o

ñ

a

a

دوفصلنامه علمي ـ تخصصيسال اول ـ شماره دوم ـ پاييز و زمستان 1383صاحب امتياز: پژوهشگاه حوزه و دانشگاه

مدير مسئول: عليرضا اعرافيسردبير: سيد هادي عربي

اعضاي هيات تحريريه:

مجيد احمديان (استاد، دانشگاه تهران)؛ محمدرضا شريفآزاده (دانشيار، دانشگاه علامه طباطبايي)؛ مجيد صباغ كرماني (دانشيار، دانشگاه تربيت مدرّس)؛ عباس عربمازار (دانشيار، دانشگاه شهيد بهشتي)؛ اسدالله فرزينوش (دانشيار، دانشگاه تهران)؛ حسنآقا نظري (استاديار، پژوهشگاه حوزه و دانشگاه)؛ سيد هادي عربي (استاديار، پژوهشگاه حوزه و دانشگاه).

4

4

3

3

2

2

1

1

0

nX

nX

nX

nX

Y

n

l

l

l

l

l

a

a

a

a

a

+

+

+

+

=

کارشناس اجرايی: حيدر فروزان طراح: كامران مهاجر افشار

ويراستار و صفحهآرا: حيدر فروزان شمارگان: 1000 نسخه

ليتوگرافي و چاپ: زيتون ـ قم قيمت: 5000 ريال

نشاني:

قم، بلوار امين، بلوار جمهوري اسلامي، پژوهشگاه حوزه و دانشگاه، دفتر مجله جستارهاي اقتصادي، ص.پ:3151/37185 ، تلفن: 5 ـ2931404 و 5 ـ2936043 ، نمابر: 2936042 .

دفتر تهران: تهران، خيابان انقلاب، نبش كوچه اسكو، پلاك 6 ، تلفن 6460936 ، نمابر 6460935

پايگاه اطلاعرساني: www.Hawzeh.com

پست الكترونيكي: Econ_Essays@hawzeh.com و Econ_Essays@Yahoo.com

ص 2 سفيد

داوران علمي اين شماره:

دكتر مجيد احمديان دانشگاه تهران

دكتر اصغر اسفندياري دانشگاه تربيت مدرس

دكتر يدالله دادگر دانشگاه تربيت مدرس

دكتر محمدرضا شريفآزاده دانشگاه علامه طباطبايي

دكتر مرتضي عزتي دانشگاه تربيت مدرس

دكتر اسدالله فرزين وش دانشگاه تهران

دكتر غلامرضا كشاورز دانشگاه صنعتي شريف

دكتر محمدتقي گيلك حكيمآبادي دانشگاه مازندران

دكتر سيد نظامالدين مكيان دانشگاه يزد

دكتر سيد حسين ميرجليلي پژوهشگاه علوم انساني دكتر محسن نظري دانشگاه بوعلي سينا

راهنماي نگارش مقالاتالف. شرايط تدوين و ارسال مقاله

1. مقاله در حدود 25 تا 35 صفحه 300 كلمهاي، خوانا و حتيالامكان به همراه فايل آن در محيط Word ارسال شود.

2. مشخصات كامل نويسنده يا نويسندگان شامل: نام، نام خانوادگي، ميزان تحصيلات، رتبه علمي نويسنده و مترجم، شغل، نشاني، كدپستي، شماره تلفن و پست الكترونيكي ذكر شود.

3. متن اصلي مقالههاي ترجمهاي ارسال و مشخصات كامل متن مرجع نيز ذكر شود.

4. مقاله، داراي چكيده فارسي و انگليسي حدود 150 كلمه باشد.

5. مقاله داراي واژگان كليدي فارسي و معادل انگليسي (حداكثر پنج واژه) باشد.

6 . مقاله قبلاً چاپ نشده يا همزمان براي چاپ به نشريات ديگر ارسال نشده باشد.

7. معادل لاتين اسامي و اصطلاحات تخصصي يا مهجور در پانويس هر صفحه ذكر شود.

ب. شيوه استنادها و سبك نوشتاري منابع و مآخذ

1. در استناد درون متني، مشخصات كوتاهي از مأخذ معمولاً شامل نام خانوادگي پديد آورنده، تاريخ نشر و شماره صفحه به ترتيب در داخل كمانك ميآيد؛ مانند: (تودارو، 1377، ص 45)

2. در فهرست منابع و مآخذ پاياني، ترتيب زير رعايت و بر اساس حروف الفبا مرتب شود:

الف. كتاب: نام پديدآوردنده(ها)، (تاريخ نشر)، عنوان كتاب، شماره جلد، نام ويراستار، تدوين كننده، مترجم، مصحّح، نام نويسنده ديباچه، مقدمه، پيشگفتار، و شرح (در صورتي كه از اين بخشها استفاده شود)، شماره يا نام ويرايش (در ويرايش دوم به بعد)، وضعيت نشر شامل محل نشر و نام ناشر؛

ب. مقاله: نام پديدآورنده(ها)، (تاريخ انتشار)، عنوان مقاله، نام مترجم(در صورت ترجمهاي بودن)، نام نشريه، شماره نشريه، محدوده صفحات مربوط به مقاله.

در صورت تعدد آثار منتشره در سال واحد از يك مؤلف، جهت نماياندن ترتيب انتشار، آثار با حروف الف، ب، ج و...متمايز شود. بنابراين، در استناد درون متني نيز، بعد از سال انتشار، به تناسب، حروف الف، ب، ج و... ذكر ميشود.

(((

( مقالات بيانگر آرا و نظريات نويسندگان است. ( مجله در تلخيص و ويرايش مقالات آزاد است.

( استفاده از مطالب مجله با ذكر مأخذ مجاز است. ( مقالات ارسالي بازگردانده نميشود.

فهرست مطالب

● سخن آغازين/ 7 سردبير

● پيشبيني شكاف تورم بر اساس مدل P( در ايران/ 9 دكتر فيروزه عزيزي

● تخمين تابع توليد بيمارستانهاي ايران/ 37 دكتر مجيد صباغ كرماني، وحيد شقاقي شهري

● تحليلي بر جريان معكوس سرمايه بين كشورهاي فقير و غني/ 67 دكتر رحيم دلالي اصفهاني، دكتر سهراب دلانگيزان

● رتبهبندی کشورهای OIC براساس عوامل مؤثر بر جذب سرمايهگذاری مستقيم خارجي/87 دكتر رضا نجارزاده، وحيد شقاقي شهري

● عوامل مؤثر بر امنيت سرمايهگذاري در ايران/ 109 دكتر محمدحسين حسينزاده بحريني

● اخلاق، اقتصاد و محيط زيست/ 157 ابوالقاسم توحيدينيا

ص 6 سفيد

سخن آغازين

نقش علوم و بهويژه علوم فني در جوامع بشري بر همگان واضح است؛ اما علوم انساني با بيمهري روبهروست. و حتي برخي از صاحبنظران علوم انساني نيز در سودمندي اين علوم ترديد ميكنند. در عين حال مديريت جامعه، يا به تعبيري كه شايد براي بسياري از افراد خوشتر آيد، مهندسي اجتماع كاري است كه عهدهدار و مسئول مستقيم آن علوم انساني است. افزون براين امروزه كه سخن از كاربردي شدن علوم و انطباق علوم با نيازهاي جامعه است، بيشتر سخن از پيوند و ارتباط دانشگاه و صنعت است، كه مربوط به علوم فني است نه پيوند و ارتباط علوم با جامعه. از اينرو سخني از ارتباط علوم انساني با مصادر سياستگذاري و برنامهريزي مطرح نميشود. البته اين نحوه ارزشگذاري اجتماعي موجب ميشود كه جز در موارد استثنايي و آن هم به دلايل و انگيزههاي شخصي معمولاً استعدادهاي درخشان جامعه تمايل به تحصيل در رشتههاي علوم انساني نداشته باشند و جذب ساير رشتههاي دانشگاهي شوند و اين نيز به نوبه خود چرخه سير قهقرايي علوم انساني در كشور ما را تشديد ميكند. حال اگر گامي فراتر نهيم و سخن از علوم انساني اسلامي بر زبان آريم، نه تنها با بيمهري بلكه با ترديد و حتي انكار مواجه ميشويم. بررسي دلايل شكلگيري چنين هنجاري در جامعه هر چند ضروري است؛ اما خارج از وسع اين مقال است و فقط به يك مورد از آن اشاره ميكنيم:

در روند تحولات پس از قرون وسطا در طي دوره نوزايي و شكلگيري علوم تجربي آنچه بتدريج بر علوم حاكميت و سيطره يافت، تبيين جهان با توسل به رياضيات بود. تحولات ايجاد شده در هيأت و فيزيك و توفيقات بهدست آمده چنان انسان را شيفته كرد كه خواست، تبيين رياضي و روش تحليل مكانيكي را در مورد شناخت انسان و جامعه نيز بكار بندد. اين جهتگيري كمكم به سيطره كميت در علوم انجاميد. بنابراين بسياري از علوم انساني از ورود در اين ميدان بازماندند و يا علومي مانند اقتصاد كه ميتوانستند در اين عرصه وارد شوند، رنگ باختند و از علم به فن تنزل پيدا كردند. چراكه اقتصاددان براي تبيين روابط اقتصادي جامعه بايد در نظريات به مفاهيمي توسل ميجست كه قابل اندازهگيري، مشاهده و كمّيسازي باشد. از اينرو همانگونه كه تحليلهاي غايتمدار در علوم طبيعي كنار نهاده شد؛ در علوم انساني و از جمله اقتصاد محجور شد و تنها علل فاعلي مورد توجه قرار گرفت. از اينرو اقتصاددان نيز كه بهدنبال تبيين روابط بين پديدههاي اقتصاد است، يا به اهداف نميپردازد و يا سطح نازلي از اهداف يعني غرايز را بهعنوان اهداف رفتارهاي اقتصادي انسان معرفي ميكند. در اين ديدگاه بسياري از آنچه پيش از اين رذايل شناخته ميشدند؛ مانند حرص و آز و... چون لذات بيشتري را ايجاد ميكرد، ديگر رذايل نبودند بلكه بسان فسانه ماندويل رذايل شخصي، موجب فوايد اجتماعي معرفي شد و از اينرو بدون هيچگونه دغدغه و بيم از ضد اخلاقي بودن، آنها بهعنوان اهداف رفتارهاي اقتصادي انسان كاملاً موجه شدند. از اينرو در انديشه اقتصادي غالب، لذتطلبيهاي مادي بهعنوان هدف رفتارهاي اقتصادي انسان قرار ميگيرد. و از همين رو مفاهيمي مانند عدالت كنار گذاشته ميشود و مفهوم كارآيي جاي آن قرار ميگيرد. از چنين منظري ملاحظه ميشود تحول و تكامل علم اقتصاد در قرن بيستم بيشتر در جنبههاي فني است، يعني استفاده از آمار، رياضيات و تكامل اقتصادسنجي و از همين جهت است كه اين علم به فن تنزّل مييابد. بر اين اساس مجله جستارهاي اقتصادي افزون بر حوزههايي كه در اولين شماره اعلام شد، از ارايه مقالات در قلمروهاي زير استقبال مينمايد:

ـ بررسي و نقد معرفتشناختي نظريات علوم اقتصادي

ـ بررسي و نقد روششناختي نظريات علوم اقتصادي

ـ بررسي و نقد مفاهيم و تعريفها در نظريات علوم اقتصادي

ـ پژوهش درباره ارتباط اخلاق و اقتصاد

با حمد و سپاس بيكران از عنايات باريتعالي و تقدير و تشكر از همكاري صميمانه اساتيد و صاحبنظران و انديشمندان حوزوي و دانشگاهي كه ما را ياري دادند، دومين شماره مجله را تقديم جامعه علمي كشور مينماييم. اميدواريم با حمايت و همدلي و ارايه رهنمودهاي فرهيختگان، اميدوارتر، بانشاطتر و بالندهتر ادامه مسير دهيم.

سردبير

پيشبيني شكاف تورم بر

اساس مدل P( در مورد ايران

فيروزه عزيزي(

چكيده

رابطه بين پول و قيمت همواره مورد بحث مكاتب مختلف اقتصادي است. در اين ارتباط مدلهاي مختلفي نيز براي تبيين تورم ارايه شدهاند كه هر يك از ديدگاه خاص خود به آن توجه كردهاند. بهرغم وجود نظرات مختلف، ميتوان گفت كه اقتصاددانان در پولي بودن تورم در بلندمدت اتفاق نظر دارند.

اقتصاد ايران طي چند دهه گذشته پديده تورم را با شدت و ضعفهاي مختلف تجربه كرده است. به همين دليل تحقيقات وسيع و دامنهداري درباره تورم در كشور انجام شده كه غالب آنها از ديدگاه پولي به تورم نگريستهاند. گرچه ديدگاه اين مقاله به پديده تورم كشور نيز پولي است، اما از دريچهاي نو اين پديده را مورد آزمون و تحليل قرار ميدهد. مدل P* ، مدل جديدي است كه آزمون آن براي اقتصاد ايران، به منزله اولين تجربه مدل P* براي يك كشور در حال توسعه نيز هست. در اين مدل افزون بر شكاف توليد، شكاف سرعت گردش پول نيز لحاظ ميشود. اين امر با توجه به ابداعات مالي كه در دو دهه گذشته صورت گرفته و سرعت گردش پول را دستخوش تغييرات و تحولات اساسي نموده است، به مدل P( ويژگي خاصي ميبخشد. در اين مقاله ابتدا مدل استاندارد P( (مدل شكاف قيمت داخلي) مورد آزمون قرار گيرد. سپس بهمنظور در نظر گرفتن نقش نظام ارزي در تعيين قيمت و تورم كشور، مدل تعميم يافته P( كه در آن افزون بر شكاف قيمت داخلي، شكاف قيمت خارجي نيز لحاظ ميشود، آزمون ميشود.

بر پايه نتايج بهدست آمده، شكاف قيمت داخلي قادر به تبيين تورم كشور نيست. علت اين امر نيز بيثباتي سرعت گردش پول است كه آن نيز به نوبه خود ريشه در نوسانات نرخ ارز دارد. از سوي ديگر شكافهاي قيمت كل و خارجي به خوبي تورم كشور را تبيين ميكنند. اين امر گوياي آن است كه شكاف قيمت خارجي در واقع نقش تعيينكنندهاي در تبيين تورم كشور دارد.

واژگان كليدي: تورم، شكاف قيمت، توليد بالقوه، شكاف توليد و شكاف سرعت گردش پول.

مقدمه

از آنجا كه يكي از مشكلات عمده اقتصادي كشور طي چند دهه گذشته پديده تورم بوده است؛ تبيين تورم و پيشبيني روند آتي قيمتها براي مقامات و سياستگذاران اقتصادي اهميت فراواني دارد. از همين روست كه حجم قابل ملاحظهاي از تحقيقات اقتصادي كشور به بررسي پديده تورم اختصاص دارد. گرچه در تبيين پديده تورم عوامل مختلفي نقش دارند؛ با اين حال نتايج غالب تحقيقات انجام شده بر پولي بودن آن تأكيد ميكنند.

در اين مقاله نيز الگويي با نگرش پولي براي آزمون تجربي تورم در كشور استفاده ميشود. اين الگو كه در ادبيات اقتصادي مدل P(ناميده ميشود بهرغم جديد بودن، ريشه تئوريك قوي دارد؛ در واقع مدل P( ، مبتني بر نظريه مقداري پول است. در اين مدل، رابطه نظاممند بين پول و سطح قيمتها وجود دارد كه بر اساس آن ميتوان رفتار كوتاهمدت تورم را ترسيم كرد. در مدل P( نه تنها رشد پول بلكه سطح پول و قيمت نيز با يكديگر رابطه دارند. در واقع توجه اين مدل به سطح قيمتهاست كه براي سياستگذاران اقتصادي اهميت شاياني دارد. در اين مقاله مدل استاندارد و تعميم يافته P( براي اقتصاد ايران در دوره 1340 ـ 77 مورد آزمون تجربي قرار ميگيرد. به بيان ديگر اين مدل در دو حالت مورد آزمون قرار ميگيرد: الف. آزمون مدل P( در حالت شكاف قيمت داخلي ب. آزمون مدل P( در حالت وجود شكاف قيمت خارجي.

به اين ترتيب كه ابتدا مدل شكاف قيمت داخلي كه مركب از شكاف توليد و شكاف سرعت گردش پول است (مدل استاندارد P( ) برآورد شده و سپس مدل تعميميافته كه در آن افزون بر شكاف توليد و شكاف سرعت گردش پول، شكاف قيمت خارجي نيز لحاظ شده است، برآورد ميشود. برآورد مدل P( نياز به مقدماتي دارد كه از آن جمله ميتوان به برآورد توليد بالقوه، شكاف توليد، سرعت گردش پول تعادلي و شكاف آن اشاره كرد.

در ارتباط با روشهاي برآورد متغيرهاي فوق، ادبيات اقتصادي از غناي نسبتاً خوبي برخوردار است. اين امر بهويژه از زمان انتشار مقاله معروف نلسون و پلوسر كه در آن به مانا نبودن برخي از متغيرهاي اقتصادي مانند توليد ناخالص داخلي و تبعات آن از نظر تكنيكها و تحليلهاي آماري و اقتصادسنجي اشاره شده، شدت و سرعت بيشتري يافته است. در اين مقاله از روشهاي مختلف براي برآورد توليد بالقوه، شكاف توليد، سرعت گردش تعادلي پول و شكاف سرعت گردش پول استفاده، كه به تفصيل به آنها اشاره ميشود. در بخش دوم مقاله، مدل P( ارايه ميشود و بخش سوم به ويژگيهاي دادههاي آماري و تفسير نتايج حاصل از برآورد توليد بالقوه، شكاف توليد، سرعت گردش تعادلي پول و شكاف سرعت گردش تعادلي پول و مدل استاندارد و تعميم يافته P( اختصاص دارد. در بخش چهارم نتيجهگيري و توصيههاي سياستي ارايه خواهد شد.

1. مدل استاندارد و تعميم يافته P(

در نظريههاي اقتصادي نقش پول و تأثير آن بر متغيرهاي كلان جايگاه خاصي دارد. قدرت يا ضعف پول در ايفاي نقش خود در اقتصاد همواره مورد جدال اقتصاددانان است. از جمله جديدترين مدلهاي پولي تبيين تورم، مدل P( است كه ريشه در نظريه مقداري پول دارد (هالمن و...، 1991). اين مدل افزون بر شكاف توليد كه در مدلهاي استاندارد تورم لحاظ ميشود، شكاف سرعت گردش پول را نيز در نظر ميگيرد. اين امر با توجه به ابداعات مالي كه از دهه 1980 در دنيا صورت گرفته و سرعت گردش پول را تحت تأثير قرار داده است؛ به مدل P( ويژگي خاصي ميدهد و آن را از ساير مدلهاي تبيين پولي تورم متمايز ميسازد. مدل P( بر پايه نظريه مقداري پول كه از نظريههاي پايهاي اقتصاد كلاسيك است، استوار ميباشد. ايده اصلي نظريه مقداري پول اين است كه بين مقدار پول از يكسو و قيمتها از سوي ديگر رابطهاي وجود دارد. به بيان ديگر :

(1)

P.Y=M.V

(2)

P=M.V/Y

(3)

P( = M.V(/Y(

در اين روابط M حجم پول، V سرعت گردش پول، Y توليد واقعي است. مقادير تعادلي (روند) متغيرها با علامت (() نشان داده شدهاند. رابطه 3 را بر2 تقسيم و از آن لگاريتم ميگيريم، داريم:

(4)

P(/ P=(V(/Y()/(V/Y)

(5)

P(/ P= V(Y/Y(V

(6)

P(-P= (V(-V)+(Y-Y()

(7)

4

4

3

3

2

2

1

1

0

nX

nX

nX

nX

Y

n

l

l

l

l

l

a

a

a

a

a

+

+

+

+

=

)

(

1

1

*

1

-

-

-

-

=

-

P

P

dp

dp

a

a

سرعت تعديل قيمتهاي جاري به تعادلي است. در معادله فوق براي دو جزء شكاف قيمت يعني شكاف سرعت گردش پول و توليد محدوديت ضرايب يكسان در نظر گرفته ميشود. ميتوان شكافها را جداگانه در معادله قرار داد:

(8)

o

>

2

1

,

a

a

)

(

)

(

1

*

1

2

1

1

*

1

1

-

-

-

-

-

-

+

-

=

-

Y

Y

V

V

dp

dp

a

a

براي برآورد تورم، از عبارات تصحيح خطاي رابطه بين سطح قيمت واقعي و بالقوه استفاده ميشود.

(9)

3

5

2

4

1

3

1

1

*

)

(

-

-

-

-

-

+

+

+

-

+

=

dp

dp

dp

P

P

dp

a

a

a

a

a

o

(10)

3

5

2

4

1

3

1

*

1

2

1

1

*

1

)

(

)

(

-

-

-

-

-

-

-

+

+

+

-

+

-

+

=

dp

dp

dp

Y

Y

V

V

dp

a

a

a

a

a

a

o

نرخ تورم متغير وابسته است. وجود شكاف قيمت به معناي آن است كه تورم افزايش مييابد. در مدل استاندارد P( ، فرض ميشود كه V( و Y( مستقل از حجم پول است، و بنابراين قيمت تابعي از عرضه پول داخلي است. در اين مدل به اهميت نرخ ارز و نظام ارزي در تعيين تورم توجه كافي نشده است.

(11)

)

(

)

(

)

(

)

(

*

*

*

V

V

Y

Y

P

P

Gap

d

-

+

-

=

-

=

d (Gap) شكاف قيمت داخلي است. براساس مباني نظري روش پولي تراز پرداختها در يك كشور كوچك با نظام نرخ ارز ثابت، عرضه پول درون زاست و سطح قيمت داخلي يك كشور كوچك بيرون از مرزهاي آن تعيين ميشود. به بيان ديگر:

(12) تقاضاي پول در كشور بزرگ

V

Y

P

M

f

f

f

D

/

=

(13) عرضه پول در كشور بزرگ

f

D

f

S

M

M

=

(14) سرعت گردش پول تابعي از درآمد و نرخ بهره است

)

.

(

f

f

Y

R

V

V

=

سطح قيمت تعادلي كشور بزرگ در بازار پول تعيين ميشود. آنگاه محدوديت نرخ ارز در نظام ارز ثابت، سطح قيمت تعادلي داخلي را براي يك كشور كوچك تعيين ميكند.

(15)

*

*

*

/

ER

EP

P

f

d

=

(16)

*

*

*

/

f

f

P

EP

ER

=

E نرخ ارز اسمي ثابت، ER( نرخ ارز تعادلي، Pf( سطح قيمت تعادلي كشور خارجي وPd( قيمت تعادل داخلي است. به بيان ديگر به لحاظ محدوديت نرخ ارز، قيمتهاي كشور خارجي بر تورم داخلي اثر دارد و عرضه پول داخلي درونزا است. از رابطه 15 لگاريتم ميگيريم، داريم:

(17)

*

*

*

er

e

P

P

f

d

-

+

=

ملاحظه ميشود قيمتي كه در خارج از مرزها تعيين ميشود، از طريق محدوديت نرخ ارز بر تورم داخلي اثر ميگذارد. در چنين حالتي شكاف قيمت خارجي بهصورت زير تعريف ميشود :

(18)

)]

(

[

)

(

)

(

*

*

*

er

e

P

P

P

P

Gap

f

d

d

d

f

-

+

-

=

-

=

چنانچه قيمتهاي داخلي از قيمتهاي تعادلي كه در خارج تعيين ميشود بيشتر شود، فشار در جهت كاهش تورم خواهد بود و برعكس. ميزان اين فشار و نيز سرعت تعديل آن بستگي به ميزان آربيتراژ بازار كالا و سرمايه و نيز شدت وابستگي اقتصادها به يكديگر دارد. با استفاده از معادلات فوق و نيز با لحاظ كردن توأمان شكاف قيمت داخلي و خارجي ميتوان به معادله گستردهتر زير دست يافت :

(19)

f

d

Gap

Gap

P

P

)

(

)

(

)

(

*

+

=

-

شكاف قيمت خارجي + شكاف قيمت داخلي= شكاف قيمت

به بيان ديگر :

(20)

]

)

(

)

(

)

[(

*

*

*

*

*

d

er

e

P

V

V

Y

Y

P

P

f

-

-

+

+

-

+

-

=

-

اضافه نمودن شكاف قيمت خارجي به مدل استاندارد P( كه شكاف قيمت داخلي را در تبيين تورم بكار ميگيرد، به دليل آن است كه تأثير نوسانات قيمت كشور غالب، كشوري كه روابط تجاري قوي با كشور كوچك دارد، را در اقتصاد كشور باز و تأثير آن را بر تورم آن كشور لحاظ كند. اين تأثير از طريق ارتباطات ارزي منتقل ميشود.

2. آزمون تجربي مدل P( در ايران

اقتصاد ايران طي چند دهه گذشته، پديده تورم را با شدت و ضعفهاي مختلف تجربه كرده است. در اين ارتباط مدلهاي مختلفي نيز براي تبيين تورم كشور آزمون شده است كه هر يك از ديدگاه خاص خود به اين معضل اقتصادي توجه كرده و به نتايجي نيز دست يافتهاند. دكتر ابريشمي و مهرآراء (1376) تورم و سياستهاي جبراني پولي و ارزي در اقتصاد ايران؛ دكتر جلالي نائيني (1376) بررسي روند تورم و سياستهاي پولي، ارزي و اعتباري؛ دكتر خشادوريان (1377) نقش سياستهاي پولي در فرآيند رشد و تورم در ايران؛ دكتر كميجاني و علوي (1379) راهبرد سياستگذاري پولي بر اساس روش هدفگذاري تورم و پيش شرطهاي لازم براي اجراي آن در ايران را بررسي نمودهاند.

از جمله مهمترين ديدگاهها، ديدگاه پولي تبيين تورم است كه در غالب تحقيقاتي تجربي كه پيرامون تورم در كشور انجام گرفته، بر آن تأكيد شده است. گرچه ديدگاه مقاله حاضر به پديده تورم نيز پولي است اما از دريچهاي نو اين پديده را مورد آزمون و تحليل قرار ميدهد. با وجودي كه كمتر از 15 سال از معرفي مدل P( و آزمون تجربي آن ميگذرد، با اين حال در كشورهاي مختلف كه همگي نيز در شمار كشورهاي پيشرفته هستند، آمريكا (1870 ـ 1988)، كشورهاي OECD (1991)، كانادا (1996)، انگليس (1994) و آلمان (1994)، مدل P( مورد آزمون تجربي قرار گرفته و نتايج رضايتبخشي نيز داشته است. اين تحقيقات عبارتند از : هالمن و پورتر (1991)، هولر و پورتر (1991)، مانسا (1996)، هال و آلن (1989) و تِوِس (1996) . نكته حائز اهميت اين است كه برآورد اين مدل براي اقتصاد ايران، اولين تجربه مدل P( براي يك كشور در حال توسعه است. از اينرو نتايجي كه از اين تحقيق بهدست ميآيد ميتواند توانمندي مدل را براي تبيين تورم در كشورهاي در حال توسعه نيز نشان دهد. در اين مقاله، مدل استاندارد و تعميم يافته P( براي اقتصاد ايران طي دوره1340ـ1377 مورد آزمون قرار ميگيرد.

1ـ2. ويژگيهاي دادههاي آماري

قبل از برآورد الگو لازم است به متغيرهاي مورد نظر در مدل اشاره شود. اين متغيرها عبارتند از: GDP توليد ناخالص داخلي به قيمتهاي ثابت سال 1361 ، P سطح قيمتها (شاخص قيمت كالا و خدمات مصرفي)، V سرعت گردش پول، ERNO نرخ ارز اسمي (لگاريتم نرخ ارز در بازار موازي ارز)، M حجم پول (لگاريتم نقدينگي بخش خصوصي)، ER نرخ ارز، PGap شكاف قيمت، QGap شكاف توليد، VGap شكاف سرعت گردش پول، M2 نقدينگي وC مصرف . در اين مطالعه، دادهها بهصورت سالانه و دوره مورد بررسي 1340ـ77 ميباشد.

2ـ2. برآورد توليد بالقوه و شكاف توليد ايران

براي برآورد مدل P( نياز به دادههاي آماري متعددي است. برخي از اين دادهها را ميتوان از منابع آماري مستقيماً استخراج نمود. اما برخي ديگر از آنها نياز به برآورد و محاسبه دارند. از جمله اين دادهها، توليد بالقوه، شكاف توليد، سرعت گردش پول تعادلي و شكاف سرعت گردش پول است. بر همين اساس و با توجه به دوره زماني مورد نظر لازم است كه ابتدا توليد بالقوه و سپس شكاف توليد براي اقتصاد ايران برآورد شود. در اين مقاله براي برآورد توليد بالقوه و نيز شكاف توليد از روشهاي فيلتر هودريك ـ پرسكات، و روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت استفاده ميشود. نخستين گام براي برآورد توليد بالقوه آزمون مانايي متغيرهاي الگوست. براي بررسي پايايي متغيرهاي الگو از ميان آزمونهاي متعدد از آزمون ديكي ـ فولر تعميميافته و فيليپس ـ پرون استفاده ميشود.

1ـ2ـ2.توليد بالقوه و شكاف توليد ايران به روش فيلتر هودريك ـ پرسكات

از جمله روشهايي كه در اين مقاله براي برآورد توليد بالقوه و شكاف توليد ايران استفاده شد، روش فيلتر هودريك ـ پرسكات است. نمودارهاي 1 و 2 به ترتيب توليد بالقوه و واقعي و شكاف توليد را به اين روش نشان ميدهند.

نمودار 1. توليد بالقوه و واقعي به روش فيلتر هودريك ـ پرسكات

نمودار 2. شكاف توليد به روش فيلتر هودريك ـ پرسكات

2ـ2ـ2. توليد بالقوه و شكاف توليد به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت

اكنون به بررسي نتايج حاصل از برآورد توليد بالقوه و شكاف توليد كشور به روش بردار خودرگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت ميپردازيم. اين روش براي تفكيك و تجزيه رفتار يك متغير مانند توليد واقعي به اجزاي بلندمدت و كوتاهمدت است.

جدول1. بردار همگرايي بههنجار شده روي متغير توليد ناخالص داخلي

متغير

بردار همجمعي

LGDP

000/1

LCT

167،099/1-

(03482/0-)

C

597632/0

LGDP = 0/597632 + 1/099167LCT (21)

(0/03482)

در جدول 1 عدد داخل پرانتز انحراف معيار مربوط به ضريب است كه بيانگر معنيدار بودن ضريب مصرف در اين رابطه بلندمدت است. همجمعي بين متغيرها جهت عليت گرنجري بين آنها را نشان نميدهد. بنابراين بهمنظور انجام آزمون عليت گرنجري بايد به الگوي تصحيح خطاي برداري مراجعه شود. الگوي تصحيح خطاي برداري بهمنظور آزمون عليت در مفهوم زماني است. بهطوركلي براساس الگوي تصحيح خطاي برداري، تغييرات متغير وابسته تابعي از خطاي دوره قبل از حالت تعادل (عبارت تصحيح خطا) و همچنين مقادير با وقفه تغيير در ساير متغيرهاي مدل و از جمله خود متغير است. نتيجه حاصل از VECM اين است كه تغييرات متغير وابسته ناشي از خطاي تعادلي است كه خود تابعي از مقدار با وقفه متغيرهاي مدل است.

نمودار 3. توليد بالقوه و واقعي به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت

نمودار 4. شكاف توليد به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت

3ـ2. برآورد سرعت گردش پول تعادلي و شكاف آن در ايران

از ديگر نيازهاي آماري براي برآورد مدل نهايي P( افزون بر شكاف توليد برآورد شكاف سرعت گردش پول است. شكاف سرعت گردش پول از جمله ويژگيهاي مدل P( است. مدل P( اوليهاي كه هالمن و ديگران براي اقتصاد آمريكا به طور تجربي آزمون و برآورد كردند، بر پايه اين فرض استوار بود كه سرعت گردش پول در بلندمدت باثبات است كه البته اين فرض عملاً در مورد آمريكا صادق است. اما تحقيقات تجربي بعدي نشان داد كه اين فرض در اغلب كشورهاي جهان برقرار نيست. بهويژه با توجه به ابداعات مالي كه از دهه 1980 انجام شده، سرعت گردش پول دستخوش تحولات و تغييرات اساسي شده است. بهگونهايكه ديگر فرض ثبات سرعت گردش پول در بلندمدت زير سؤال رفته است.

در اين راستا محققين تكنيكها و روشهاي مختلفي براي برآورد سرعت گردش پول تعادلي معرفي و ارايه كردهاند. روشهايي كه در اين مقاله براي برآورد سرعت گردش پول تعادلي مورد استفاده قرار ميگيرد، روش فيلتر هودريك ـ پرسكات و بردار خودرگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت است. بنا به تعريف سرعت گردش پول برابر است با: (22)V=PGDP/M2 كه V سرعت گردش پول، P سطح قيمت، GDP توليد ناخالص داخلي و M2 حجم پول است. با توجه به اينكه دوره مورد بررسي سالهاي 1340 ـ 77 است و طي اين مدت تحولات و شكستهاي ساختاري در اقتصاد كشور به وقوع پيوسته است؛ از اينرو شكست روندها كه مربوط به تكانه نفتي سال 1352، رخداد انقلاب1357، پايان جنگ و شروع بازسازي 1368 است در معادله سرعت گردش پول در نظر گرفته شده و سپس با استفاده از روش حالت فضا جزء بیثبات سرعت گردش پول از آن بيرون کشيده میشود) sv متغيرحالت است). به عبارت ديگر روند نوسانات از آن استخراج میشود. نتايج نشان میدهد که سرعت گردش پول تعادلي کاملاً بيثبات است.

Log (PGDP/M2) = C(1) + C(2) ( DT53 + C(3) (DT57 + C(4) (DT68 + SV (23)

SV = C(5) ( SV (-1) (24)

Log (PGDP/M2) = 1/2075 - 0/1517 DT53 + 0/1335 DT57 + 0/0555 DT68 + 0/6948 SV(-1) (25)

(15/11) (-5/46) (3/67) (2/49) (4/84)

R2 = 0/96 D.W=74/1

1ـ3ـ2. برآورد سرعت گردش تعادلي پول و شكاف آن به روش فيلتر هودريك ـ پرسكات

در اين مقاله براي برآورد شكاف سرعت گردش پول از روش فيلتر هودريك ـ پرسكات استفاده ميشود. نتايج در جدول ب (پيوست) ارايه شده است.

2ـ3ـ2. برآورد سرعت گردش تعادلي پول و شكاف آن به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت

در اين مقاله همچنين از روش بردار خودرگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت براي برآورد سرعت گردش پول تعادلي و نيز شكاف سرعت گردش پول استفاده ميشود. از پويايي نرخ ارز غيررسمي ميتوان پوياييهاي سرعت گردش پول را به دست آورد. به اين ترتيب بهمنظور تبيين رفتار بلندمدت ميان سرعت گردش پول و نرخ ارز، از طريق روش بردار خودرگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت، سرعت گردش پول تعادلي و در نتيجه شكاف سرعت گردش پول محاسبه ميشود.

جدول 2. آزمون همگرايي جوهانسن ـ جوسيليوس به هنجار شده بر log(PGDP/M2)

متغير

بردار همجمعي

Log(PGDP/M2)

000/1

Log(ERNO)

235559/0-

(16444/0)

C

022791/0-

(79954/0)

مقادير داخل پرانتز مقدار انحراف از معيار را نشان ميدهد.

شكاف سرعت گردش پول در واقع مقادير پسماند عبارت تصحيح خطاي برداري است. اين شكاف سرعت گردش پول مبتني بر مدل VAR دو متغيره است. عبارت تصحيح خطا از نظر آماري معنيدار است و علامت مورد انتظار را نيز دارد. به بيان ديگر از ميزان انحراف از مقادير بلندمدت خود متغيرها و ساير متغيرها به مرور كاسته ميشود و سرعت گردش پول به مقادير تعادلي بلندمدت به آهستگي نزديك ميشود. نكته حايز اهميت اين است كه سرعت گردش پول كشور در دوره 1340 ـ 77 كاملاً بيثبات است. اين يافته از نظر مقامات پولي و سياستگذاران اقتصادي كشور بسيار مهم است. جدول ب (پيوست) سرعت گردش پول تعادلي (بالقوه) و شكاف آن را به روش VAR نشان ميدهد.

نمودار5 . شكاف سرعت گردش پول؛ روش VAR دو متغيره

نمودار6 . شكاف سرعت گردش پول به روشهاي فيلتر هودريك ـ پرسكات و VAR

4ـ2. برآورد مدل P( براي اقتصاد ايران

با برآورد شكافهاي سرعت گردش پول و توليد، ميتوان مدل نهايي P( را برآورد نمود. بديهي است به عنوان نخستين گام ابتدا بايد متغيرهاي مورد نظر، از نظر مانايي مورد آزمون قرار گيرند. به همين دليل از آزمون ديكي ـ فولر تعميم يافته استفاده ميشود.

LQGAP=0/0012– 0/89LQGAP(-1)– 0/08D[LQGAP(-1)] (26)

(0/08) (-3/63) (-0/45)

R2 = 0/48 D.W. = 1/99 F = 15/2

در اين رابطه، LQGAP شكاف توليد برآورد شده به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت است.

جدول 3 . نتايج آزمون ديكي ـ فولر تعميم يافته براي LQGap

نام متغير

آماره ديكي فولر

مقادير بحراني مك كيلون

نتيجه

1%

5%

10%

LQGap

6305/3-

6289/3-

9446/2-

6118/2-

ايستا

با توجه به نتايج آزمون ديكي ـ فولر تعميم يافته، فرضيه صفر كه وجود ريشه واحد در مورد LQGap ميباشد رد ميشود. به بيان ديگر ميتوان گفت كه LQGap ماناست. براي متغير شكاف توليد به روش هودريك ـ پرسكات يعني LQGap HP نيز فرضيه صفر وجود ريشه واحد به روش ديكي ـ فولر تعميم يافته انجام شد. نتايج آن بدين قرار است :

جدول4. آزمون ديكي فولر تعميم يافته براي HP LQGAP

نام متغير

آماره ديكي فولر

مقادير بحراني مك كيلون

نتيجه

1%

5%

10%

LQGap HP

4805/3-

6289/3-

9472/2-

6118/2-

ايستا

گام بعدي آن است كه شكاف سرعت گردش پول نيز مورد آزمون ايستايي قرار گيرد. براي اين منظور از آزمون مرسوم ديكي ـ فولر براي شكاف سرعت گردش پول به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت، LVGap، و فيلتر هودريك ـ پرسكات، LVGap HP ، استفاده ميشود. در جدول 5 ملاحظه ميشود كه شكاف سرعت گردش پول نيز ماناست. بنابراين با فراهم شدن مقدمات ميتوان مدل استاندارد و نيز تعميم يافته P( را برآورد نمود.

جدول 5 . نتايج آزمون ديكي ـ فولر تعميم يافته براي LVGap و LVGap HP

نام متغير

آماره ديكي فولر

مقادير بحراني مك كيلون

نتيجه

1%

5%

10%

LVGap

9744/3-

6422/3-

9527/2-

6148/2-

ايستا

LVGap HP

6372/3-

2412/4-

5426/3-

2032/3-

ايستا

1ـ4ـ2. برآورد شكاف قيمت داخلي در مدل استاندارد P(

در اين مقاله شكاف قيمت داخلي به دو روش محاسبه ميشود. اين روشها عبارتند از روش بردار خودرگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت و روش فيلتر هودريك ـ پرسكات كه در آن از پارامتر هموارسازي 100=

l

استفاده ميشود. همانگونه كه در بخش دوم مقاله، قسمت تصريح الگو اشاره شد در مدل استاندارد P( شكاف قيمت داخلي متشكل از شكاف سرعت گردش پول و توليد است. به بيان ديگر:

شكاف توليد + شكاف سرعت گردش پول = شكاف قيمت داخلي

PGAPD= VGAP+LQGAP

(شكاف قيمت به روش بردار خود رگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت)

(شكاف قيمت به روش فيلتر هودريك ـ پرسكات)PGAPD= VGAPHP+ LQGAPHP

جدول 6 نتايج حاصل از برآورد شكاف قيمت داخلي را به اشكال مختلف نشان ميدهد:

نتايج نشان ميدهد كه در هيچيك از موارد ضرايب متغيرهاي شكاف توليد و سرعت گردش پول از نظر آماري اختلاف معنيداري از صفر ندارند. به بيان ديگر مدل نهايي قيمت كه در آن شكافهاي سرعت گردش پول و توليد متغيرهاي توضيحي هستند نميتوانند تورم را در ايران تبيين نمايند. اين بدان معناست كه مدل شكاف قيمت داخلي، تورم را در اقتصاد ايران نميتواند بهخوبي توضيح دهد. براي برآورد شكاف قيمت داخلي، يكبار نيز متغيرهاي سرعت گردش پول و شكاف توليد مجموعاً به عنوان يك متغير در مدل لحاظ ميشود و بار ديگر يافتهها نتايج فوق را تأييد ميكند.

به اين ترتيب ميتوان به اين نكته دست يافت كه مدل استاندارد P( كه در واقع مدل شكاف قيمت داخلي است، قادر به توضيح و تبيين تورم در اقتصاد ايران نيست. از همينرو نميتوان از طريق تغيير مجموعههاي پولي مياني، هدف نهايي (تورم) را كنترل نمود. از جمله دلايل اين امر اين است كه در ايران سرعت گردش پول ثبات ندارد. اين امر باعث ميشود كه نتوان رابطه پايداري را بين شكاف سرعت گردش پول، قيمت و توليد در اقتصاد ايران مشاهده نمود. از ديگر دلايل ميتوان به بروز تكانههاي خارجي اشاره كرد. با توجه به ويژگيها و شرايط اقتصاد ايران نوسانات و تكانههاي خارجي بر اقتصاد كشور تأثير زيادي دارند.

2ـ4ـ2. برآورد شكاف قيمت خارجي و كل (مدل تعميم يافته P()

از آنجا كه الگوي شكاف قيمت داخلي تورم كشور را به خوبي تبيين نميكند، از الگوي تعميميافته P( استفاده ميشود تا شكاف قيمت كل كه متشكل از شكاف قيمت داخلي و خارجي است برآورد شود. اين موضوع مستلزم آن است كه افزون بر شكاف قيمت داخلي، شكاف قيمت خارجي نيز محاسبه شود. اما بنا به تعريف شكاف قيمت كل، اگر چنانچه شكاف قيمت داخلي و كل موجود باشد ميتوان شكاف قيمت خارجي را محاسبه نمود. به بيان ديگر :

شكاف قيمت خارجي (GAP)F+ شكاف قيمت داخلي (GAP)D= شكاف قيمت كل (GAP)T

تحقيقات تجربي نشان ميدهد كه اگر اجزاء شكاف تورمي به روشهاي مختلف برآورد شوند؛ آنگاه ميتوان شكاف قيمت را به روش فيلتر هودريك ـ پرسكات به اجزاي موقت و دائمي تفكيك نمود. البته در چنين حالتي بايد پارامتر

l

، بسيار كوچك بوده تا تأكيدي بر وجود اثرات پايدار تكانه قيمتي باشد. شكاف قيمتي كه به اينصورت بهدست ميآيد، همان شكاف قيمت كل است.

نتايج حاصل از برآورد شكاف قيمت كل در جدول 7 ارايه شده است. يافتهها نشان ميدهد كه مدل نهايي قيمت كه در آن شكافهاي قيمت كل به روش هودريك ـ پرسكات برآورد شدهاند همگي از نظر آماري معنيدار هستند. به بيان ديگر شكاف قيمت كل، پديده تورم را در اقتصاد كشور تبيين ميكند.

جدول7. برآورد شكاف قيمت كل ايران

متغير وابسته تفاضل اول لگاريتم قيمت D(LP)

از سوي ديگر شكاف قيمت كل به سه سطح براي پارامتر هموارسازي

l

برآورد شد كه عبارتند از سطوح 10، 5 و100، اين سطوح از ده سطح 10 تا 100 انتخاب شدهاند. در مدل شكاف قيمت كل بهصورت PGAPHP1 (1 مبين سطح 10 )، PGAPHP5 (5 مبين سطح 50 )، PGAPHP10 (10 مبين سطح 100 ) نشان داده شدهاند. علت انتخاب مقادير 10 و 50 براي

l

آن است كه بتوان شكاف قيمت خارجي را برجستهتر نمود و آن را تلويحاً نشان داد. نتايج در جدول 8 ارايه شدهاند.

جدول 8 . نتايج رگرسيون مدل نهايي قيمت با

متغير شكاف قيمت كل (مقادير 100 ، 50 و 10=

l

)

D.W

R2

LPGAPHP10(-1)

LPGAPHP5 (-1)

LPGAPHP1(-1)

C

78/1

89/0

63/0

(73/6)

-

-

002/0-

(25/0-)

89/1

91/0

-

75/0

(13/8)

-

001/0-

(106/0-)

16/2

94/0

-

-

98/0

(02/11)

001/0

(16/0-)

بنا به تعريف شكاف قيمت خارجي، تفاضل شكاف قيمت كل و شكاف قيمت داخلي است. به بيان ديگر شكاف قيمت خارجي جمع جبري عبارت زير است:

جمله اخلال ـ (شكاف توليد + شكاف سرعت گردش پول )= شكاف قيمت كل

(شكاف توليد + شكاف سرعت گردش پول) ـ شكاف قيمت كل = شكاف قيمت خارجي

شكاف قيمت خارجي =جمله اخلال =شكاف قيمت كل برآورد شده ـ ( شكاف سرعت گردش پول برآورد شده + شكاف توليد برآورد شده)

به بيان ديگر :

(27)

)

ˆ

ˆ

(

ˆ

)

ˆ

(

PHP

A

QG

PHP

A

VG

PHP

A

PG

P

A

PG

f

t

+

-

=

=

e

(28)

)

ˆ

ˆ

(

ˆ

)

ˆ

(

PVAR

A

QG

PVAR

A

VG

PHP

A

PG

P

A

PG

f

t

+

-

=

=

G

شكافهاي توليد و سرعت گردش پول براساس آزمونهاي انجام شده مانا I(0) هستند. از همين رو

1

e

و

1

m

نيز مانا بوده و نوسانات موقت با ميانگين صفر و واريانس ثابت دارند. از اينرو درصورتي كه

1

e

و

1

m

برآورد شوند ميتوانند تقريب مناسبي از شكاف قيمت خارجي تلقي شوند. بنابراين از اين فروض جهت برآورد مدل نهايي قيمت ميتوان استفاده نمود. بنابراين براي برآورد مدل نهايي قيمت ابتدا مجموع شكافهاي سرعت گردش پول و توليد با هر دو روش هودريك ـ پرسكات و بردار خودرگرسيوني مبتني بر ارتباطات بلندمدت به عنوان شكاف قيمت داخلي(1-)LPGAP در مدل گذاشته ميشود و مدل قيمت نهايي برآورد ميشود. نتايج عبارتند از:

جدول9 . برآورد مدل نهايي قيمت با متغير شكاف قيمت داخلي

D.W

R2

Trend

LPGAP(-1)

C

89/1

73/0

---

13/0

(91/0)

012/0

(67/0)

71/2

92/0

002/0

(33/2)

11/0

3/1)

01/0

(22/1)

همانگونه كه انتظار ميرفت، روابط از نظر آماري اختلاف معنيداري از صفر ندارند. بار ديگر اين يافته كه شكاف قيمت داخلي قادر به تبيين تورم ايران نيست، تأييد ميشود. در مرحله بعد، شكاف قيمت كل (1-) LPGAPHP در مدل گذاشته و مدل نهايي برآورد شد. نتايج بهدست آمده در جدول ذيل نشان ميدهد روابط از نظر آماري اختلاف معنيداري از صفر دارند. و آنچه براي توضيح و تبيين تورم در ايران معنيدار است شكاف قيمت خارجي و نه داخلي است. علت اين است كه وقتي شكاف قيمت داخلي به تنهايي در مدل نهايي قرار داده شود، از نظر آماري اختلاف معنيداري از صفر ندارد و از اينرو قادر به تبيين تورم نيست؛ در حالي كه وقتي شكاف قيمت كل كه مركب از شكاف قيمت داخلي و خارجي است در مدل نهايي قرار ميگيرد، بهخوبي قادر به تبيين شكاف قيمت (تورم) است. به اين ترتيب ميتوان به اين نكته دست يافت كه شكاف قيمت خارجي نقش تعيينكنندهاي در تبيين تورم كشور دارد. در واقع شكاف قيمت خارجي مقدار پسماند شكاف قيمت كل و شكاف قيمت داخلي است.

جدول 10. برآورد مدل نهايي قيمت با متغير شكاف قيمت كل

D.W

R2

Trend

D(LP5(-1))

LPGAPHP(-1)

C

31/2

93/0

0004/0

(46/0)

---

34/0

(46/3)

001/0-

(01/0-)

25/2

94/0

---

---

34/0

(4/4)

003/0

(46/0)

07/2

79/0

---

87/0

(76/10)

74/0

(01/6)

02/0

(59/1)

جدول 11. برآورد مدل نهايي قيمت با استفاده شكاف قيمت خارجي و داخلي

D.W

R2

شكاف توليد

LQGAPVAR(-1)

شكاف سرعت گردش پول

LVGAPVAR(-1)

شكاف قيمت داخلي

LPGAPVAR(-1)

شكاف قيمت داخلي

LPGAPVAR(-1)

C

91/1

89/0

---

---

75/0

(46/4)

66/0

(59/6)

0004/0-

(03/0-)

94/1

89/0

75/0-

(38/4-)

74/0-

(17/4-)

---

66/0

(46/6)

0006/0-

(05/0-)

بدين ترتيب نتايجي كه از تحليل و تفسير نتايج برآورد مدل استاندارد و تعميم يافته P( براي اقتصاد ايران بهدست آمد گوياي اين واقعيت است كه به دليل بيثباتي سرعت گردش پول، مدل شكاف قيمت داخلي، مدل استاندارد P( ، نميتواند به خوبي تورم را در ايران توضيح و تبيين نمايد. از جمله دلايل عدم ثبات سرعت گردش پول نيز بيثباتي نرخ ارز و نوسانات آن است. از سوي ديگر معادلات شكاف قيمت كل كه مركب از شكاف قيمت داخلي و خارجي است ابزار مناسبي براي تحليل روند قيمتهاست كه به طور غيرمستقيم تأثير شكاف قيمت خارجي را نشان ميدهد. علت اينكه شكاف قيمت خارجي مستقيماً محاسبه و برآورد نشده و در مدل نهايي منظور نميشود اين است كه تصوير مشخصي از نرخ ارز واقعي بلندمدت در دسترس نيست. بنابراين بهصورت تقريبي، جزء پسماند شكاف قيمت كل به عنوان شكاف قيمت خارجي در نظر گرفته ميشود. نتايج برآورد شكاف قيمت كل، بيانگر اهميت شكاف قيمت خارجي در تبيين قيمتها و تورم در كشور است.

3. نتيجهگيري و ارايه توصيههاي سياستي

نتايج نشان ميدهد مدل شكاف قيمت داخلي قادر به تبيين و توضيح تورم در ايران نيست. بروز تكانههاي خارجي و نيز نوسانات نرخ ارز و بهتبع آن بيثباتي سرعت گردش پول باعث ميشود كه نتوان از طريق ابزارهاي سياستي و با هدف قرار دادن مجموعههاي مياني، تورم را كنترل نمود. بنابراين رابطه پايداري بين شكافهاي سرعت گردش پول، قيمت و توليد در اقتصاد ايران مشاهده نشد. از اينرو با برآورد شكاف قيمت خارجي از شكاف قيمت كل آن را در مدل لحاظ كرديم. نتايج نشان ميدهد كه شكاف قيمت كل كه متشكل از شكاف قيمت داخلي و شكاف قيمت خارجي است پديده تورم را در اقتصاد كشور بهخوبي تبيين ميكند. با توجه به آنكه بنا به تعريف ميتوان شكاف قيمت خارجي را از تفاضل شكاف قيمت كل و شكاف قيمت داخلي بهدست آورد، مدل نهايي يكبار با لحاظ شكاف قيمت داخلي و بار ديگر با لحاظ شكاف قيمت كل برآورد شد. همانگونه كه انتظار ميرفت، مدل نهايي كه درآن شكاف قيمت داخلي لحاظ شده بود، از نظر آماري اختلاف معنيداري از صفر ندارند. مدل ديگر كه در آن شكاف قيمت كل متغير توضيحي بود، از لحاظ آماري معنيدار بود. اين يافتهها بار ديگر نشان داد كه آنچه براي توضيح و تبيين تورم در ايران معنيدار است، شكاف قيمت خارجي است.

از آنجا كه تصوير مشخصي از رفتار نرخ ارز واقعي بلندمدت كشور دردسترس نيست، بنابراين درباره برقراري نظريه برابري قدرت خريد در ايران نميتوان اظهارنظر قطعي كرد. از اينرو شكاف قيمت خارجي به عنوان جزء پسماند شكاف قيمت كل در نظر گرفته شد. در مرحله بعد شكاف قيمت خارجي و شكاف قيمت داخلي نيز در مدل نهايي قيمت قرار داده شد كه مدل از نظر آماري تأييد شد. اين يافتهها بار ديگر اهميت بسيار زياد شكاف قيمت خارجي را در تبيين تورم كشور نشان ميدهد. از سويي به علت بيثباتي نرخ ارز و تحت تأثير قرار گرفتن سرعت گردش پول و از سوي ديگر به علت وجود بديلهاي بسياري براي پول در كشور ما كارآيي سياست پولي به عنوان يك ابزار كارآمد تحت تأثير قرار ميگيرد.

همچنين در برآورد مدل نهايي، شكاف قيمت كل از نظر آماري معنيدار است. اين امر نشاندهنده آن است كه شكاف قيمت خارجي در تبيين تورم كشور اهميت زيادي دارد. از همينرو توجه به تكانههاي خارجي و پيشبيني آنها و استفاده از ابزارهايي كه بتواند اقتصاد كشور را در مواجهه با آنها توانمند سازد، از اولويت خاصي برخوردار است. بديهي است از آنجا كه تكانههاي خارجي عمدتاً از طريق نرخ ارز و نوسانات آن بر اقتصاد كشور و در نتيجه تورم اثر ميگذارد، بنابراين اتخاذ سياستهاي ارزي هماهنگ با سياستهاي مالي و پولي اهميت زيادي دارد.

منابع و مآخذ

1. ابريشمي، حميد؛ مهرآراء، محسن(1376). «تورم و سياستهاي جبراني پولي و ارزي در اقتصاد ايران»، پژوهشنامه بازرگاني، تهران.

2. جلالي نائيني، سيد احمد رضا(1376). «بررسي روند تورم و سياستهاي پولي، ارزي و اعتباري»، برنامه و توسعه، موسسه عالي پژوهش در برنامه ريزي و توسعه، تهران.

3. خشادوريان، ادموند (1377). نقش سياستهاي پولي در فرآيند رشد و تورم در ايران. رساله دكتري علوم اقتصادي، دانشكده اقتصاد، دانشگاه شهيد بهشتي، تهران.

4. عزيزي، فيروزه(1379). تبيين و پيشبيني شكاف تورم و فرآيند تعديل آن ـ نظريه عدم تعادل (مدل ٭P ؛ مورد ايران). رساله دكتري علوم اقتصادي، دانشكده اقتصاد، دانشگاه تربيت مدرس، تهران.

5. كميجاني، اكبر؛ علوي، سيد محمود (1379)، راهبرد سياستگذاري پولي ـ روش هدفگذاري تورم و پيششرطهاي لازم براي اجراي آن در ايران، موسسه تحقيقات پولي و بانكي، بانك مركزي جمهوري اسلامي ايران، تهران.

6. Becsi, Zsolt, John, V. Duca(1994), “Adding bone funds to M2 in the P-Star Model of inflation”, economic letters, No. 46.

7. Christiono, Lawrance J(1989), “P(:Not the inflation forecaster’s Mocy Grail”, Federal Reserve bank of Minea Police, Quarterly reu Rews, 13 (Fall).

8. Cuay, A. and P. St-Amant(1996), “Do Mechanical Filter Provide a good approximation of Business Cycles?”, Technical Report, No. 78. Ottawa: Bank of Canada.

9. Hallman J.Jeffrey, Richard D. Porter, and David H. Small (1991), “Is the price level tied to the M2 Monetary Aggregate in the Long run? ”, The American Economic Review.

10. Hall, S.G. and C. Allan(1989), “Money as a potential anchor for the price level: a critique of the P* approach”, Economic outlook, Vol. 15. No. 5.

11. Hall, Stephan G. and Alistair Milne(1994), “The Relevence of P-Star Analysis to U.K. Monetary Policy”, The Economic Journal, 104(May).

12. Hodrick, Robert J. and Edward C. Prescott(1997), “Postwar U.S. Business Cycles: An Empirical Investigation”, Journal of Money, Credit and banking, Vol. 29 (February).

13. Holler, P. and Porter, P(1991), “Is P-Star a good indication of inflationary pressure in OECD countries”, OECD Economic Studies, No. 17, Autumn.

14. Johason, S. and K.Jusolius(1990) “Maximum Likelihood estimation and inference on cointegration with application to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol 52. , pp.169-210

15. Mansa, Joseph Atla(1996), “A modified P(-model of inflation based on M,H”, working paper 96-150, bank of Canada.

16. Nelson & Plosser(1982), “trends & random walls in macro economic time series: some evidence & implications”, Journal of monetary economics.

17. Orphandis A., and Richard Porter(1998), P( revisited: Money-based inflation forecasts with a changing equilibrium velocity”, Federal Reserve.

18. Tatom, John. A. and C.J.Kool(1994). “The P-Satr Model in Five Small Economics”, Federal Reserve Bank of St. Louis Review, Vol. 76.

19. Tewes, Torston, 1996, “ P-Star as a link Between Money and Prices in Germany-A Comment ”, weltwirtschatliches Archives.

20. Todter, Karl-Heinz and Reimers, Hans-Eggert(1994), “P-Star as a link between Money and Prices-A reply”, Weltwirtschaftliches archives.

ضمايم

جدول الف. توليد بالقوه و شكاف توليد به روشهاي مختلف

جدول ب. سرعت گردش پول و شكاف آن به دو روش هودريك ـ پرسكات و VAR

تخمين تابع توليد بيمارستانهاي ايران

دکتر مجيد صباغ کرماني(

وحيد شقاقي شهری((

چکيده

بيمارستانها به مثابه بنگاههاي اقتصادي به ارايه خدمات بهداشتي، درماني و آموزشي به مردم ميپردازند و مردم در هر كشور مستقيم بهصورت بيمار يا غيرمستقيم مراجعاتي به اينگونه واحدها دارند. به موازات توسعه شهرنشيني، هرچند استاندارد زندگي افزايش يافته اما منجر به بيماريهايي شده كه از شهرنشيني ناشي شده است. در اين راستا بيماستانها بايد پاسخگوي تقاضاي روزافزون مراجعات منظم و نامنظم (تصادفي) بيماران باشند. از اينرو، اين مقوله در سالهاي اخير در كشور مورد توجه قرار گرفته و تحقيق حاضر كوششي در اين راستاست. در اين مقاله سعي شده است تا در قالب يک الگوی اقتصادسنجی، با استفاده از دادههاي مقطعي 287 بيمارستان نمونه کشور در سال 1380 عوامل مؤثر بر توليد خدمات بيمارستانی در سطح کشور مورد بررسي قرار ميگيرد.

نتايج نشان ميدهد كه تعداد پزشکان، پرستاران و تختخواب از مهمترين عوامل مؤثر بر تابع توليد خدمات بيمارستانی است و توليد نهايی پرستاران از ساير عوامل بيشتر است.

واژگان کليدی: بيمارستان، تابع توليد، پزشک، پرستار و نيروی انسانی.

مقدمه

اقتصاد بهداشت، حوزه مهم و در حال گسترشي در علم اقتصاد است. بخش بهداشت سهم قابل توجهي از اقتصاد ملي کشورها را تشکيل ميدهد و بهطورکلي هزينه مراقبتهاي بهداشتي در کشورهاي مختلف جهان طي سالهاي اخير بهخاطر افزايش تقاضا براي خدمات بهداشتي افزايش يافته است. با محاسبه ميزان تأثيرگذاري متغيرهاي مختلف بر وضع بهداشت، ميتوان نشان داد که چگونه يک فرد ميتواند سبک زندگي خود را با اصلاح وضعيت بهداشتي بهبود بخشد. ارايه اطلاعات بهداشتي به فرد موجب بهبود وضعيت بهداشتي ميشود و در نتيجه تقاضا براي خدمات بهداشتي را كاهش خواهد داد. افزايش سطح سلامت و بهداشت بهطور عمده از طريق بهبود بهرهوري و نيز با کاستن از هزينههاي بيمه خدمات درماني انجام ميشود.

در اين مقاله، ابتدا مبانی نظری مربوط به توابع توليد بيمارستانها با توجه به مباحث اقتصاد خرد مورد بررسی قرار میگيرد. توليد بيمارستانی با توليد در بخشهای ديگر متفاوت است و بهصورت فيزيکی قابل ارزيابی نيست؛ بلکه برحسب شاخصهايي از جمله تعداد پذيرشها، تعداد عملهای جراحی و مانند آنها سنجيده میشود. به هر حال ماهيت نهاده، محصول و هزينه تفاوت چندانی با ساير بخشهای اقتصادی ندارد و از اينرو، مطالعه مباني اقتصادی شکلگيری اين توابع ضروری مينمايد.

در ادامه، شواهدی از مطالعات انجام شده در زمينه تخمين توابع توليد بيمارستانها ارايه میشود. با نگاهی به مطالعات مذکور میتوان دريافت که در کشور ما نيز چه در سطح خرد و چه در سطح کلان امکان برآورد توابع مشابه و بنابراين تعيين ساختار توليد ( و هزينه ) بيمارستانها وجود دارد.

1. مباني نظري

1ـ1. تابع توليد کوتاهمدت بيمارستانها

تمام بنگاههاي پزشکي از جمله بيمارستانها، درمانگاهها، مراکز پرستاري و شرکتهاي دارويي از توليد و فروش محصولات مختلف پزشکي کسب درآمد ميکنند. فعاليتهاي توليد و خردهفروشي بدون توجه به شکل و نحوه مالکيت (انتفاعي يا غير انتفاعي) صورت ميگيرد. از آنجا که اين فعاليتها در چارچوب منابع کمياب انجام ميشوند؛ نظريه اقتصاد خرد اطلاعات باارزشي درباره فرآيندهاي عملياتي و برنامهريزي بنگاههاي پزشکي فراهم ميآورد. براي ساده کردن تابع توليد کوتاهمدت پنج فرض ذيل را در نظر ميگيريم:

اول: يک بيمارستان، محصول واحد و همگن (q) توليد ميکند؛ دوم: در ابتدا دو نهادة پزشکي همگن ساعات پرستاري (n) و موجودي سرمايه مرکب (k) وجود دارد. اين سرمايه مرکب ميتواند، تركيبي از تمام انواع سرمايهها شامل هرگونه تجهيزات پزشکي و فضاي فيزيکي بيمارستان باشد؛ سوم: با توجه به ثبات دستكم يك نهاده توليد در كوتاهمدت فرض ميكنيم كه مقدار سرمايه ثابت باشد، اين فرض، منطقي به نظر ميرسد؛ زيرا تغيير سرمايه معمولاً مشکلتر از تغيير تعداد ساعات پرستاري است. چهارم: بنگاههاي پزشکي انگيزه توليد کارا را دارند و پنجم: بنگاههاي پزشکي اطلاعات کاملي درباره تقاضاي محصولاتشان در اختيار دارند.

يک تابع توليد نشان ميدهد که براي توليد يك محصول چگونه نهادههاي مختلف با هم ترکيب شوند. از نظر رياضي تابع توليد کوتاهمدت خدمات بيمارستاني بهصورت

)

,

(

*

k

n

f

q

=

نمايش داده ميشود. اين تابع توليد نشان ميدهد که سطح خدمات بيمارستاني، تابعي از نهاده متغير ساعات پرستاري و نهاده ثابت سرمايه است فرض ميشود که هر ترکيبي از نظر فنّي کاراست، چون منجر به حداکثر ستاده ميشود. براي تعيين رابطه دقيق بين بکارگيري نهاده متغير و سطح توليد کل به کار ميرود. يکي از اين اصول، قانون بهرهوري نهايي نزولي (قانون بازدهي نهايي نزولي) است. براي مثال، با افزايش اوليه تعداد ساعات پرستاري، در ابتدا موجودي سرمايه قابل ملاحظهاي وجود دارد که خدمات بيمارستاني را توليد مينمايد. وفور سرمايه باعث ميشود مقادير زياد خدمات بيمارستاني از بکارگيري پرستاران اضافي توليد شود، امّا پس از نقطهاي مشخص، سرمايه ثابت نسبت به نهاده متغير محدود ميشود و در اندازه مشخصي از بيمارستان، پرستاران بيشتري جمع ميشوند و به خاطر ازدحام، مقدار خدمات بيمارستاني شروع به کاهش ميکند و منجر به افزايش کاهنده در توليد ميشود.

بهطورکلي هرگونه قيد فيزيکي در توليد از جمله اندازه ثابت بيمارستان يا ميزان محدود تجهيزات پزشکي ميتواند منجر به بهرهوري کاهنده در نقطه مشخص شود. از اينرو اگر قانون بازدهي نزولي نبود، تقاضا براي خدمات بيمارستاني ميتوانست تماماً توسط يک بيمارستان بزرگ تأمين شود.

2ـ1. توليد متوسط و توليد نهايي بيمارستانها

براي بيان ويژگيهاي اساسي فرآيند توليد ميتوان به جاي توليد کل، از توليد متوسط و توليد نهايي استفاده کرد. بهطورکلي، توليد نهايي، تغيير در توليد کل به ازاي يک واحد تغيير در نهاده متغير است. اگر تعداد ساعات پرستاري را مبناي توليد کل در نظر بگيريم. بنابراين توليد نهايي ساعات پرستاري (

n

MP

) بهصورت زير نتيجه خواهد شد:

n

q

MP

n

D

D

=

تابع توليد کل و نهايي در نمودارهاي ذيل نشان داده شدهاند. از نظر رياضي وقتي توليد متوسط ماکزيمم است؛ توليد نهايي و متوسط برابرند. و هنگامي که

n

AP

در حال افزايش است توليد نهايي ساعات پرستاري (

n

MP

) بالای توليد متوسط ساعات پرستاري

n

AP

قرار ميگيرد.

نمودار 1 . تابع توليد كل

مقدار خدمات q

TP

تعداد ساعات پرستاري n n2

n1

نمودار2 . تابع توليد نهايي

MPn

تعداد ساعات پرستاري

nn2 n1

3ـ1.کشش جانشيني نهادهها

تا به حال فرض اين بود که يک نهاده، متغير است. اما در دنياي واقعي، بنگاههاي پزشکي در کوتاهمدت با بيش از يک نهاده متغير توليد ميكنند. بنابراين ممکن است بين دو نهاده متغير امکان جانشيني باشد. براي مثال، پرستاران داراي پروانه ميتوانند جايگزين پرستاران ثبت شده و دستياران پزشکي جايگزين پزشکان شوند. درجه جانشيني واقعي بين هر دو نهاده بستگي به ملاحظات فني و قانوني دارد. مثلاً طبق قانون، دستياران پزشکي از تجويز دارو به جاي پزشک منع شدهاند. افزون بر اين، پرستاران داراي پروانه، نسبت به پرستاران ثبت شده از اطلاعات کافي برخوردار نيستند. بهطورکلي کشش جانشيني بين دو نهاده، مساوي درصد تغييرات در نسبت نهادهها تقسيم بر درصد تغييرات در نسبت بهرهوري (توليد نهايي) با فرض ثبات توليد است يعني:

1

2

1

2

2

1

2

1

/

)

/

(

/

)

/

(

MP

MP

MP

MP

I

I

I

I

D

D

=

s

که

1

I

و

2

I

نهاده اول و دوم در توليد و نسبت توليدات نهايي (

1

MP

/

2

MP

)به نرخ نهايي جانشيني فنّي اشاره ميکنند. اين نرخ نشان ميدهد که دو نهاده چگونه جانشين هم ميشوند. مقدار

s

نشانگر درجه جانشيني نهادههاست كه بين صفر و

¥

+

قرار دارد. اگر

s

مساوي صفر باشد دو نهاده مکمل همديگر تلقي ميشوند و اگر مساوي

¥

+

باشد، دو نهاده کاملا جانشين يکديگرند. همچنين مقدار

s

نشان ميدهد كه درصد تغيير در نسبت دادهها تا چه حد از يک درصد تغيير در نرخ نهايي جانشيني فنّي ناشي ميشود.

4ـ1. انواع توابع توليد

در مباحث نظری، توابع توليد به اشكال مختلفی بيان شدهاند. در اين بخش مروری بر انواع توابع توليد میشود.

1ـ4ـ1. تابع توليد خطی

سادهترين شكل توابع توليد است که برحسب

n

نهاده متغير بهصورت رياضی زير نوشته میشود:

i

n

i

i

x

a

a

y

å

=

+

=

1

0

در اين تابع، پيشفرض اساسی تحليل توابع از قبيل منفی بودن مشتق مرتبه دوم توليد نسبت به هريک از نهادهها و نيز کاهنده بودن بازدهی نسبت به مقياس نقض شده و به همين دليل پژوهشگران کمتر از آن استفاده ميكنند. در تابع اخير، توليد متوسط و نهايی نهاده

i

ام بهترتيب بهصورت

i

i

x

y

AP

=

و

i

i

i

a

dx

dy

MP

=

=

تعريف ميشود.

2ـ4ـ1. تابع توليد لئونتيف

اين تابع برحسب

n

نهاده بهصورت زير نوشته میشود که

i

a

ها پارامترهای ثابت هستند. اين تابع سطح محصول را با کوچکترين مقدار ممکن

i

i

x

a

برابر میسازد.

]

,...,

min[

1

1

n

n

x

x

y

a

a

=

3ـ4ـ1. تابع توليد کاب ـ داگلاس

اين تابع برای اولين بار در سال 1928 توسط دو نفر به نامهای Cobb و Douglas برای تخمين بهرهوری تطبيقی سرمايه و کار در آمريکا معرفی شد. شكل تابع پيشنهادی به اين صورت بود:

a

a

-

=

1

2

1

x

Ax

Y

که در آن

Y

ميزان توليد،

1

x

نهاده نيروی کار و

2

x

نهاده سرمايه است. همگنی از درجه يک نسبت به نهادهها (مبين بازدهی ثابت نسبت به مقياس) و بازدهی نهايی نزولی برای سرمايه و کار از ويژگيهای اين تابع است. پارامتر

A

بيانکننده تکنولوژی بوده و تابع فوق با تبديل لگاريتمی و با کمک روش حداقل مربعات معمولی قابل برآورد است. برای غلبه برفرض بازدهی ثابت، تابع توليدي از نوع کاب ـ داگلاس معرفی شد که به شكل کلی

1

1

1

2

1

b

b

-

=

x

Ax

Y

بود. که جمع

1

b

و

2

b

عددی مخالف يک است و ضرايب

1

b

و

2

b

کششهای جزيی توليد نسبت به نهادهها را نشان میدهند. در تابع توليد فوق، منحنيهای توليد نهايی و متوسط همديگر را قطع نمیکنند و برای توليد بايد از تمام نهادهها استفاده کرد. درضمن حد مشخصی از نهادهها که توليد را حداکثر کند، وجود ندارد.

هر تابع توليد از نوع کاب ـ داگلاس دارای کشش جانشينی برابر يک میباشد و اين بدين معناست که يک درصد تغيير در نسبت نهادهها منجر به يك درصد تغيير در نرخ نهايی جانشينی فنی میشود. کشش جانشينی تابع کاب ـ داگلاس بهصورت زير محاسبه میشود:

1

)

/

(

%

)

/

(

%

2

1

1

2

=

D

D

=

f

f

x

x

s

دوگانگی و تابع کاب ـ داگلاس: تابع از نوع کاب ـ داگلاس همگن است و متناظر با آن يک تابع هزينه وجود دارد. اگر تابع بر حسب قيمت نهادهها (

1

2

,

r

r

) بهصورت

2

2

1

1

X

r

X

r

C

+

=

نوشته شود، معادله مسير توسعه بنگاه توليدی از برابری توليد نهايی با نسبت قيمتها بهدست میآيد که منجر به معادله

2

2

1

1

1

2

X

r

X

r

b

b

=

میشود.

که با حل معادله نسبت به

1

X

رابطه

2

1

2

2

1

1

X

r

r

X

b

b

=

حاصل میشود. و اگر در تابع هزينه نهادهها قرار داده شود، منجر به رابطه زير ميشود كه داريم:

2

2

1

1

1

)

(

r

C

X

b

b

b

+

=

،

2

2

1

2

2

)

(

r

C

X

b

b

b

+

=

EMBED Equation.3

Þ

EMBED Equation.3

2

2

2

1

1

X

r

C

÷

÷

ø

ö

ç

ç

è

æ

ú

û

ù

ê

ë

é

+

=

b

b

و با جايگزينی دو رابطه اخير در تابع توليد، نتيجه زير بهدست میآيد:

Z

Y

C

.

2

1

1

b

b

+

=

Þ

EMBED Equation.3

2

1

2

2

1

2

2

2

1

1

)

(

)

(

b

b

b

b

b

b

b

b

ú

û

ù

ê

ë

é

+

ú

û

ù

ê

ë

é

+

=

r

C

r

C

A

Y

که

2

1

2

2

1

1

2

1

2

2

1

1

2

1

2

1

1

2

1

1

.

)

(

.

.

2

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

b

+

+

+

-

+

-

+

+

=

r

r

A

Z

مقدار

Z

ثابت است چون تابع قيمت نهادهها )

1

2

,

r

r

( و پارامترها )

A

,

,

1

2

b

b

( ثابت هستند. در رابطه فوق،

AC

MC

E

=

=

+

=

1

1

2

1

b

b

g

است که

E

پارامتر بازدهی به مقياس يا ضريب تابع را نشان میدهد.

4ـ4ـ1. تابع توليد

CES

اين تابع دارای دو ويژگي بارز میباشد: نخست: کشش جانشينی دو نهاده عددی بين صفر و بینهايت است؛ دوم: برای هر گروه از پارامترها، کشش جانشينی در هر نقطه روی منحنی توليد همسان عليرغم نسبت استفاده نهاده در آن نقطه يکسان است. اين تابع به اين صورت میباشد:

[

]

r

l

l

r

r

1

)

1

(

2

1

-

-

+

=

-

-

X

X

A

Y

در اين تابع،

A

پارامتر کارايی و

l

پارامتر توزيعی است که سهمهای نسبی نهادههای توليد را نشان می