معرفت اقتصاد اسلامی

آزمون تجربي تعامل پوياي انباشت نقدينگي غيرفعال، شوک‌هاي ارزي
و سازوکار جانشيني ارز در ايجاد تورم (1370ـ1401)
 اميد ايزانلو        / دکتري اقتصاد مؤسسة آموزشي و پژوهشي امام خميني    omidezanlo@gmail.com
سيدمحمدعلي موسوي/ استاديار گروه اقتصاد مؤسسة آموزشي و پژوهشي امام خميني    m.a.mousavi@iki.ac.ir
دريافت: 01/04/1404 - پذيرش: 04/06/1404
چکيده
تورم مزمن از موانع اصلي رشد اقتصادي در ايران است و تحليل آن نيازمند رويکردي فراتر از تبيين‌هاي سنتي پولي است. اين پژوهش با تکيه بر نظريۀ «نقدينگي فعال» که بر تفکيک کارکردي اجزاي نقدينگي تأکيد دارد، به آزمون تجربي اين نظريه در برابر رويکرد «نقدينگي کل» مي‌پردازد. فرضيۀ تحقيق اين است که تورم حاصل تعامل پوياي سه عامل انباشت نقدينگي غيرفعال، شوک‌هاي ارزي و سازوکار جانشيني ارز است. براي بررسي اين فرضيه، دو مدل VAR با داده‌هاي فصلي ۱۳۷۰ـ۱۴۰۱ تخمين زده شد. مدل اول مبتني‌بر نقدينگي فعال (M1) و مدل دوم مبتني‌بر نقدينگي کل (M-Total) است. نتايج آزمون نشان مي‌دهد شوک‌هاي M1 اثر سريع، قوي و معناداري بر تورم دارند و بيش از ۳۱ درصد از نوسانات آن را توضيح مي‌دهند؛ درحالي‌که سهم نقدينگي کل حدود 3 درصد و فاقد معناداري آماري است؛ همچنين شوک‌هاي ارزي تنها از طريق فعال‌سازي نقدينگي فعال عمل مي‌کنند. يافته‌هاي تحقيق، به‌ويژه پس از بحران ارزي ۱۳۹۷، انتقال تورم از مسير نرخ ارز را تأييد و اثرگذاري نقدينگي کل بر تورم را ناچيز مي‌شمارد. پژوهش بر ضرورت تغيير رويکرد سياست‌گذاري از کنترل نقدينگي کل به مديريت ترکيب نقدينگي و مهار عوامل فعال‌ساز، به‌ويژه نرخ ارز تأکيد دارد.
کليدواژه‌ها: نقدينگي فعال، تورم مزمن، جانشيني ارز، مدل VAR، سياست پولي، اقتصاد ايران.
طبقه‌بندي JEL: E31, E51, E52, F31.
 
مقدمه
تورم مزمن و پايدار که براي دهه‌هاي متوالي به‌صورت دو رقمي در اقتصاد ايران استمرار يافته، به يکي از ويژگي‌هاي ساختاري و آسيب‌زاي اقتصاد تبديل شده است. آثار اين پديده فراتر از کاهش قدرت خريد خانوارهاست. تورم با ايجاد نااطميناني در فضاي کسب‌وکار، اختلال در سازوکار قيمت‌ها و تخصيص نادرست منابع، مانع جدي تحقق رشد اقتصادي پايدار و عدالت اجتماعي به‌شمار مي‌رود.
اگرچه در ادبيات اقتصادي، توافق نسبي دربارۀ ماهيت پولي تورم در بلندمدت وجود دارد، اما تجربۀ سياست‌گذاري پولي در ايران نشان داده است که کنترل کمّي نقدينگي به‌تنهايي نتوانسته منجر به مهار پايدار تورم شود. اين ناکامي بيانگر آن است که سازوکارهاي انتقال پول به سطح قيمت‌ها، در بستر نهادي و ساختاري اقتصاد ايران، پيچيده‌تر از آن است که صرفاً با تمرکز بر «حجم نقدينگي کل» تبيين‌پذير باشد. در اغلب مطالعات موجود، نقدينگي به‌عنوان يک کل همگن در نظر گرفته شده و تمايزهاي مفهومي و کارکردي اجزاي آن، به‌ويژه تفاوت ميان پول (M1) و شبه‌پول (M2) ناديده گرفته شده است. اين پژوهش با الهام از نظريۀ «نقدينگي فعال»، به دنبال آزمون اين فرضيه است که آيا جزء فعال، سيال و در گردش نقدينگي (M1)، توان توضيح‌دهي بيشتري نسبت به کل نقدينگي در تبيين رفتار تورمي اقتصاد ايران را دارد يا خير؟ براي اين منظور، با استفاده از روش‌شناسي اقتصادسنجي پويا، دو مدل رقيب بر اساس چارچوب VAR طراحي و برآورد شده و عملکرد آنها در توضيح ديناميسم تورم مورد مقايسه قرار مي‌گيرد. هدف نهايي اين مطالعه، ارائۀ بينشي دقيق‌تر از کانال‌هاي پولي مؤثر بر تورم و بازنگري در مباني رايج سياست‌گذاري ضدتورمي در ايران است.
پيشينة پژوهش
ادبيات نظري و تجربي مربوط به تورم در ايران را مي‌توان در سه دسته اصلي طبقه‌بندي کرد:
الف) رويکرد پولي کلاسيک: مطالعاتي مانند حسيني و محتشمي (۱۳۸۷)، کازروني و اصغري (۱۳۸۱) و داودي (۱۳۷۶) با تکيه بر نظريۀ مقداري پول، رابطه‌اي پايدار و مثبت ميان رشد نقدينگي و تورم در بلندمدت را تأييد کرده‌اند. براي مثال، کاکويي و نقدي (۱۳۹۳) نشان دادند که به‌ازاي هر ۱۰ درصد رشد نقدينگي، سطح عمومي قيمت‌ها به‌طور ميانگين 6/4 درصد افزايش مي‌يابد. بااين‌حال، اين مطالعات عمدتاً نقدينگي را به‌عنوان يک کل همگن در نظر گرفته و تمايزهاي کارکردي ميان اجزاي آن را ناديده گرفته‌اند؛
ب) رويکرد ساختاري: برخي پژوهش‌ها، مانند سرآباداني (۱۳۸۵) و عباسي‌نژاد و تشکيني (۱۳۸۳) بر نقش عوامل ساختاري مانند ناتواني سمت عرضه، تغييرات جمعيتي و وابستگي بودجه به درآمدهاي نفتي به‌عنوان ريشه‌هاي اصلي تورم تأکيد دارند. در اين چارچوب، رشد نقدينگي صرفاً به‌عنوان عامل تشديدکنندۀ تورم در نظر گرفته مي‌شود، نه منشأ اصلي آن. شاکري و باقرپور اسکويي (۱۴۰۲) نيز با استفاده از روش‌هاي اقتصادسنجي غيرخطي، نشان دادند که در بلندمدت، نقدينگي تأثير معناداري بر تورم ندارد و حتي رابطۀ عليت معکوس از تورم به نقدينگي برقرار است؛
ج) رويکردهاي پويا و غيرخطي: مطالعات جديدتر، مانند سحابي و ديگران (۱۳۹۲) و تحصيلي (۱۴۰۱) با بهره‌گيري از مدل‌هاي غيرخطي (مانند مدل‌هاي مارکف ـ سوئيچينگ و آستانه‌اي) نشان داده‌اند که رابطۀ ميان نقدينگي و تورم در دوره‌هاي مختلف و تحت شرايط مختلف اقتصادي، غيرخطي و متغير است. به‌عنوان مثال، سحابي و ديگران (۱۳۹۲) دريافتند که در رژيم‌هاي تورم بالا، اثر رشد نقدينگي بر تورم کاهش مي‌يابد؛ درحالي‌که در شرايط تورم متوسط، اين اثر واضح‌تر است.
با وجود اين تلاش‌ها، سه خلأ اصلي در ادبيات موجود قابل تشخيص است:
1. عدم توجه به تفاوت‌هاي کارکردي اجزاي نقدينگي (M1 در مقابل M2)؛
2. عدم آزمون تجربي سازوکارهاي فعال‌سازي درون‌زاي نقدينگي (مانند نقش شوک‌هاي ارزي و تغيير انتظارات)؛
3. کم‌توجهي به ترکيب نقدينگي و نقش کانال‌هاي نهادي در تغيير رفتار پولي.
اين پژوهش با تمرکز بر نظريۀ «نقدينگي فعال» و سازوکار جانشيني ارز، به پر کردن اين خلأها مي‌پردازد.
مباني نظري
تورم در اقتصاد ايران، پديده‌اي پيچيده و چندعاملي است که تبيين آن صرفاً بر مبناي نظريه‌هاي کلاسيک امکان‌پذير نيست. نظريۀ مقداري پول (Friedman, 1963) بر رابطۀ مستقيم ميان حجم پول (M) و سطح عمومي قيمت‌ها (P) تأکيد دارد، اما در اقتصادهايي با ساختار نهادي ضعيف و نظام بانکي ناکارآمد، اين رابطه تحت تأثير عوامل ديگري مانند ترکيب نقدينگي، کانال‌هاي انتقال پولي و انتظارات تورمي قرار مي‌گيرد (McKinnon, 1973; Agénor & Khan, 1996).
نظريۀ نقدينگي فعال بر اين اصل استوار است که تنها بخشي از نقدينگي که براي مقاصد معاملاتي نگهداري مي‌شود، تأثير فوري و معناداري بر تقاضاي کل و سطح قيمت‌ها دارد. در مقابل، بخش غيرفعال نقدينگي (شبه‌پول) فاقد اثر تورمي مستقيم است، مگر آنکه تحت تأثير شوک‌هاي انتظاري يا ساختاري (مانند شوک‌هاي ارزي) فعال شود (Keynes, 1963; Tobin, 1958). ). مکمل اين ديدگاه، نظريۀ جانشيني ارز است که توضيح مي‌دهد در شرايط بي‌ثباتي اقتصادي، عاملان اقتصادي اقدام به بازتنظيم پرتفوي دارايي‌هاي خود مي‌کنند و دارايي‌هاي غيرنقدشونده را به دارايي‌هاي نقد تبديل مي‌کنند (Calvo & Rodriguez, 1977; Miles, 1978; Savastano,1996; Cuddington; 1983). اين فرايند که با عنوان «جانشيني ارز» شناخته مي‌شود، موجب افزايش سريع نقدينگي فعال و تشديد فشارهاي تورمي مي‌شود.
چارچوب نظري پژوهش حاضر بر دو اصل ذيل استوار است:
1. تفکيک کارکردي نقدينگي: نقدينگي فعال (M1) نقش اصلي در انتقال شوک‌هاي پولي به تورم دارد؛ درحالي‌که نقدينگي کل (M-Total) ممکن است فاقد اثر معنادار باشد؛
2. سازوکار جانشيني ارز: شوک‌هاي ارزي از طريق فعال‌سازي نقدينگي غيرفعال، اثر تورمي خود را تشديد مي‌کنند.
اين چارچوب با نظريه‌هاي نئوکينزي و کانال اعتباري هم‌راستا است و بر اهميت رفتار سپرده‌گذاران و نقش نظام بانکي در تعيين ترکيب نقدينگي تأکيد دارد.
روش‌شناسي تحقيق
اين پژوهش از داده‌هاي فصلي اقتصاد ايران طي دورۀ زماني بهار ۱۳۷۰ تا زمستان 1401 بهره مي‌گيرد. داده‌ها از بانک مرکزي جمهوري اسلامي ايران و مرکز آمار ايران استخراج شده‌اند. تمامي متغيرها به‌منظور همسان‌سازي و تحليل در چارچوب مدل‌هاي اقتصادسنجي پويا، پس از تبديل به لگاريتم طبيعي مورد استفاده قرار گرفته‌اند. متغيرهاي اصلي پژوهش به شرح ذيل تعريف مي‌شوند:
1. پول (M1): شامل اسکناس و مسکوک در دست اشخاص به‌علاوه سپرده‌هاي ديداري نزد بانک‌ها. اين متغير نمايندۀ بخش فعال و سيال نقدينگي در اقتصاد است؛
2. شبه‌پول (M2): مشتمل بر سپرده‌هاي سرمايه‌گذاري مدت‌دار که به‌طور معمول داراي نقدشوندگي پايين‌تري بوده و بيانگر بخش غيرفعال نقدينگي است؛
3. نقدينگي کل (M_Total): حاصل جمع پول و شبه‌پول.
در اين پژوهش، از حجم پول (M1) به‌عنوان متغير جايگزين (پراکسي) براي «نقدينگي فعال» استفاده شده است. بديهي است که تمام حجم (M1) در هر لحظه در حال گردش نيست و بخشي از آن ممکن است به‌صورت احتياطي نگهداري شود. بااين‌حال، اندازه‌گيري مستقيم بخش در گردش اين متغير از بخش ساکن آن، غيرممکن است. مفهوم اقتصادي که اين پويايي را به بهترين شکل نشان مي‌دهد، «سرعت گردش پول» است، اما ازآنجا‌که اين متغير خود يک متغير محاسباتي (V1=GDP Nominal/M1) است، ورود مستقيم آن به مدل VAR منجر به مشکلات آماري (هم‌خطي کامل) مي‌شود. بنابراين در اين تحقيق مطابق با رويۀ استاندارد در ادبيات اقتصاد کلان، فرض بر اين است که تغييرات در حجم M1، به‌عنوان بهترين نماگر قابل مشاهده، قصد عاملان اقتصادي براي انجام معاملات را نمايندگي مي‌کند و مدل VAR با ساختار وقفه‌اي خود، قادر به شناسايي و تخمين اثرات اين تغييرات بر تورم است.
علاوه بر متغيرهاي پولي فوق، سه متغير کلان ديگر نيز به‌عنوان متغيرهاي کنترل در مدل لحاظ شده‌اند:
1. شاخص بهاي مصرف‌کننده (CPI): به‌عنوان شاخص نمايندۀ سطح عمومي قيمت‌ها و معيار اصلي سنجش تورم؛
2. شاخص توليد ناخالص داخلي واقعي (GDP): به‌منظور کنترل اثرات سمت عرضه و توليد واقعي در اقتصاد؛
3. نرخ ارز بازار غيررسمي (EX): به‌عنوان شاخصي از شوک‌هاي بيروني، انتظارات تورمي و سازوکار جانشيني ارز.
با توجه به ساختار پويا و پيچيدۀ مدل، کليۀ متغيرها ابتدا از نظر مانايي بررسي و در صورت نياز، تفاضل اول آنها (براي تبديل به فرايند ايستا) در مدل خودرگرسيون‌برداري (VAR) وارد شده‌اند. اين تعريف دقيق متغيرها، زمينه را براي آزمون منسجم و مقايسه‌پذير فرضيات نظري تحقيق فراهم مي‌سازد.
1. طراحي مدل
در اين پژوهش، به‌منظور تحليل پوياي روابط ميان متغيرهاي کلان و آزمون فرضيه‌هاي نظري، از مدل خودرگرسيون‌برداري (VAR) استفاده شده است. فرايند انتخاب و تخمين مدل نهايي شامل مراحل ذيل است:
1ـ1. بررسي مانايي و نامانايي متغيرها
در گام نخست، براي بررسي ويژگي مانايي متغيرهاي پژوهش، از آزمون‌هاي ريشۀ واحد گروهي استفاده شد. در جدول (1) نتايج آزمون‌هاي ريشۀ واحد گروهي براي متغيرهاي مدل در سطح گزارش شده است. بررسي‌ها نشان مي‌دهد که نتايج به‌دست‌آمده از آزمون‌هاي مختلف کاملاً همسو نيستند. به‌طور مشخص، در ميان آزمون‌هاي نسل اول، آزمون‌هاي Levin, Lin & Chu، Breitung و Im, Pesaran and Shin فرضيۀ صفر مبني‌بر وجود ريشۀ واحد را رد نکرده‌اند که دلالت بر نامانا بودن متغيرها در سطح دارد. در مقابل، دو آزمون آماري مبتني‌بر روش فيشر (ADF-Fisher و PP-Fisher) که از قدرت بالاتري در نمونه‌هاي کوچک برخوردارند، فرضيۀ صفر را رد کرده و نتيجۀ مانايي را گزارش مي‌کنند.
اين نوع ناهمخواني در نتايج آزمون‌هاي ريشۀ واحد گروهي، پديده‌اي رايج در مطالعات تجربي است و معمولاً ناشي از تفاوت در روش‌شناسي آماري و حساسيت به ويژگي‌هاي ساختاري داده‌هاست. بااين‌حال، با توجه به مباني نظري اقتصاد کلان که متغيرهايي همچون سطح عمومي قيمت‌ها، نرخ ارز و حجم پول را ذاتاً داراي روند و رفتار نامانا تلقي مي‌کند و همچنين با اتکا به نتايج آزمون‌هاي ريشۀ واحد انفرادي (ADF)، در اين پژوهش رويکردي محافظه‌کارانه اتخاذ شده و نتايج آزمون‌هاي نسل اول به‌عنوان مبناي تصميم‌گيري نهايي مدنظر قرار گرفته است. بر اين اساس، تمامي متغيرهاي مورد بررسي در سطح، نامانا تشخيص داده شده‌اند و براي ورود به مدل VAR، تفاضل‌گيري مرتبۀ اول از آنها انجام شده است تا ايستايي داده‌ها تأمين گردد.
جدول 1: نتايج آزمون ريشۀ واحد گروهي براي متغيرهاي مدل در سطح
نوع فرضيه    روش آزمون    آمارۀ آزمون    مقدار احتمال (Prob)    تعداد مقاطع (Cross-sections)    تعداد مشاهدات    نتيجه در سطح اطمينان ۹۵٪
با فرض ريشۀ واحد مشترک    Levin, Lin & Chu t*    974/1    9758/0    5    627    رد نمي‌شود ← نامانا
    Breitung t-stat    56/1-    0587/0    5    622    رد نمي‌شود ← نامانا
با فرض ريشۀ واحد منفرد    Im, Pesaran and Shin W-stat    0026/0    501/0    5    627    رد نمي‌شود ← نامانا
    ADF - Fisher Chi-square    744/19    0318/0    5    627    رد مي‌شود ← مانا
    PP - Fisher Chi-square    779/63    0000/0    5    649    رد مي‌شود ← مانا
منبع 1: نتايج خروجي نرم‌افزار EViews، آزمون ريشۀ واحد گروهي (Panel Unit Root Test)،
داده‌هاي فصلي اقتصاد ايران (۱۳۷۰، فصل ۱ تا ۱۴01، فصل ۴).
پس از بررسي و تأييد نامانايي متغيرها در سطح، آزمون‌هاي ريشۀ واحد گروهي براي تفاضل مرتبة اول سري‌هاي زماني اجرا گرديد. نتايج به‌دست‌آمده که در جدول (2) ارائه شده‌اند، نشان مي‌دهد که به‌جز آزمون Levin, Lin & Chu، چهار آزمون ديگر شامل Breitung، Im, Pesaran and Shin، ADF-Fisher و PP-Fisher، فرضيۀ صفر مبني‌بر وجود ريشۀ واحد را با قطعيت و در سطح اطمينان ۹۹ درصد رد مي‌کنند. اين نتايج حاکي از آن است که تمامي متغيرهاي مورد استفاده در پژوهش با قاطعيت بسيار بالا، پس از يک ‌بار تفاضل‌گيري به مانايي رسيده‌اند. بر اين اساس، مي‌توان نتيجه گرفت که سري‌هاي زماني مورد مطالعه از فرايند انباشتگي درجۀ يک پيروي مي‌کنند و استفاده از مدل خودرگرسيون‌برداري در تفاضل اول (First-Difference VAR) به‌منظور تحليل پويايي‌هاي کوتاه‌مدت ميان متغيرها، رويکردي معتبر و روش‌شناختي موجه خواهد بود.
بايد توجه داشت که ناهمخواني نتايج آزمون Levin, Lin & Chu با ساير آزمون‌هاي مانايي، امري غيرمنتظره به‌شمار نمي‌آيد. دليل اصلي اين تفاوت، حساسيت بالاي آزمون مذکور به وجود شکست‌هاي ساختاري در داده‌هاي سري زماني است؛ موضوعي که در بخش تحليل‌هاي غيرخطي اين پژوهش به تفصيل مورد بحث قرار خواهد گرفت. بر اين اساس، اتکا به اجماع نتايج ساير آزمون‌ها ـ که در چنين شرايطي از اعتبار روش‌شناختي بيشتري برخوردارند ـ رويکردي موجه و علمي تلقي مي‌شود.
جدول 2: نتايج آزمون ريشۀ واحد گروهي براي متغيرهاي مدل در تفاضل اول
نوع فرضيه    روش آزمون    آمارۀ آزمون    مقدار احتمال (Prob.)    تعداد مقاطع (Cross-sections)    تعداد مشاهدات    نتيجه در سطح اطمينان ۹۵٪
با فرض ريشۀ واحد مشترک    Levin, Lin & Chu t*    184/2    98/55/0    5    629    رد نمي‌شود ← نامانا
    Breitung t-stat    89/5-    0000/0~    5    624    رد مي‌شود ← مانا
با فرض ريشۀ واحد منفرد    Im, Pesaran and Shin W-stat    049/9-    0000/0~    5    629    رد مي‌شود ← مانا
    ADF - Fisher Chi-square    189/106    0000/0~    5    629    رد مي‌شود ← مانا
    PP - Fisher Chi-square    75/256    0000/0~    5    644    رد مي‌شود ← مانا
منبع 2: خروجي نرم‌افزار EViews؛ داده‌هاي فصلي اقتصاد ايران (۱۳۷۰، فصل ۱ تا ۱۴01، فصل ۴)
2ـ1. تعيين طول وقفه‌ها
در مرحلۀ بعد، به‌منظور تعيين طول بهينة وقفه‌ها در مدل‌هاي VAR، از معيارهاي اطلاعاتي مختلفي استفاده شد. همان‌طور که در جدول (3) مشاهده مي‌شود، بر اساس معيارهاي آماري مختلف، وقفه‌هاي متفاوتي براي مدل‌هاي VAR پيشنهاد شده است. بااين‌حال، اجماع نسبي ميان معيارهاي AIC، HQ و آزمون نسبت درست‌نمايي (LR) منجر به انتخاب وقفة بهينة ۵ براي مدل مبتني‌بر M1 و وقفة ۶ براي مدل مبتني‌بر M_Total شد. اين وقفه‌ها مبناي آزمون‌هاي هم‌انباشتگي و تخمين مدل نهايي VAR در تفاضل اول قرار گرفتند.
جدول 3: معيارهاي انتخاب وقفة بهينه براي مدل‌هاي VAR (مبتني‌بر M1 و M_Total)
معيار انتخاب وقفه    مدل اول (مبتني‌بر M1)    مدل دوم (مبتني‌بر M_Total)
AIC    7    6
SC    4    4
HQ    5    5
FPE    5    6
LR    5    6
منبع 3: تحليل‌هاي آماري بر اساس داده‌هاي مدل‌هاي VAR با استفاده از معيارهاي AIC، SC، HQ، FPE و LR.
3ـ1. آزمون هم‌انباشتگي
به‌منظور بررسي وجود يا عدم وجود رابطۀ تعادلي بلندمدت ميان متغيرهاي مورد بررسي، آزمون هم‌انباشتگي يوهانسن بر روي هر دو مجموعه متغيرها اجرا شد. نتايج بيانگر آن است که در هر دو مدل، آماره‌هاي محاسبه‌شده آزمون‌هاي Trace و Max-Eigenvalue از مقادير بحراني در سطح اطمينان ۹۵ درصد کمتر بوده و مقادير احتمال متناظر نيز از آستانۀ معني‌داري تجاوز مي‌کنند. بر اين اساس، فرضيۀ صفر مبني‌بر عدم وجود بردار هم‌انباشتگي رد نمي‌شود. اين يافته به روشني حاکي از فقدان رابطۀ بلندمدت تعادلي ميان متغيرها و درنتيجه، غلبۀ پويايي‌هاي کوتاه‌مدت در ساختار داده‌هاست. بنابراين مدل VAR در تفاضل مرتبۀ اول به‌عنوان چارچوب مناسب براي تحليل روابط ميان متغيرها در اين پژوهش انتخاب شد.
جدول 4: نتايج آزمون هم‌انباشتگي يوهانسن براي مدل‌هاي مختلف
آزمون (Test)    فرضيۀ صفر (H)    مقدار آماره (Statistic)    مقدار بحراني ۵٪ (Critical Value)    مقدار احتمال (Prob)    نتيجۀ آزمون
مدل اول (با LM1)
آزمون Trace    عدم وجود هم‌انباشتگي (r=0)    48/43    86/47    1211/0    فرضيۀ صفر رد نمي‌شود
آزمون Max-Eigenvalue    عدم وجود هم‌انباشتگي (r=0)    73/26    58/27    0639/0    فرضيۀ صفر رد نمي‌شود
مدل دوم (با LM_Total)
آزمون Trace    عدم وجود هم‌انباشتگي (r=0)    63/30    86/47    6862/0    فرضيۀ صفر رد نمي‌شود
آزمون Max-Eigenvalue    عدم وجود هم‌انباشتگي (r=0)    57/20    58/27    303/0    فرضيۀ صفر رد نمي‌شود
منبع 4: يافته‌هاي پژوهشگر بر اساس نتايج خروجي آزمون هم‌انباشتگي يوهانسن (محاسبات نرم‌افزار EViews)
4ـ1. مشخصات مدل نهايي
دو مدل VAR در تفاضل مرتبۀ اول با توجه به ساختار متغيرهاي درون‌زا به شرح ذيل برآورد شدند:
مدل ۱ (نقدينگي فعال):
Endogenous Variables = d(lgdp) d(lex) d(lm1) d(lcpi)
مدل ۲ (نقدينگي کل):
Endogenous Variables = d(lgdp) d(lex) d(lm_total) d(lcpi)
2. يافته‌هاي تحقيق
در اين بخش، يافته‌هاي اصلي پژوهش در چند سطح تحليلي ارائه مي‌شود. در گام نخست، پس از اطمينان از پايداري مدل‌ها، نتايج به‌دست‌آمده از توابع واکنش آني، تجزيۀ واريانس و آزمون عليت گرنجري به‌منظور مقايسۀ نقش «نقدينگي فعال» و «نقدينگي کل» تشريح خواهد شد؛ سپس براي تبيين دقيق‌تر سازوکار شکل‌گيري فرايندهاي تورمي، رفتارهاي نهادي، پويايي‌هاي غيرخطي و الگوهاي تاريخي روابط مذکور مورد واکاوي قرار مي‌گيرد.
1ـ2. پايداري مدل‌ها
به‌منظور اطمينان از اعتبار تحليل‌هاي انجام‌شده، پايداري ديناميکي هر دو مدل VAR در تفاضل مرتبۀ اول مورد بررسي قرار گرفت. براي اين منظور از آزمون ريشه‌هاي چندجمله‌اي مشخصه (Characteristic Polynomial Roots) استفاده شد. نتايج حاکي از آن است که کليۀ ريشه‌هاي مختلط مدل‌ها درون دايرۀ واحد قرار دارند؛ بنابراين شرط پايداري براي هر دو مدل برقرار بوده و امکان تحليل توابع واکنش آني (IRF) و ساير آزمون‌هاي پس‌از تخمين را با دقت و اعتبار لازم فراهم مي‌سازد.
شکل 1: آزمون پايداري مدل VAR از طريق ريشه‌هاي چندجمله‌اي مشخصه
منبع 5: يافته‌هاي پژوهش
2ـ2. تحليل مقايسه‌اي توابع واکنش آني
مقايسۀ نتايج حاصل از توابع واکنش آني در دو مدل مبتني‌بر نقدينگي فعال و نقدينگي کل نشان مي‌دهد که واکنش تورم به شوک‌هاي پولي در اين دو چارچوب به‌طور معناداري متفاوت است. در مدل اول، شوک به پول فعال منجر به افزايش معنادار و پايدار در نرخ تورم مي‌شود که پس از يک وقفة کوتاه (حدود 2 فصل) آغاز و طي چند فصل تداوم مي‌يابد. در مقابل، در مدل دوم، واکنش تورم به شوک در نقدينگي کل ضعيف، نوساني و از نظر آماري بي‌معناست. اين تفاوت آشکار، اولين و مهم‌ترين شاهد تجربي بر اين مدعاست که جزء فعال نقدينگي، کانال اصلي انتقال اثرات پولي به تورم در کوتاه‌مدت است. بر اين اساس، يافته‌هاي نمودار (1) به روشني نشان مي‌دهند که در افق کوتاه‌مدت، جزء فعال نقدينگي (نقدينگي در گردش) نقش اصلي را در انتقال شوک‌هاي پولي به سطح عمومي قيمت‌ها ايفا مي‌کند و متغير نقدينگي کل به‌تنهايي قادر به تبيين نوسانات تورم نيست.
نمودار 1: مقايسۀ توابع واکنش آني تورم (d(lcpi)) به شوک پول فعال (d(lm1)) و نقدينگي کل (d(lm-total)
منبع 6: يافته‌هاي پژوهش
3ـ2. سازوکارهاي رفتاري در ساختار نقدينگي
نتايج حاصل از تحليل توابع واکنش آني نشان مي‌دهد که اگرچه شوک‌هاي ارزي اثري پايدار و قابل ‌توجه بر نرخ تورم دارند، اما اين شوک‌ها مستقيماً باعث افزايش معنادار در حجم نقدينگي کل نمي‌شوند. در مقابل، واکنش مثبت، فوري و معنادار رشد نقدينگي فعال (D(lm1)) به شوک نرخ ارز (D(LEX)) بيانگر يک سازوکار رفتاري درون‌زاست که مي‌توان آن را به‌عنوان «مکانيسم جانشيني ارز» تفسير کرد. در اين فرايند، افزايش ناگهاني نرخ ارز و انتظار کاهش پول ملي، موجب تغيير در ترجيحات دارايي عاملان اقتصادي مي‌شود. افراد و بنگاه‌ها، با هدف حفظ ارزش دارايي‌هاي خود، به ‌سمت افزايش نگهداري دارايي‌هاي نقدشونده‌تر حرکت مي‌کنند. اين رفتار منجر به تبديل شبه‌پول به پول فعال شده و سهم بخش در گردش نقدينگي را افزايش مي‌دهد. اين تغيير ساختاري که در واکنش به نااطميناني ارزي
رخ مي‌دهد، به نوعي سيال‌سازي دروني نقدينگي منجر مي‌شود و ظرفيت تورم‌زايي نظام پولي را در کوتاه‌مدت تقويت مي‌کند. تداوم اين اثر طي چندين فصل، نشان مي‌دهد که پويايي نقدينگي در اقتصاد ايران صرفاً تحت تأثير متغيرهاي اسمي نبوده، بلکه به ‌شدت متأثر از انتظارات و کنش‌هاي رفتاري در شرايط بي‌ثباتي ارزي است.
به بيان ديگر، در شرايط افزايش نااطميناني ارزي، ترجيحات نقدينگي عاملان اقتصادي به‌گونه‌اي تغيير مي‌کند که شبه‌پول به پول فعال تبديل شده و سهم نقدينگي در گردش افزايش مي‌يابد. اين پويايي رفتاري که در مدل نقدينگي کل (با رويکرد توده‌اي و غيرديناميک به پول) قابل شناسايي نيست، يکي از دلايل ناکارآمدي آن مدل در تبيين دقيق فرايندهاي تورمي در افق کوتاه‌مدت محسوب مي‌شود (نمودار 2).
نمودار 2: تأييد مکانيسم جانشيني ارز (واکنش رشد نقدينگي فعال و نقدينگي کل به شوک رشد نرخ ارز)
منبع 7: يافته‌هاي پژوهش
4ـ2. تحليل تجزية واريانس
نتايج تجزيۀ واريانس خطاي پيش‌بيني (VDA) که در جدول (۵) به‌صورت مقايسه‌اي ارائه شده است، امکان تفکيک سهم نسبي متغيرهاي اصلي در تبيين نوسانات تورم را در دو افق زماني کوتاه‌مدت (۴ فصل) و بلندمدت (۲۰ فصل) فراهم مي‌سازد.
1ـ4ـ2. کوتاه‌مدت: نرخ ارز به‌عنوان جرقة تورمي
در افق زماني کوتاه‌مدت (تا ۴ فصل پس از شوک)، نتايج هر دو مدل به‌طور قاطع نشان مي‌دهد که شوک‌هاي نرخ ارز (D(LEX)) عامل اصلي و مسلط در توضيح نوسانات تورم هستند. در مدل دوم، اين متغير به‌تنهايي نزديک به ۶۹ درصد از واريانس خطاي پيش‌بيني تورم را توضيح مي‌دهد. اين يافته به وضوح نقش نرخ ارز را به‌عنوان «جرقة» اوليۀ تورمي تأييد مي‌کند. به‌عبارت‌ديگر، در کوتاه‌مدت جهش‌هاي ارزي از طريق کانال‌هايي نظير افزايش قيمت کالاهاي وارداتي و تشديد انتظارات تورمي، به سرعت و با قدرت آتش تورم را شعله‌ور مي‌سازند. در مقابل، متغيرهاي پولي نقش محدودي دارند و سهم نقدينگي فعال تنها 3/12 درصد و نقدينگي کل تنها 1 درصد است. اين نتايج اهميت نرخ ارز را به‌عنوان محرک اوليۀ تورم کوتاه‌مدت تأييد مي‌کنند.
2ـ4ـ2. بلندمدت: نقدينگي فعال به‌عنوان سوخت پايدار تورم
در افق بلندمدت (20 فصل) اگرچه نرخ ارز همچنان عاملي مؤثر بر افزايش تورم است، اما نقش متغير پولي در مدل اول به طرز چشمگيري متحول مي‌شود. در مدل اول، سهم نقدينگي فعال در توضيح نوسانات تورم به‌طور پيوسته افزايش يافته و به عدد قابل توجه 7/31 درصد مي‌رسد. اين بدان معناست که اگرچه نرخ ارز جرقۀ اوليۀ تورم را ايجاد مي‌کند، اما اين رشد نقدينگي فعال است که به عنوان «سوخت»، انرژي لازم براي تداوم و پايداري تورم در بلندمدت را فراهم مي‌کند. در مقابل، در مدل دوم، سهم نقدينگي کل حتي در بلندمدت نيز بسيار ناچيز و در حدود 1/3 درصد باقي مي‌ماند.
اين تفاوت بنيادين 7/31 درصد در مقابل 1/3 درصد هستۀ اصلي يافته‌هاي اين پژوهش است. اين نتيجه نشان مي‌دهد که مدل مبتني‌بر نقدينگي کل، به دليل ترکيب کردن جزء فعال نقدينگي با حجم عظيم شبه‌پول ساکن، قادر به شناسايي کانال اصلي پولي تغذيه‌کنندۀ تورم در بلندمدت نيست. اين شواهد قوياً از نظريۀ نقدينگي فعال حمايت مي‌کند که بر اساس آن، براي فهم تورم پايدار بايد ميان جرقۀ اوليه (شوک ارزي) و سوختي که آن را تداوم مي‌بخشد (نقدينگي فعال) تمايز قائل شد. يافته‌ها نشان مي‌دهد که درک صحيح از پويايي تورم در اقتصاد ايران نيازمند تفکيک ميان جرقۀ اوليه (شوک ارزي) و سوخت پايداري است که آن را تغذيه مي‌کند (پول فعال). مدل نقدينگي کل به دليل ماهيت توده‌اي خود از شناسايي اين تمايز ناتوان است و نمي‌تواند تصوير دقيقي از فرايندهاي پولي تورم بلندمدت ارائه دهد.
جدول 5: مقايسۀ سهم شوک‌هاي کليدي در توضيح نوسانات تورم
افق زماني    منشأ شوک    سهم در مدل ۱ (M1)    سهم در مدل ۲ (M_Total)    تفسير نقش متغير
کوتاه‌مدت (فصل ۴)    رشد نرخ ارز    70/54    80/68    جرقۀ اصلي و عامل مسلط
    رشد متغير پولي    3/12    1    نقش محدود در ابتداي دوره
بلندمدت (فصل ۲۰)    رشد نرخ ارز     44    2/70    عامل پايدار و اثرگذار
    رشد متغير پولي    7/31    1/3    محرک اصلي بلندمدت در برابر عامل با اثر آماري ناچيز
منبع 8: محاسبات پژوهشگر بر اساس خروجي نرم‌افزار EViews
5ـ2. تحليل روابط عليت گرينجري
در راستاي تکميل تحليل‌هاي پيشين مبتني‌بر توابع واکنش آني (IRF) و تجزيۀ واريانس (VDA)، در اين بخش آزمون عليت گرنجري جهت ارزيابي روابط پيش‌بيني‌کنندۀ کوتاه‌مدت ميان متغيرهاي اصلي پژوهش اجرا شد. نتايج حاصل در جدول (۶) گزارش شده است.
يکي از مهم‌ترين يافته‌ها در اين بخش، تأييد رابطۀ عليت گرنجري از رشد نقدينگي فعال به تورم است. آزمون نشان مي‌دهد که فرضيۀ صفر مبني‌بر نبود عليت گرنجري از D(lm1) به D(LCPI)، با آمارۀ 04/35 و مقدار احتمال بسيار ناچيز به‌طور معناداري رد مي‌شود. اين نتيجه بيانگر وجود يک رابطۀ عليت يک‌طرفه از سوي رشد نقدينگي فعال به سمت تورم است و نقش پيش‌بيني‌کنندگي اين متغير در نوسانات قيمت‌ها را تأييد مي‌کند.
در مقابل، براي رشد نقدينگي کل، مقدار احتمال آزمون برابر با 0578/0 است که اندکي بيش از آستانۀ اطمينان 5% قرار دارد. بنابراين در سطح اطمينان مرسوم، فرضيۀ صفر رد نمي‌شود. اين يافته دلالت بر آن دارد که نقدينگي کل فاقد قدرت پيش‌بيني معنادار براي تورم است و ازاين‌رو از منظر اقتصادسنجي، فرضيۀ نقدينگي فعال به‌طور مجدد تأييد مي‌گردد.
همچنين نتايج نشان مي‌دهد که رشد نرخ ارز عليت گرنجري معناداري نسبت به تورم دارد (0046/0Prob. =). اين رابطه نقش تعيين‌کنندۀ نرخ ارز را به‌عنوان يکي از عوامل اصلي و پيشران در فرايند شکل‌گيري تورم در اقتصاد ايران برجسته مي‌سازد.
در نهايت، بررسي سازوکار جانشيني ارز از طريق آزمون عليت گرنجري ميان رشد نرخ ارز و رشد نقدينگي فعال نشان مي‌دهد که عليت معناداري در اين مسير وجود ندارد. اين در حالي است که نتايج حاصل از تحليل توابع واکنش آني (IRF)، پيش‌تر واکنش مثبت و معناداري از سوي متغير نقدينگي فعال نسبت به شوک وارده به نرخ ارز را نشان داده بود. به‌ نظر مي‌رسد اين تفاوت به ماهيت متفاوت دو رويکرد تحليلي بازمي‌گردد. تحليل IRF اثرات پوياي آني و ساختاري شوک‌ها را بر متغيرهاي ديگر در طول زمان بررسي مي‌کند؛ درحالي‌که آزمون گرنجري صرفاً وجود يک رابطۀ پيش‌بيني‌کنندۀ خطي مبتني‌بر مقادير وقفه‌دار را ارزيابي مي‌نمايد. ازاين‌رو مي‌توان نتيجه گرفت که اگرچه نرخ ارز مي‌تواند از مسيرهاي غيرمستقيم يا ساختاري بر تغيير ترکيب درون‌زاي نقدينگي تأثيرگذار باشد، اما اين اثر لزوماً در قالب يک رابطۀ علّي خطي ساده و قابل پيش‌بيني بروز نمي‌يابد. اين تمايز خود گواهي بر ضرورت پرداختن به تحليل‌هاي عميق‌تر است؛ زيرا آزمون عليت گرنجري صرفاً توانايي سنجش روابط خطي و پيش‌بيني‌کنندگي متغيرها را دارد؛ درحالي‌که واکنش‌هاي مشاهده‌شده در توابع واکنش آني (IRF) مي‌توانند بازتاب‌دهندۀ روابط ساختاري يا غيرخطي باشند که از حوزۀ شناسايي آزمون گرنجري خارج است. بر اين اساس، اين نتيجه به‌مثابۀ پلي منطقي و روش‌شناختي براي ورود به تحليل‌هاي غيرخطي تلقي مي‌شود که در بخش بعدي به آن پرداخته خواهد شد.
به‌عبارت‌ديگر، اگرچه آزمون عليت گرنجري، وجود يک رابطۀ پيش‌بيني‌کنندۀ خطي و پايدار ميان نرخ ارز و نقدينگي فعال را تأييد نمي‌کند، اما اين يافته بيشتر ناظر بر ماهيت شوک‌محور و واکنشي اين رابطه است، نه نفي آن. رابطۀ مذکور ممکن است در قالب يک ساختار غيرخطي يا وابسته به شرايط خاص بروز يابد که از ديد آزمون‌هاي عليت خطي پنهان مي‌ماند.
جدول 6: نتايج خلاصه‌شدة آزمون عليت گرنجري براي فرضيات اصلي پژوهش
فرضيۀ صفر (H): عدم وجود عليت گرنجري    آمارۀ Chi-square    مقدار احتمال (Prob)    نتيجه در سطح اطمينان ۹۵٪
رشد نقدينگي فعال (D(lm1)) ← تورم (D(LCPI))    04/35    04/35    رد فرضيۀ صفر (عليت وجود دارد)
رشد نقدينگي کل (D(LM_TOTAL)) ← تورم (D(LCPI))    69/10    69/10    عدم رد فرضيۀ صفر (عليت تأييد نمي‌شود)
رشد نرخ ارز (D(LEX)) ← تورم (D(LCPI))    03/15    03/15    رد فرضية صفر (عليت وجود دارد)
رشد نرخ ارز (D(LEX)) ← رشد نقدينگي فعال (D(lm1))    48/3    48/3    عدم رد فرضية صفر (عليت تأييد نمي‌شود)
منبع 9: محاسبات پژوهشگر بر اساس خروجي نرم‌افزار EViews
6ـ2. تحليل پويايي‌هاي غيرخطي و تاريخي
در ادامۀ تحليل روابط پايه، اين بخش به بررسي رفتارهاي پيچيده‌تر و غيرخطي تورم در اقتصاد ايران مي‌پردازد. فرض بر اين است که واکنش اقتصاد به نوسانات نرخ ارز، نه‌تنها در طول زمان دچار تغييرات ساختاري شده، بلکه در شرايط بحراني نيز به‌صورت وابسته به وضعيت، الگوهاي متفاوتي از خود نشان داده است. يافته‌هاي اين تحليلِ سه‌لايه حاکي از آن است که: نخست، واکنش اقتصاد ايران به شوک‌هاي شديد ارزي همواره غيرخطي بوده است؛ دوم، اين واکنش‌ها با تکرار بحران‌ها تثبيت و نهادينه شده‌اند؛ سوم، بحران سال ۱۳۹۷ يک نقطۀ عطف تاريخي محسوب مي‌شود که نه ‌فقط شدت اين واکنش‌ها را افزايش داد، بلکه ساختار دروني اقتصاد را به‌گونه‌اي متحول کرد که از آن پس، حتي شوک‌هاي محدود نيز مي‌توانند از طريق کانال‌هاي پولي فعال ‌شده، اثرات تورمي گسترده‌اي به‌جا بگذارند. در ادامه به تفکيک به تحليل اين سه سطح پرداخته مي‌شود.
الف) بررسي واکنش وابسته به وضعيت در دوره‌هاي پرنوسان ارزي
براي بررسي تفاوت رفتار اقتصاد ايران در شرايط ثبات و دوره‌هاي تلاطم ارزي، در گام نخست يک متغير مجازي به‌عنوان نمايندۀ «بحران» تعريف شد که دوره‌هاي جهش ارزي شديد، شامل بحران‌هاي دهه‌هاي ۱۳۷۰، ۱۳۹۰ و ۱۴۰۰ را دربر مي‌گيرد. بر پايۀ اين متغير، يک مدل VAR توسعه‌يافته با متغيرهاي تعاملي تخمين زده شد تا اثرات ناهمسان شوک‌هاي ارزي در شرايط متفاوت مورد ارزيابي قرار گيرد. يافته‌ها حاکي از آن است که ضرايب متغير تعاملي نرخ ارز در شرايط بحراني (CRISIS_DLEX)، هم در معادلۀ تورم (D(LCPI)) و هم در معادلۀ نقدينگي فعال (D(LM1)) مثبت و از نظر آماري کاملاً معنادار هستند. ضريب متغير تعاملي در معادلۀ تورم برابر با 137/0 و آمارة t آن 75/6، و در معادلۀ نقدينگي فعال برابر با 190/0 با آمارۀ t معادل 74/4 به‌دست آمد. اين نتايج بيانگر آن است که در دوره‌هاي بي‌ثباتي شديد بازار ارز، حساسيت تورم نسبت به شوک‌هاي ارزي و نيز شدت واکنش نقدينگي به‌طور معناداري افزايش مي‌يابد.
بر اين اساس، مي‌توان نتيجه گرفت که ساختار واکنش اقتصاد ايران نسبت به شوک‌هاي ارزي، ماهيتي غيرخطي و وابسته به وضعيت دارد. در شرايط بحران، جهش نرخ ارز نه‌تنها به‌طور مستقيم اثر شديدتري بر سطح قيمت‌ها مي‌گذارد، بلکه از طريق تشديد فرايند تبديل نقدينگي ساکن به نقدينگي فعال، يک حلقۀ بازخورد خودتقويت‌گر ايجاد مي‌کند. اين پويايي غيرخطي، نقش مهمي در تبيين جهش‌هاي شديد و پايداري بالاي تورم در برخي مقاطع تاريخي اقتصاد ايران ايفا مي‌کند.
ب) تحليل تاريخي تکامل کانال جانشيني ارز
براي درک بهتر اين رفتار غيرخطي، مدل پايه در سه بازۀ زماني مجزا برآورد شد تا چگونگي تحول تدريجي کانال جانشيني ارز (اثر نرخ ارز بر نقدينگي فعال) بررسي شود. نتايج اين تحليل که در جدول (7) ارائه شده، روندي تدريجي و مسيرمحور را نشان مي‌دهد که طي آن، اين کانال از يک رابطۀ ضعيف و نامنظم به يک سازوکار فعال و پايدار تبديل شده است.
جدول 7: تکامل تدريجي واکنش نقدينگي فعال به شوک ارزي در دوره‌هاي تاريخي مختلف
دورۀ زماني    مشخصات دوره    واکنش M1 به شوک ارزي (نتيجه IRF)    تفسير
پيش از ۱۳۹۱    ثبات نسبي و بحران‌هاي محدود    بي‌معنا و نزديک به صفر    کانال غيرفعال يا بسيار ضعيف
۱۳۹۲ تا ۱۳۹۶    پس از اولين بحران ارزي    مثبت و معنادار    فعال شدن تدريجي کانال
پس از ۱۳۹۷    پس از شوک تحريم‌ها و جهش ارزي    مثبت، قوي و بسيار معنادار    تثبيت و تشديد کانال
منبع 10: يافته‌هاي پژوهش بر پايۀ برآورد مدل در زيرنمونه‌هاي تاريخي
يافته‌هاي جدول فوق بيانگر آن است که سازوکار جانشيني ارز، در واکنش به بحران‌هاي متوالي، تدريجاً تقويت شده و به يک جزء پايدار از سازوکارهاي تورم‌زا تبديل شده است. آنچه در ابتدا اثري ناچيز و ناپايدار بود، در اثر يادگيري تدريجي عاملان اقتصادي و تجربۀ مکرر نوسانات ارزي، به يک سازوکار نهادي و دروني تبديل شده است.
ج) تغيير ساختاري سال ۱۳۹۷: از تقويت تدريجي تا جهش پايدار
در سطح سوم، براي پاسخ به اين پرسش که آيا تغييرات پس از سال ۱۳۹۷ صرفاً تشديد روندهاي پيشين بوده يا نشانه‌اي از يک دگرگوني ساختاري است؟ يک مدل تعاملي با متغير شکست ساختاري طراحي شد. نتايج آزمون والد براي اثرگذاري نرخ ارز بر متغيرهاي کليدي در قبل و بعد از اين سال، تمايز روشني را نشان مي‌دهد.
در مسير مستقيم نرخ ارز به تورم، اگرچه رابطه پيش از ۱۳۹۷ نيز از نظر آماري معنادار بود (احتمال آزمون والد: 018/0)، اما ضريب تعاملي مربوط به دورۀ پس از ۱۳۹۷ معنادارتر و با شدت بيشتري مثبت (12/0) برآورد شد. اين نشان مي‌دهد که اگرچه اين کانال از پيش فعال بوده، اما از اين مقطع به بعد، تقويت قابل‌‌توجهي يافته است. در مقابل، در مسير غيرمستقيم از طريق نقدينگي فعال، پيش از ۱۳۹۷ وجود رابطه‌اي پايدار ميان نرخ ارز و نقدينگي فعال قابل تأييد نبود (احتمال آزمون والد: 944/0)، اما پس از آن، اين رابطه با ضريب تعاملي مثبت 21/0 و سطح اطمينان بالا، نه‌تنها فعال شده، بلکه به يکي از سازوکارهاي اصلي انتقال اثر نرخ ارز تبديل شده است. اين يافته بيانگر ظهور يک کانال جديد و ساختاري در سازوکارهاي تورم است.
به ‌بيان ديگر، کانالي که پيش‌تر ضعيف يا حتي غيرفعال بود، اکنون به يکي از مسيرهاي اصلي انتقال اثرات ارزي به متغيرهاي پولي و تورمي تبديل شده است. اين تمايز مهم ميان تشديد يک رابطۀ موجود (تورم) و پديدار شدن يک رابطۀ جديد (نقدينگي فعال)، يک يافتۀ کليدي محسوب مي‌شود. به ‌موجب اين يافته، بحران ارزي سال ۱۳۹۷ را نمي‌توان صرفاً به‌عنوان شدت ‌يافتن نوسانات پيشين تعبير کرد، بلکه بايد آن را نقطۀ چرخشي در الگوي رفتاري اقتصاد ايران تلقي کرد که طي آن، واکنش‌هاي سيستم اقتصادي به متغيرهاي کليدي نظير نرخ ارز، به‌صورت ساختاري و پايدار تغيير يافته‌اند.
نتيجه‌گيری و دلالت‌هاي سياستي
اين پژوهش با هدف آزمون تجربي نظريۀ «نقدينگي فعال»، به تحليل پويايي تورم در اقتصاد ايران پرداخته است. يافته‌هاي اقتصادسنجي اين مطالعه، نه‌تنها فرضيۀ اصلي اين نظريه را تأييد مي‌کنند، بلکه چارچوبي بديل براي فهم پويايي‌هاي تورمي کشور ارائه مي‌دهند. اين چارچوب، برخلاف رويکردهاي رايج مبتني‌بر کنترل حجم نقدينگي کل، بر نقش ترکيب نقدينگي (فعال در برابر غيرفعال) و حلقه‌هاي تقويت‌کننده بين نرخ ارز و نقدينگي سيال تأکيد دارد.
سه يافته اصلي اين پژوهش عبارت‌اند از:
1. برتري مطلق نقدينگي فعال (M1) بر نقدينگي کل (M_Total) در تبيين تورم بلندمدت: سهم 7/31 درصدي M1 در مقابل سهم ناچيز 1/3 درصدي M_Total گوياي اين واقعيت است که تمرکز بر نقدينگي کل، آدرس‌دهي نادرست سياستي است و بايد به «نقدينگي فعال» به‌مثابة موتور اصلي تورم توجه شود؛
2. نقش دوگانۀ نرخ ارز به‌عنوان جرقه و فعال‌ساز سوخت تورمي: شوک‌هاي ارزي نه‌تنها تورم وارداتي را در کوتاه‌مدت تشديد مي‌کنند، بلکه از طريق جانشيني دارايي‌ها، موجب تبديل شبه‌پول به نقدينگي فعال (M1) شده و چرخه‌اي از تورم پايدار را فعال مي‌سازند؛
3. نهادينه ‌شدن سازوکار جانشيني ارز پس از سال ۱۳۹۷: پس از بحران ارزي اين سال، واکنش عاملان اقتصادي به شوک‌هاي ارزي به ‌شدت تشديد شده و حتي نوسانات کوچک نيز قادرند موج‌هاي تورمي شديد ايجاد کنند. اين تحول ساختاري، سطح جديدي از آسيب‌پذيري پولي را رقم زده است.
بر مبناي اين يافته‌ها، سياست‌گذاري ضدتورمي در ايران نيازمند يک راهبرد دوسويه و هم‌زمان براي مهار «جرقه» و «سوخت» تورم است:
1. مهار «جرقه»: تثبيت بازار ارز و مهار شوک‌هاي ارزي از طريق:
ـ مديريت تقاضاي ارز: با اعمال کنترل‌هاي هدفمند بر واردات از طريق ثبت سفارش و رهگيري زنجيرۀ کالا، محدودسازي خروج سرمايه با ابزارهاي ضدپول‌شويي و محدود کردن استفاده از ارز براي مصارف غيرمولد؛
ـ افزايش عرضۀ ارز رسمي: از طريق الزام به بازگشت ارز صادراتي و اجراي پيمان‌سپاري ارزي 100 درصد، مشروط‌سازي مشوق‌هاي صادراتي به ايفاي تعهدات ارزي و حمايت از صادرات غيرنفتي؛
ـ تنوع‌بخشي به مسيرهاي تأمين ارز: شامل پيمان‌هاي پولي دوجانبه با شرکاي منطقه‌اي، توسعۀ استفاده از ارزهاي غيردلاري و ايجاد مکانيزم‌هاي تهاتري براي واردات.
2. کنترل «سوخت»: مديريت ترکيب درون‌زاي نقدينگي از طريق:
ـ اصلاح نظام بانکي براي مهار رشد M1 با محدودسازي اضافه‌برداشت بانک‌ها، به‌ويژه بانک‌هاي خصوصي و تأمين مالي قاعده‌مند و با وثيقة بانک‌ها از بانک مرکزي، اجراي استانداردهاي کفايت سرمايه، شفافيت تسهيلات‌دهي و توسعۀ ابزارهاي غيرنقدي براي تأمين مالي توليد، تقويت نظارت بانک مرکزي بر بازار بين‌بانکي و تعيين سقف رشد ترازنامة بانک‌ها؛
ـ اصلاح ساختار انگيزشي بانک‌ها و توسعۀ نهادهاي مکمل تأمين مالي از طريق الزام بانک‌ها به افزايش شفافيت، به‌روزرساني قواعد حاکميت شرکتي، تفکيک انواع بانک‌ها، توسعۀ بازار اوراق بهادار، انتشار اوراق گواهي سپرده براي افزايش ماندگاري منابع و تأسيس صندوق‌هاي سرمايه‌گذاري کوتاه‌مدت و توسعه‌اي با مشارکت عمومي و خصوصي به‌منظور هدايت نقدينگي به سمت فعاليت‌هاي مولد؛
ـ ممنوعيت تأمين مالي دولت از محل بانک مرکزي، از طريق الزام به انتشار اوراق درون‌سالي و تبديل نقش بانک مرکزي از خريدار ارزهاي دولتي به عامل فروش ارز در بازار، تقويت سازوکارهاي تأمين مالي دولت از مسير بازار بدهي و نهادهاي مالي، هم‌زمان با اصلاح قواعد مربوط به اشخاص مرتبط، ثبت شفاف تعهدات دولت و الزام به رعايت اصول حکمراني مالي در شبکۀ بانکي؛
ـ استقرار نظام نظارت يکپارچه بر بانک‌ها، شرکت‌هاي تابعه و ذي‌نفعان کلان، فعال‌سازي سامانه‌هاي اطلاعاتي مانند دفتر کل مشترک، سامانۀ ذي‌نفع واحد و سامانۀ ثبت تسهيلات دولتي، به‌منظور کنترل دقيق خلق نقدينگي در شبکۀ بانکي؛ همچنين استفاده از نسبت‌هاي احتياطي کلان و ابزارهاي نوين نظارتي مبتني‌بر فناوري‌هاي نرم براي مديريت ريسک سيستمي؛
ـ کاهش انگيزۀ تبديل شبه‌پول به نقدينگي فعال: از طريق تفکيک قراردادهاي سپرده‌هاي ديداري و سرمايه‌گذاري، ايجاد محدوديت بر پرداخت سود به سپرده‌هاي ديداري به‌منظور کاهش هزينه و افزايش ماندگاري سپرده‌ها، افزايش جذابيت سپرده‌هاي بلندمدت، حذف تدريجي اسکناس‌هاي درشت و غيرقابل رصد (همچون ايران‌چک) و وضع ماليات بر عائدي سرماية (در حد بازدارندگي) حاصل از فعاليت‌هاي سفته‌بازي در بازارهاي سکه، زمين، مسکن و خودرو (ماليات بر عائدي سرمايه تنها بايد در بازه‌هاي کوتاه‌مدت اعمال شود).
در نهايت، شکستن چرخۀ معيوب ميان نوسانات نرخ ارز و فعال‌سازي نقدينگي، بدون اصلاحات نهادي فوري ممکن نيست. اجراي کامل قانون مبارزه با پول‌شويي، استقرار سامانه‌هاي رصد سيستمي و يکپارچة تراکنش‌ها براي شناسايي جريان‌هاي مشکوک و تضمين اقتدار عملياتي بانک مرکزي، پيش‌شرط‌هاي ضروري موفقيت اين سياست‌ها هستند. اين مطالعه نشان مي‌دهد که راه‌حل پايدار مهار تورم در ايران، نه در ابزارهاي پيچيدۀ پولي صرف، بلکه در اراده‌اي سياسي و قاطع براي اجراي مجموعه‌اي از اصلاحات ساختاري شناخته‌شده و هماهنگ نهفته است.