتصاد کلان در ایران: یک تحلیل نظری و تجربی " با استفاده از روش جوهانسن- جوسیلیوس[11] به بررسی رابطه­ی بلندمدت کسری بودجه­ی دولت و عملکرد اقتصاد کلان ایران در فاصله­ی سال­های 1383- 1357 پرداخته­اند. در پژوهش ایشان، رشد اقتصادی به عنوان متغیر تعیین­کننده­ی عملکرد اقتصاد کلان و در حقیقت به عنوان متغیر وابسته و متغیرهایی مانند کسری بودجه­ی دولت، مخارج عمرانی، سرمایه­گذاری بخش خصوصی، درآمد مالیاتی، تورم و نرخ رشد نیروی کار به عنوان متغیرهای مستقل مدنظر قرار گرفته­است. نتایج پژوهش حاکی از وجود رابطه­ی منفی بین کسری بودجه و رشد اقتصادی در ایران می­باشد. هم­چنین نتایج مطالعه نشان­گر رابطه­ی مثبت تعادلی بلندمدت میان مخارج عمرانی دولت به­عنوان تکمیل­کننده­ی مخارج سرمایه­گذاری بخش خصوصی با رشد اقتصادی می­باشد. علاوه­براین، می­توان به ارتباط منفی بین تورم و رشد اقتصادی به­عنوان دیگر نتایج پژوهش اشاره نمود.

     برومند جزی و کهرام (1384) در مطالعه­ای با عنوان " اثر کسری بودجه و نرخ ارز بر کسری حساب جاری تراز پرداخت­های خارجی ایران " با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری و روش حداقل مربعات معمولی به بررسی اثر کسری بودجه و نرخ ارز بر کسری حساب جاری در اقتصاد ایران طی فاصله­ی زمانی 1338 تا 1380 پرداخته­اند. نتایج مطالعه حاکی از آن است که کسری بودجه و نرخ ارز اثر مستقیم و درآمدهای نفتی اثر منفی بر کسری حساب جاری داشته­است.

 

 

3- دیدگاه­های نظری

 

1-3- طرفداران دیدگاه سنتی

     از نظر طرفداران دیدگاه سنتی که مورد تایید بسیاری از اقتصاددانان از جمله اقتصاددانان کلاسیک است، کاهش در مالیات­ها باعث افزایش در مصرف جاری خواهد شد، بالارفتن مصرف بر سیستم اقتصادی اثر خواهد گذاشت و در کوتاه­مدت افزایش مصرف موجب افزایش تقاضای کل می­شود؛ بنابراین سطح تولید و اشتغال زیاد می­شود. دیدگاه مرسوم نئوکلاسیک در مورد کسری بودجه بر این باور است که کاهش در مالیات به افزایش در مصرف منجر می­شود. پس­انداز بخش خصوصی متناظر با کسری بودجه افزایش نمی­یابد و پس­انداز ملی کاهش می­یابد. دلیل منطقی افزایش تقاضای مصرف­کنندگان این است که وقتی سیاست کسری بودجه اعمال می­شود و مالیات را به نسل­های بعدی منتقل می­کند، مصرف­کنندگان(که در یک دوره­ی زمانی محدود قرار دارند) احساس می­نمایند که ثروت آن­ها افزایش یافته­است و بنابراین مصرف خود را افزایش می­دهند؛ زیرا نئوکلاسیک­ها برای تجزیه و تحلیل آثار اقتصادی کسری بودجه فروضی از قبیل محدود بودن عمر مصرف­کنندگان و برنامه­ریزی مصرف­کنندگان برای مصرف در طول زندگی بر اساس یک راه حل بهینه­ی بین دوره­ای که امکان قرض­گرفتن وجود داشته باشد را در نظر می­گیرند. کینزین­ها استدلالات خود را بر پایه­ی دو فرض امکان عدم به­کارگیری منابع تولید در سطح اشتغال کامل و کوتاه­نگر بودن مصرف­کنندگانی که دچار محدودیت نقدینگی هستند بنا نهاده­اند. فرض دوم کینزین­ها بیان­کننده­ی این نکته است که مصرف نسبت به تغییرات درآمد قابل تصرف بسیار حساس است. در افراد کوتاه­نگر میل نهایی به مصرف زیاد است و سیاست کسری بودجه باعث افزایش مصرف می­شود، زیرا افراد کسری بودجه را هم­چون ثروت خالص که می­تواند تقاضای کل را افزایش دهد در نظر می­گیرند. بنابراین از دیدگاه کینزین­ها کسری­های بودجه علی­رغم این حقیقت که باعث بالارفتن نرخ بهره می­شود، ممکن است سبب رونق و رشد کلی اقتصاد گردد. از طرف دیگر، سرمایه­گذاری دولتی بالاتر می­تواند سبب افزایش بهره­وری کل، سرمایه­گذاری خصوصی شده و در نتیجه زمینه­ی افزایش در سرمایه­گذاری خصوصی را فراهم سازد. بنابراین از دیدگاه کینزین­ها کسری بودجه دولت می­تواند باعث افزایش در مصرف و سرمایه­گذاری و هم­چنین افزایش در تقاضای کل گردد. در مجموع باید گفت استفاده از سیاست کسری بودجه در صورتی می­تواند به افزایش تولید و رشد اقتصادی کشور کمک کند و دولت را در اجرای برنامه­هایش یاری دهد که دولت در زیربناهای اقتصادی در نتیجه­ی افزایش مخارج خود مانند سرمایه­گذاری دولتی بویژه سرمایه گذاری در بخش­های زیربنایی مثل بزرگراه­ها، سیستم­های آب و فاضلاب، حمل­و­نقل، نیرو و به سیاست کسری بودجه متوسل شود. سرمایه­گذاری این­گونه مخارج دولت در درازمدت می­تواند به افزایش تولید و رشد اقتصادی کمک نماید و با توسعه­ی صرفه­جویی­های خارجی مشوق سرمایه­گذاری بخش خصوصی شود. آثار اقتصادی تامین مالی کسری بودجه در درازمدت بستگی به بازدهی مخارج سرمایه­گذاری دولت و موفقیت این سرمایه­گذاری­ها خواهد داشت. اگر بخش مهمی از مخارج دولت در طرح­هایی اختصاص یابد که بازدهی فوری داشته­باشند، می­توان تا اندازه­ای فشارهای نامساعد اقتصادی از جمله تورم را کاهش­داد؛ ولی ایجاد چنین موقعیت‌هایی در کشورهای جهان سوم امکان­پذیر نیست و با سیاست کسری بودجه، شاهد ایجاد آثار نامطلوب اقتصادی بر متغیرهای کلان اقتصادی خواهیم بود (جعفری صمیمی و همکاران، پیشین، صص 28-27).

 

2-3- دیدگاه برابری ریکاردویی

     دیدگاه دیگر در خصوص کسری بودجه، نظریه­ی ریکاردین­ها است که به برابری ریکاردویی[12] معروف است. نخستین­بار توسط دیوید ریکاردومطرح­گردید و در نهایت این نظریه توسط رابرت بارو[13] تکمیل­شد. این نظریه بر اساس دو فرض انتظارات عقلایی مبنی­بر این­که خانوارها آینده­نگر هستند و فرض افق دید خانوارها که تا زمان وضع مالیات می­باشد، شکل گرفته­است. گروه دیگری از اقتصاددانان با نفوذ، طرفدار برابری ریکاردویی هستند که بر این باورند که کسری بودجه بر مصرف، پس­انداز و انباشت سرمایه اثر نمی­گذارد. بحث درباره­ی اثرات بدهی دولت بر متغیرهای اقتصاد کلان از این دو دیدگاه سرانجام به بحث درباره­ی مصرف­کننده تبدیل می­شود که آیا مصرف­کنندگان منطقی یا نزدیک­بین[14] هستند؟ آیا امکان گرفتن وام برای آن­ها وجود دارد؟ آیا آنان از راه عاطفه­ی انسانی و نوع­دوستی با نسل­های آینده رابطه­ی اقتصادی دارند و برای آن­ها ارث باقی می­گذارند؟. چون دولت با کاهش مالیات­ها و تامین کسری بودجه از طریق استقراض در آینده مجبور می­شود برای بازپرداخت بدهی­های خود و بهره­ی آن­ها مالیات­ها را افزایش­دهد، بنابراین دیدگاه ریکاردو معتقد است که مردم به­تجربه دریافته­اند که افزایش در قرضه­ی دولت در نتیجه­ی کاهش مالیات­ها در زمان حال یک درآمد موقت نصیب فرد می­کند و مصرف­کنندگان برای فراهم­کردن امکان پرداخت مالیات بیشتر در آینده به دنبال افزایش قرضه­ی دولت، بیشتر پس­انداز می­کنند و افزایش در پس­اندازهای مردم، وام و اعتبارهای بیشتری را در اختیار خانواده­ها و بنگاه­های اقتصادی قرار می­دهد و در نتیجه افزایش تقاضای وام به­وسیله­ی دولت، توسط افزایش پس­انداز خنثی می­شود و بنابراین نرخ بهره تغییر نمی­کند و کاهش در مالیات­ها درآمد دائمی ایجاد نمی­کند و خانوارها درآمد موقت را پس­انداز می­کنند و مصرف خود را تغییر نمی­دهند تا از بابت پس­انداز، بدهی‌های مالیاتی آینده را که کاهش مالیات­های جاری باعث به­وجودآمدن آن­ها شده­است، بپردازند. بنابراین هر کاهش در مالیات فعلی می­باید با افزایش مالیات­های آینده مطابقت داشته­باشد و افزایش پس­انداز خصوصی، کاهش پس­انداز بخش عمومی را کاملا جبران خواهد­کرد. پس­انداز ملی و در نتیجه نرخ بهره بدون تغییر باقی می­ماند. بنابراین سرمایه­­گذاری بخش خصوصی بدون تغییر خواهدماند. اثرات کاهش مالیات ناشی از کسری بودجه سبب افزایش متناسب در پس­انداز بخش خصوصی می­شود و با توجه به منطقی بودن مصرف از سوی مصرف­کنندگان و در نظر گرفتن درآمد دائمی مصرف­کنندگان، با عدم تغییر در پس­انداز ملی، نرخ بهره تغییر نمی­کند. ریکاردو بر این عقیده بود که افزایش در کسری بودجه، ناشی از افزایش هزینه­های دولت بوده که به هر حال باید در زمان حال یا بعدا پرداخت­شود. بنابراین کاهش مالیات­ها که از سیاست کسری بودجه ناشی شده­است، هیچ اثری بر مصرف و پس­انداز ندارد و از این طریق سایر متغیرهای اقتصادی از جمله رشد اقتصادی را بدون تغییر باقی می‌گذارد. در حالی­که طرفداران دیدگاه سنتی معتقدند که مصرف­کنندگان چنین تصور می‌نمایند که کاهش مالیات­های جاری که سبب کسری بودجه شده و از طریق وام تامین مالی شود، درآمد آن­ها را افزایش داده(هرچند که چنین نشده) است؛ چون مصرف­کنندگان نزدیک­بین هستند و مفهوم کسری بودجه را به طور کامل درک نکرده و به درستی آن را تجزیه و تحلیل نمی­کنند؛ زیرا بر این باورند که مالیات­های آینده بر میزان مصرف جاری آن­ها اثرات چندان زیادی ندارند و بنابراین مصرف خود را افزایش می­دهند و پس­انداز آن­ها کاهش می­یابد و از این طریق بر رشد اقتصادی، اثر خواهد گذاشت. نکته­ی دیگری که طرفداران دیدگاه نظریه­ی ریکاردویی به آن اشاره می­نمایند مساله­ی محدودیت اخذ وام است که برای مصرف­کنندگان اهمیت زیادی ندارد. اما دیدگاه سنتی، این مساله را مهم جلوه می­دهد. بنابراین از دیدگاه نظریه­ی ریکاردویی اگر مساله­ی محدودیت اخذ وام برای مصرف­کنندگان اهمیت زیادی نداشته­باشد و فرضیه­ی درآمد دائمی دارای اعتبار باشد، در آن­صورت مصرف­کنندگان با احتمال بیشتری در انتظار مالیات­های آینده که برای بازپرداخت بدهی­های دولت وضع شده­است، خواهند بود و مصرف جاری خود را تغییر نخواهند داد و از این طریق سایر متغیرهای اقتصادی تحت تاثیر قرار نمی­گیرند. آخرین نکته­ای که طرفداران نظریه­ی ریکاردو‌یی در خصوص کسری بودجه اشاره می­کنند مساله­ی نسل­های آینده است (همان منبع). رابرت بارو با تایید دیدگاه ریکاردو، چنین استدلال می­کند که چون نسل­های آینده فرزندان و نوه­های نسل کنونی هستند، پس نباید آن­ها را بازیگران مستقل صحنه­ی اقتصادی به حساب آورد؛ بلکه فرض مسلم این است که نسل کنونی به نسل آینده اهمیت داده و به آنان توجه می­کند. دلیل این نوع­دوستی در روابط متقابل بین نسل­ها همانا هدایایی است که مردم به صورت ارث برای فرزندان خود باقی می­گذارند. بنابراین هر کاهش در مالیات فعلی می­باید با افزایش مالیات­های آینده مطابقت داشته باشد و به این ترتیب نرخ بهره بدون تغییر باقی می­ماند. البته دیدگاه ریکاردو به این معنی نیست که همه­ی تغییرات مالی بر متغیرهای اقتصادی بی­اثرند؛ بلکه اگر سیاست مالی بر خریدهای حال و آینده­ی دولت اثری داشته­باشد، به طور حتم بر میزان مصرف مصرف­کنندگان تاثیر مثبت و از این طریق بر سایر متغیرهای اقتصادی اثر خواهدگذاشت. باید توجه داشت که کاهش در خریدهای دولت(نه کاهش در مالیات­ها) باعث افزایش مصرف می­شود. اگر دولت اعلام کند که خریدهای خود را در آینده کاهش می­دهد، باعث می­شود که مصرف امروز بالاتر رود؛ حتی اگر در مالیات­های کنونی هیچ تغییری داده­نشود؛ زیرا این به آن مفهوم است که در آینده مالیات­ها کاهش می­یابد. رابرت بارو (1974) در مقاله­ی معروف خود " آیا قرضه­ی دولتی به منزله­ی ثروت خالص است" بار دیگر برابری بدهی عمومی با مالیات­ها را مورد سوال قرار داد. بارو نشان داد حتی اگر طول زندگی افراد محدود باشد خانوارها ممکن است به آینده­ی نامعلوم نگاه کنند، زیرا خانوارها با نسل آینده از طریق بخشش، هدایا و میراث ارتباط برقرار می­کنند. وقتی دولت مالیات را بر دوش نسل آینده می­گذارد، نسل­های جاری با پس­انداز بیشتر واکنش نشان می­دهند تا برای نسل آینده ارثی باقی بگذارند. به­عبارت بهتر؛ بر این اساس، افزایش درآمد قابل تصرف نسل کنونی که از کسری بودجه ناشی شده است به مصرف نمی‌رسد، بلکه برای این­که نسل بعدی بتوانند مالیات­های بالاتر را بپردازند پس­انداز می­شود. در نتیجه رفتارهای اقتصادی به قیمت واقعی تغییر نمی­کند. بارو به این نتیجه رسید که نمی­توان هیچ حالت نظری متقاعدکننده­ای را برای مواجهه با بدهی­های عمومی به عنوان یک جزء از ثروت خالص خانوارها یافت. بر اساس این دیدگاه، تغییر در موجودی اوراق قرضه­ی دولتی نمی‌تواند از طریق اثر ثروت، متغیرهای اقتصادی را تحت تاثیر قرار دهد. از آن­جایی­که در هریک از این دو نظریه کار چندان ساده­ای نیست و هر دو دیدگاه طرفدارانی دارند با وجودی که نمی­توان نسبت به درستی هریک از این دو دیدگاه مطمئن بود ولی تا زمانی­که سیاست کسر بودجه به عنوان یک مساله­ی اصلی مطرح باشد این بحث­ها ادامه خواهد یافت و مانند همیشه برای خنثی­کردن اثر کسری بودجه بر متغیرهای اقتصادی باید از شواهد تجربی برای حل این مشکل کمک گرفت؛ هرچند به­طور دقیق نمی­توان گفت که کسری بودجه منطبق با دیدگاه سنتی یا دیدگاه ریکاردویی است؛ زیرا تغییر و تحلیل در نظام بودجه­ریزی علی­رغم تاکید در برنامه­ی سوم هنوز محقق نگردیده است. با این وجود، گروهی از اقتصاددانان بر این باورند که با توجه به آمار و ارقام کسری بودجه و مخارج مصرفی در اقتصاد ایران، می­توان اظهار داشت که ساختار کسری بودجه در ایران از دیدگاه سنتی پیروی می­کند؛ زیرا کسری بودجه­ی ناشی از افزایش مخارج دولت یا کاهش مالیات سبب گردیده است که از طریق افزایش در مخارج مصرفی که بیش از 50 درصد درآمد ناخالص ملی را تشکیل می­دهد، سایر متغیرهای اقتصادی را تحت تاثیر قرار دهد؛ هرچند که در سال­های اخیر به دلیل اهمیت استقراض، دیدگاه­های جدید تامین مالی از طریق اوراق مشارکت و استقراض از مردم مورد توجه قرارگرفته که این گرایشات تا اندازه­ای به دیدگاه ریکاردویی نزدیک شده است (منکیو، گریگوری ن. 1383، صص 557-537).

 

4- فرضیه­های پژوهش

الف. کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی تاثیر منفی دارد.

ب. سرمایه­گذاری ناخالص بر رشد اقتصادی تاثیر مثبت دارد.

ج. نرخ ارز بر رشد اقتصادی تاثیر منفی دارد.

د. نرخ سود بانکی (پنج­ساله) بر رشد اقتصادی تاثیر منفی دارد.

 

 5- معرفی مدل پژوهش و پایگاه داده­ها

    مدل مورد بررسی در این پژوهش بر اساس مطالعه­ی فاتیما و همکاران (2012) بوده و مطابق فرمول 1 می­باشد.

LGDP = β1 + β2 LBDE + β3  LGIV + β4 LEXC + β5 LRIR + U           رابطه­ی (1)

که در آن:

GDP: تولید ناخالص داخلی واقعی به قیمت سال پایه­ی 1376، BDE: نسبت کل پرداخت­های دولت به کل درآمدهای دولت (TG/TY)[15]، GIV: سرمایه­گذاری ناخالص، EXC: نرخ ارز در بازار غیر رسمی، RIR: نرخ سود بانکی (پنج­ساله)، U: جملات پسماند مدل، L: علامت لگاریتم می­باشد.

    آمار و اطلاعات متغیر­های به­کاررفته در مدل، به صورت سری زمانی سالانه(1387-1357) از مرکز آمار و داده­های بانک مرکزی استخراج شده­اند.

    به منظور تخمین مدل و همچنین بررسی روابط بلندمدت و کوتاه­مدت بین متغیر وابسته و متغیر­های توضیحی الگو از روش خود­توضیح با وقفه­های گسترده[16] با کمک­گیری از نرم­افزار مایکروفیت[17] استفاده شده­است.

    در این روش برای تخمین رابطه­ی بلندمدت، می­توان از روش دو مرحله­ای استفاده کرد: در مرحله­ی نخست وجود ارتباط بلند­مدت بین متغیر­های تحت بررسی، آزمون می­شود. برای این منظور مدل پویای خود توضیح با وقفه­های گسترده تخمین زده می­شود. در این مدل اگر مجموع ضرایب برآورد­شده مربوط به وقفه­های متغیر وابسته کوچک­تر از یک باشد، الگوی پویا به سمت تعادل بلند­مدت گرایش می­یابد. از­ این­­رو برای آزمون هم­گرایی لازم است آزمون فرض­های آماری مطابق روابط 2 و 3 انجام گیرد. هم­چنین کمیت آماره­ی مورد نیاز برای انجام آزمون هم­گرایی مطابق رابطه­ی 4 محاسبه می­شود.

H0 =    رابطه­ی (2)               H1 =    رابطه­ی (3)       رابطه­ی (4)

    با مقایسه­ی کمیت آماره­ی t محاسباتی و کمیت بحرانی ارایه­شده توسط بنرجی، دولادو و مستر[18] (1992) در سطح اطمینان مورد نظر، می­توان به وجود یا عدم وجود رابطه­ی بلندمدت بین متغیر­های الگو پی­برد. در این مطالعه برای آزمون رابطه بلند­مدت از آزمون آماره­ی t ارایه­شده توسط بنرجی، دولادو و مستر استفاده شده است.                                                                                                    

    در مرحله­ی دوم، تخمین و تحلیل ضرایب بلند­مدت و استنتاج در مورد ارزش آن­ها صورت می­گیرد. تعداد وقفه­های بهینه برای هریک از متغیر­های توضیح­دهنده را می­توان به کمک یکی از ضوابط آکاییک[19]، شوارز- بیزین[20]، حنان کوئین[21] و یا ضریب تعیین تعدیل شده[22] تعیین کرد (نوفرستی، 1378، ص95).

 

6-برآورد مدل و تفسیر یافته­های پژوهش

        

1-6- بررسی ساکن پذیری متغیرها

    به­کار­گیری روش­های سنتی و معمول اقتصادسنجی در بر آورد ضرایب الگو با استفاده از داده­های سری زمانی، بر این فرض استوار است که متغیر­های سری­های زمانی مورد استفاده ساکن پذیر[23] هستند. از طرف دیگر باور غالب آن است که بسیاری از متغیر­های سری زمانی در اقتصاد ساکن پذیر نیستند. یک سری را ساکن پذیر می­گویند هرگاه میانگین و واریانس آن در طول زمان ثابت باشد و مقدار کواریانس بین دو دوره­ی زمانی تنها بلافاصله یا وقفه­ی بین دو دوره بستگی داشته­باشد و ارتباطی به زمان واقعی محاسبه کواریانس نداشته­باشد. اگر متغیر­های سری زمانی مورد استفاده در بر آورد ضرایب الگو ساکن نا‌پذیر باشند، در عین حالی که ممکن است هیچ رابطه یا مفهومی بین متغیر­های الگو وجود نداشته باشند، می­تواند ضریب R2 به­دست آمده­ی آن خیلی بالا باشد و موجب شود تا محقق به استنباط­های غلطی در مورد میزان ارتباط بین متغیر­ها کشانیده شود. در چنین شرایطی رگرسیون­های انجام شده واقعی نبوده و کاذب می­باشد. در ضمن وقتی که متغیر­های یک مدل ساکن پذیر نباشد، دیگر مقادیر بحرانی آماره­های t و F کاربرد ندارد. از این رو قبل از استفاده از این متغیر­ها لازم است نسبت به ساکن پذیر‌ی یا ساکن نا پذیری [24] آن­ها اطمینان حاصل کرد. آزمون ریشه­ی واحد[25] یکی از معمول­ترین آزمون­هایی است که امروزه برای حل این مشکل و برای تشخیص ساکن پذیری یک فرایند سری زمانی مورد استفاده قرار می­گیرد. به منظور بررسی ساکن پذیری و ساکن ناپذیری و وجود ریشه­ی واحد از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته[26] استفاده شده­است. اگر قدر مطلق آماره­ی آزمون از قدر مطلق کمیت بحرانی ارایه شده بزرگ­تر باشد، فرضیه­ی H0  و به عبارتی وجود ریشه­ی واحد، رد می­شود (شجاعی و بیگی، 1389).

    جدول 1 آزمون ساکن پذیری متغیر­ها را بر اساس آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته نشان می­دهد. در آزمون ساکن پذیری مربوط به سطح متغیر­های به­کار­رفته در مدل، قدرمطلق آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته از قدرمطلق مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد کوچک­تر بوده بنابر‌این فرضیه­ی H0 مبنی بر وجود ریشه­ی واحد مورد تایید قرار گرفته و تمامی متغیر­های مدل ساکن ناپذیر درسطح می­باشد. در آزمون ساکن پذیری مربوط به تفاضل مرتبه­ی اول متغیر­های به­کار­رفته در مدل، قدرمطلق آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته از قدرمطلق مقادیر بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5 درصد بزرگ­تر بوده بنابر­این فرضیه­ی H0 مبنی بر وجود ریشه­ی واحد رد شده و متغیرهای مدل ساکن پذیر در تفاضل مرتبه­ی اول (I1) می­باشد.

جدول (1): بررسی ساکن پذیری متغیر­ها با استفاده از آزمون ریشه­ی واحد دیکی- فولر تعمیم­یافته

تفاضل مرتبه ی اول سطح نام متغیر
32/5- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته 86/0- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته  LGDP 
58/3- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5% 58/3- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
001/0 میزان احتمال 945/0 میزان احتمال
66/6- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته 52/2- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته   LBDE 
95/1- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5% 96/2- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
000/0 میزان احتمال 119/0 میزان احتمال
77/4- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته 90/2- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته   LGIV
97/2- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5% 58/3- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
000/0 میزان احتمال 176/0 میزان احتمال
03/4- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته 35/2- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته   LEXC
57/3- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5% 96/2- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
018/0 میزان احتمال 163/0 میزان احتمال
04/5- آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته 77/0 آماره­ی دیکی- فولر تعمیم­یافته   LRIR
95/1- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5% 95/1- مقدار بحرانی مک­کینون در سطح خطای 5%
000/0 میزان احتمال 876/0 میزان احتمال

 

2-6- تخمین الگوی کوتاه­مدت پویا و بررسی وجود رابطه­ی بلند­مدت

    نخستین گام در روش خود­توضیح با وقفه­های گسترده، تخمین الگوی کوتاه­مدت و بررسی وجود رابطه­ی بلندمدت است. نتایج تخمین الگوی کوتاه­مدت در جدول 2. آورده شده است. مقدار حداکثر وقفه در این الگو، مقدار یک انتخاب شده و انتخاب مدل بهینه بر اساس معیار شوارتز بیزین صورت گرفته است. ملاحظه می­شود در کوتاه­مدت، تولید ناخالص داخلی در دوره­ی گذشته اثری مثبت و معنی­دار و کسری بودجه در دوره­ی جاری و گذشته اثری منفی و معنی­دار بر تولید ناخالص داخلی در دوره­ی جاری دارد. هم­چنین، سرمایه­گذاری ناخالص در دوره­ی جاری اثری مثبت و معنی­دار بر تولید ناخالص داخلی در دوره­ی جاری داشته و نرخ ارز در دوره­ی جاری اثری مثبت و در دوره­ی گذشته اثری منفی بر تولید ناخالص داخلی در دوره­ی جاری دارد که این اثر در دوره­ی جاری بی­معنی بوده ولی در دوره­ی گذشته معنی­دار بوده است. نرخ سود بانکی نیز هم در دوره­ی جاری و هم در دوره­ی گذشته اثری منفی بر تولید ناخالص داخلی در دوره­ی جاری داشته است که این اثر در دوره­ی جاری بی­معنی و در دوره­ی گذشته معنی­دار می­باشد. در ضمن بر اساس آزمون­های تشخیص که در جدول 3 ارایه شده، در رابطه­ی کوتاه­مدت، خودهمبستگی­های سریالی و ناهمسانی واریانس وجود ندارد و فرم تبعی مناسب بوده و توزیع نرمال است. هم­چنین بر اساس نمودارهای 1 و 2 ملاحظه می­شود که منحنی­های مربوط به آزمون­های CUSUM و CUSUMSQ داخل فواصل اطمینان 95 درصد قرار داشته و بنابراین وجود ثبات ساختاری بر اساس آزمون­های مذکور قابل قبول می‌باشد.

  جدول (2): نتایج حاصل از برآورد مدل پویای کوتاه مدت ARDL (1,1,0,1,1)

prob آماره t انحراف معیار ضریب نام متغیر
000/0 2608/8 067450/0 55719/0 LGDP(-1)
000/0 1567/4- 033900/0 14091/0- LBDE
016/0 6455/2- 036296/0 096021/0- LBDE(-1)
000/0 1373/8 019107/0 15548/0 LGIV
380/0 89864/0 042048/0 037786/0 LEXC
008/0 9324/2- 042870/0 12571/0- LEXC(-1)
165/0 4406/1- 058272/0 083946/0- LRIR
005/0 1142/3- 047503/0 14793/0- LRIR(-1)
000/0 6850/4 43622/0 0437/2 INTERCEPT

 

 

جدول )3:( نتایج آزمون­های تشخیص

سطح احتمال F Version فرضیه­ی صفر
230/0 5383/1 عدم وجود خود همبستگی سریالی
071/0 6648/3 وجود فرم تبعی مناسب
ـــــــــ ــــــــ وجود توزیع نرمال[27]
337/0 95365/0 همسانی واریانس

      

نمودار 1. منحنی حاصل­جمع انباشته­ی پسماندها

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نمودار 2. منحنی حاصل­جمع انباشته­ی مربعات پسماندها

    برای بررسی وجود رابطه­ی بلند­مدت در این مطالعه، از روش آزمون دولادو و مستر (1992) استفاده می­شود. در این آزمون شرط آن که رابطه­ی پویای کوتاه­مدت به سمت تعادل بلند­مدت گرایش یابد، آن است که مجموع ضرایب متغیر وابسته­ی با وقفه، کمتر از یک باشد. به عبارت دیگر فرضیه­ی صفر بیانگر عدم وجود رابطه­ی بلند­مدت است. برای انجام این آزمون باید بر اساس آماره­ی t معرفی­شده توسط دولادو و مستر در رابطه­ی 4. عدد یک از مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کسر و بر مجموع انحراف معیار­های ضرایب مذکور تقسیم شود. با استفاده از این رابطه، آماره­ی t محاسبه شده معادل 56/6- بوده که قدر­مطلق آن از قدرمطلق کمیت بحرانی ارایه شده توسط دولادو و مستر در سطح اطمینان 99 درصد بزرگ­تر است. بنابراین فرضیه­ی H0 مبنی بر عدم وجود رابطه­ی بلند­مدت رد شده و وجود رابطه­ی بلند­مدت بین متغیر­های مدل مورد تایید قرار می­گیرد.

 

3-6- تخمین الگوی بلند مدت

    پس از تایید وجود رابطه­ی بلند­مدت توسط آزمون دولادو و مستر، می­توان رابطه­ی بلندمدت بین متغیر­های مدل را استخراج کرد. جدول 4. رابطه­ی بلند­مدت بین متغیر­های مدل را نشان می­دهد. ملاحظه می­شود که اثرگذاری تمام ضرایب متغیر­ها بر اساس مبانی نظری مورد انتظار بوده و تمام ضرایب متغیر­ها از نظر آماری معنی­دار می­باشد. به­طوریکه در بلندمدت، یک درصد افزایش در نسبت کل پرداخت­های دولت به کل درآمدهای دولت (افزایش کسری بودجه) و نرخ ارز و نرخ سود بانکی به ترتیب باعث کاهش 53/0، 19/0 و 52/0 درصد در تولید ناخالص داخلی و یک درصد افزایش در سرمایه­گذاری ناخالص باعث افزایش 35/0 درصد در تولید ناخالص داخلی می­شود. لازم به ذکر است با توجه به این­که مدل به صورت لگاریتمی تخمین زده­شده­است؛ ضرایب بیان­گر کشش نیز می­باشد.

جدول (4): نتایج حاصل از برآورد رابطه بلندمدت مدل ARDL (1,1,0,1,1)

prob آماره t انحراف معیار ضریب نام متغیر
001/0 9743/3- 13463/0 53507/0- LBDE
000/0 4184/14 024352/0 35112/0 LGIV
000/0 2927/6- 031554/0 19856/0- LEXC
000/0 4707/4- 11713/0 52366/0- LRIR
000/0 6708/10 43251/0 6152/4 INTERCEPT

 

4-6- تخمین الگوی تصحیح خطا

وجود هم­گرایی بین متغیر­های اقتصادی، مبنای استفاده از مدل­های تصحیح خطا را فراهم می‌کند. الگوی تصحیح خطا در واقع نوسان­های کوتاه­مدت متغیر­ها را به مقادیر بلند­مدت آن­ها ارتباط می­دهد. نتایج مربوط به متغیر ECM(-1) در برآورد الگوی تصحیح خطا در جدول 5. نشان داده شده است. ملاحظه می­شود ضریب جمله­ی تصحیح خطا ECM(-1) که نشان­دهنده­ی سرعت تعدیل مدل به سمت تعادل است، معنی­دار و بین اعداد صفر و منفی یک بوده و برابر رقم 44/0- به­دست آمده است. این عدد بیانگر این مطلب است که در هر دوره (هر سال) حدود 44/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود.

جدول (5): نتایج مربوط به متغیر ECM(-1) در برآورد الگوی تصحیح خطا

prob آماره t انحراف معیار ضریب نام متغیر
000/0 5650/6- 067450/0 44281/0- ECM(-1)

 

 

7- نتایج پژوهش

    هدف پژوهش حاضر، بررسی تاثیر کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی کشور ایران است. در این راستا به آزمون چهار فرضیه پرداخته­شد که باتوجه به یافته­های پژوهش؛ تمامی فرضیه‌ها به صورت زیر مورد تایید قرار گرفت:

الف. کسری بودجه­ی دولت بر رشد اقتصادی تاثیر منفی دارد.

ب. سرمایه­گذاری ناخالص بر رشد اقتصادی تاثیر مثبت دارد.

ج. نرخ ارز بر رشد اقتصادی تاثیر منفی دارد.

د. نرخ سود بانکی بر رشد اقتصادی تاثیر منفی دارد.

    یافته­های پژوهش حاکی از آن است که در بلندمدت، یک درصد افزایش در نسبت کل پرداخت­های دولت به کل درآمدهای دولت (افزایش کسری بودجه) باعث کاهش 53/0 درصد در تولید ناخالص داخلی می­شود؛ زیرا اولا، دولت در مواجهه با کسری بودجه (افزایش نسبت TG/TY) متوسل به قرض­گیری از داخل و خارج می­شود، افزایش تقاضا برای وجوه آماده به وام؛ نرخ بهره را افزایش داده و به­دنبال آن سطح سرمایه­گذاری کاهش خواهد­یافت، کاهش سرمایه­گذاری بخش خصوصی باعث کاهش تولید ناخالص داخلی می­شود. ثانیا؛ چون افزایش کسری بودجه (افزایش نسبت TG/TY) باعث کاهش پس­انداز ملی خواهد شد، به­نوبه­ی خود سرمایه­گذاری کاهش و تولید ملی کاهش خواهد یافت. یک درصد افزایش در نرخ ارز باعث کاهش 19/0 درصد در تولید ناخالص داخلی می­شود. چون اکثر واحدهای تولیدی در ایران مواد اولیه­ی خود را از کشورهای خارجی طرف مبادله وارد می­کنند؛ با افزایش نرخ ارز هزینه­ی وارداتی کالاهای واسطه­ای افزایش و با گران­شدن کالاهای واسطه­ای وارداتی هزینه­ی تولید افزایش­یافته و بنابراین میزان تولید واحدهای تولیدی کاهش می­یابد. هم­چنین یک درصد افزایش در نرخ سود بانکی باعث کاهش 52/0 درصد در تولید ناخالص داخلی می­شود. به عبارتی با افزایش نرخ سود بانکی (به­عنوان هزینه­ی تامین سرمایه) میزان سرمایه­گذاری کاهش و به­دنبال آن تقاضای کل کاهش و تولید ناخالص داخلی نیز کاهش می­یابد. در نهایت، یک درصد افزایش در سرمایه­گذاری ناخالص باعث افزایش 35/0 درصد در تولید ناخالص داخلی می­شود. زیرا افزایش سرمایه­گذاری به­عنوان جزئی از تقاضای کل باعث افزایش تقاضای کل و به­دنبال آن افزایش تولید و رشد اقتصادی می­شود. هم­چنین نتایج بر اساس ضریب جمله­ی تصحیح خطا، حاکی از آن است که در هر دوره (هر سال) حدود 44/0 از عدم تعادل کوتاه­مدت، برای رسیدن به تعادل بلند­مدت تعدیل می­شود. یعنی تقریبا پس از 2/2 سال عدم تعادل کوتاه­مدت به سمت تعادل بلندمدت تعدیل می­شود.



1-Fatima
1-Abd Rahman
2- keho
3-Toda & Yamamoto
4- Bose
5- Panel data
1- Fischer
2- Huynh
3- Ghali
4- Kormendi & Meguire
1- Johansen-Juselius
1- Ricardian Equivalence
2- Robert Baroo
3-Myopic
1- افزایش این نسبت؛ معرف افزایش کسری بودجه­ی دولت در نظر گرفته شده­است. هم­چنین منظور از کل پرداخت­های دولت(TG)، مجموع پرداخت­های جاری و عمرانی دولت بوده و منظور از کل درآمدهای دولت(TY)، مجموع درآمد نفت و درآمد مالیاتی و سایر درآمدهای دولت می­باشد.
1-Auto-Regressive Distributed Lag
2-Microfit
3-Banerjee, Dolado& Master
1-Akaike Information Criterion
2-Schwarz Bayesian Criterion
3-Hannan-Quinn Criterion
4-Adjasted-coefficient of determination
5-Stationary
6-Non-stationary
7-Unit Root Test
1-Augmented Dickey-Fuller Test
1- برای فرضیه­ی صفر وجود توزیع نرمال؛ LM Version برابر (059363/0) و سطح احتمال برابر (971/0) می باشد.

منابع

1- برومند جزی، شهزاد؛ کهرام، آزادمهر (1384)، " اثر کسری بودجه و نرخ ارز بر کسری حساب جاری تراز پرداخت­های خارجی ایران "، پژوهشنامه­ی اقتصادی، شماره­ی دوم، صص 130-113.

 

2- جعفری صمیمی، احمد؛ علیزاده، محمد؛ عزیزی، خسرو (1385)، " بررسی رابطه بلندمدت کسری بودجه و عملکرد اقتصاد کلان در ایران: یک تحلیل نظری و تجربی "، فصلنامه­ی پژوهشهای اقتصادی، شماره­ی چهارم، صص 46-25.

 

3- زوارئیان کچومثقالی، منصوره (1391)، " مطالعه رابطه بین کسری بودجه دولت و حساب جاری در اقتصاد ایران در دوره 1385- 1342 "، فصلنامه­ی پژوهشنامه­ی بازرگانی، شماره­ی شصت و دوم، صص 221-193.

 

4- سامتی، مرتضی؛ صامتی، مجید؛ شیرانی فخر، زهره (1387)، " بررسی اثر کسری بودجه­ی دولت بر سرمایه­گذاری بخش خصوصی در ماشین­آلات و ساختمان در اقتصاد ایران با استفاده از سیستم معادلات همزمان "،  فصلنامه­ی بررسی­های اقتصادی، شماره­ی اول، صص 158-135.

 

5- شجاعی، عبدالناصر؛ بیگی، تورج (1389)، " بررسی ارتباط ICT و رشد اقتصادی ایران با استفاده از مدل­های رشد درونزا "، فصلنامه­ی مدیریت صنعتی، شماره­ی یازدهم، صص 114-101.

6- صفدری، مهدی؛ پورشهابی، فرشید (1388)، " اثر کسری بودجه دولت بر کسری تجاری در اقتصاد ایران (با استفاده از روش ARDL، طی سال­های (1386-1345) "، مجله­ی اقتصادی- ماهنامه­ی بررسی مسائل و سیاست­های اقتصادی، شماره­ی نود و سه و نود و چهار، صص 50-35.

 

7- فرح­بخش، ندا؛ فرزین­وش، اسدا... (1388)، " اثر کسری بودجه بر کسری حساب جاری و رشد اقتصادی "، تحقیقات اقتصادی، شماره­ی هشتادوهشتم، صص 192-171.

 

8- منکیو، گریگوری ن. (1383)، « اقتصاد کلان». ترجمه­ی حمیدرضا برادران شرکا و علی پارسائیان، چاپ دوم، انتشارات دانشگاه علامه طباطبایی.

 

9- مهرآرا، محسن؛ مرادی، مهدی (1387)، " بررسی تاثیرات کسری بودجه، نرخ ارز حقیقی و رابطه مبادله بر کسری حساب جاری کشورهای صادرکننده نفت عضو (OPEC) "، فصلنامه­ی پژوهشنامه­ی بازرگانی، شماره­ی چهل و هفتم، صص 167-141.

 

10- نوفرستی محمد (1378). ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی، چاپ دوم، تهران: موسسه خدمات فرهنگی رسا، ص 95.

 

11- Barro, R. J. (1974), " Are Government Bonds Net Wealth? " Journal of Economy, December.

 

12- Bose, N., Haque, M. E., and Osborn, D. R. (2007), " Public Expenditure and Economic Growth: A Disaggregated Analysis for Developing Countries‌", The Manchester School, 75(5): 533-556.

 

13- Fatima, G.,  Mehboob, A., and Wali ur, R. (2012), " Consequential Effect of Budget Deficit on Economic Growth of Pakistan", International Journal of Business and Social Science, Vol, 3, No, 7, PP: 203-208.

 

14- Fischer, S. (1993), " The Role of Macroeconomic Factors in Growth ", NBER Working Paper Series: National Bureau of Economic Research, 4565: 1-36.

 

15- Ghali, K. H. (1997), " Government Spending and Economic Growth in Saudi Arabia ", Journal of Economic Development, 22(2): 165-172.

 

16- Huynh, N.  D. (2007), " Budget Deficit and Economic Growth in Developing Countries: The Case of Vietnam ", Kansai Institute for Social and Economic Research (KISER).

 

17- Keho, Y.  (2010), " Budget Deficit and Economic Growth: Causality Evidence and Policy Implications for WAEMU Countries ", European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, 18, 99-104.

 

18- Kormendi,  R.  C. and Meguire, P. G. (1985), " Macroeconomic Determinants of Growth: Cross-Country Evidence", Journal of Monetary Economics, 16: 141-163.

­­­

19- Nur Hayati, A. R..  (2012), " The Relationship between Budget Deficit and Economic Growth from Malaysia’s Perspective: An ARDL Approach ", International Conference on Economics, Business Innovation IPEDR, Vol. 38, PP: 54-58.