1عضو هیئت علمی گروه حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد شهرقدس، تهران، ایران
2دکترای علوم اقتصادی، گرایش اقتصاد سنجی، تهران، ایران
چکیده
چکیده
تکانه های نفتی و توسعه مالی دارای تاثیرات متقابل و قابل توجهی بر رشد اقتصادی بوده و در ادبیات مالی چنین تاثیری مورد توجه صاحب‌نظران اقتصادی قرار گرفته است. در این مقاله، نقش تعدیل‌کننده توسعه مالی در ایجاد کاهش ارتباط مثبت میان تکانههای نفتی و بیثباتی رشد اقتصادی در کشورهای عضو اوپک ارزیابی شده است. با استفاده ازداده‌های آماری در کشورهای عضو اوپک طی سالهای 1995-2014 و بر اساس یک الگوی اقتصاد سنجی، وجود ارتباط مثبت میان تکانه های نفتی و بیثباتی در رشد اقتصادی در این کشورها مورد تایید قرار گرفت. همچنین بررسی اثر کاهنده توسعه مالی بر رشد اقتصادی در نمونه مورد مطالعه نشان میدهد که توسعه مالی تاثیر نوسانات نفتی بر رشد اقتصادی را میرا میسازد. بر این اساس، توسعه مالی میتواند بخشی از اثرات منفی تکانههای نفتی بر نوسانات رشد اقتصادی را تعدیل و موجبات رشد اقتصادی پایدار را به ارمغان بیاورد.
The main aim of this paper is to estimate the relationship between GDP per capita instability with fluctuations in the oil terms of trade(oil shocks) and economic resilience. Also, we consider the stabilizing role of resiliency in reducing the positive relationship between oil and the economic growth shocks. Using the statistical data of OPEC during 1995-2014, a positive correlation has been observed between oil term of trade shock and economic growth instability. Effect of net economic resilience on economic growth instability is negative. In addition, the evidence shows that net economic resilience has damped the effect of shocks in oil terms of trade(oil shocks). A resilient economy can smooth a part of negative effect of oil shocks on growth variation. Thus, the governments by boosting economic resilience through better monetary and fiscal policies can improve the economic conditions. Increasing efficiency in economic policies will decrease uncertainty among households and firms and will increase government credibility and leads to a positive effect of oil resources on sustainable growth.
تکانه های نفتی و توسعه مالی دارای تاثیرات متقابل و قابل توجهی بر رشد اقتصادی بوده و در ادبیات مالی چنین تاثیری مورد توجه صاحب‌نظران اقتصادی قرار گرفته است. در این مقاله، نقش تعدیل‌کننده توسعه مالی در ایجاد کاهش ارتباط مثبت میان تکانههای نفتی و بیثباتی رشد اقتصادی در کشورهای عضو اوپک ارزیابی شده است. با استفاده ازداده‌های آماری در کشورهای عضو اوپک طی سالهای 1995-2014 و بر اساس یک الگوی اقتصاد سنجی، وجود ارتباط مثبت میان تکانه های نفتی و بیثباتی در رشد اقتصادی در این کشورها مورد تایید قرار گرفت. همچنین بررسی اثر کاهنده توسعه مالی بر رشد اقتصادی در نمونه مورد مطالعه نشان میدهد که توسعه مالی تاثیر نوسانات نفتی بر رشد اقتصادی را میرا میسازد. بر این اساس، توسعه مالی میتواند بخشی از اثرات منفی تکانههای نفتی بر نوسانات رشد اقتصادی را تعدیل و موجبات رشد اقتصادی پایدار را به ارمغان بیاورد.
ارتباط توسعه مالی و رشد اقتصادی از جمله مباحثی است که در حوزه مالیه عمومی و ادبیات اقتصادی توجه بسیاری از اقتصاددانان و خبرگان مالی در بخش عمومی را به خود معطوف کرده است. بسیاری از اقتصادانان نظیر شومپتر[i](1912)، هیکس[ii](1961)، مک کینون[iii](1973)، فرای(1995) بر اهمیت بازارهای مالی و نقش کلیدی آن در توسعه و رشد اقتصادی تاکید دارند. به طور کلی اعتقاد بر این است که سیستم های مالی با کارکرد هایی از جمله ارائه اطلاعات در مورد فرصت های سرمایه گذاری، نظارت بر سرمایه گذاری های انجام شده، توزیع ریسک، تجمیع پس انداز ها و همچنین تسهیل مبادله کالا و خدمات باعث کاهش هزینه های معاملاتی و بهبود تخصیص منابع و در نهایت رشد اقتصادی می شوند. . دسته دیگر از مطالعات به بررسی تاثیر سطح توسعه مالی بر رشد اقتصادی پرداخته اند. از جمله کارهای تجربی که توسط کینگ و لوین[iv](1993) انجام شده است و بر ارتباط مثبت اما یکنواخت میان توسعه مالی و رشد اقتصادی تاکید دارد. طبق این مطالعات، توسعه مالی بر رشد اقتصادی تاثیر مثبت خواهد داشت، هاگس(1999) معتقد است که در بازارهای مالی بزرگتر فرصت های بیشتری برای مدیرت ریسک ایجاد می شود، لذا بازارهای مالی بزرگتر کاراتر هستند و این کارایی منجر به رشد اقتصادی میشود.
از سوی دیگر ثروت ناشی از نفت در کشورهای عضو اوپک به مثابة یک شمشیر دولبه عمل می کند. از یک سو، ثروت حاصل از نفت میتواند آهنگ توسعه را به دلیل افزایش درآمد ملی ارتقا دهد، از سوی دیگر رشد اقتصادی بلند مدت به دلیل عدم توازن در بخش های مختلف اقتصاد آسیب خواهد دید. مطالعات تجربی نشان دهنده تاثیر منفی وفور منابع طبیعی از جمله نفت بر روی رشد اقتصادی است، که به آن نفرین منابع[v] گفته میشود (مراد بیگی، هوک لاو[vi]، 2016). اکتشافات منابع جدید یا تغییرات ناگهانی در قیمت نهاده‌ها، بوجود آورنده تغییرات در ثروت حاصل از منابع طبیعی است. کشش قیمتی[vii]عرضه برای منابع پایین است، در نتیجه درآمدهای حاصل از این منابع بسیار در نوسان هستند، که این می تواند منجر به چرخه های رونق و کساد[viii]شود. از اینرو، یک توضیح برای نفرین منابع این است که قیمتهای متغیر کالا[ix]، بسیاری از کشورهای دارای موهبت منابع طبیعی را آسیب پذیر نموده است. بنابراین توسعه مالی درکشورهای نفتی ، یکی از راه حل ها برای مقاومت در برابر شوک های خارجی ویا نوسانات قیمت نفت است، به عبارت دیگر توسعه مالی می تواندتاثیر منفی وابستگی منابع طبیعی به رشد را کاهش دهد.
با توجه به مطالب فوق اگرچه جنبه های مختلفی از رابطه بین توسعه مالی و نرخ رشد مورد بررسی قرار گرفته است. اما با توجه به مشکلات حاصل از نوسانات قیمت نفت در این مقاله سعی بر آنست که جنبه دیگری از موضوع یعنی نقش توسعه مالی[x] در تعدیل ارتباط میان نوسانات[xi] قیمت نفت و رشد اقتصادی در کشورهای نفتی مورد بررسی قرار گیرد. در واقع هدف این مطالعه، بررسی هرگونه تاثیر مستقیم وفور منابع بر روی رشد است که ممکن است تحت تاثیر غیرمستقیم سایر متغیرهای تعیین کننده در مدل رشد باعث تعدیل نوسانات گردند و پاسخ به سوالاتی از جمله، آیا توسعه مالی میتواند تاثیر منفی نوسانات نفتی را بر روی رشد اقتصاد میرا کند؟ به عبارتی آیا توسعه مالی بر بیثباتی تولید ناخالص داخلی اثر منفی دارد؟
در این مطالعه به بررسی تاثیر نوسانات قیمت نفت (طبق رابطه مبادله نفت) به صورت شوک واقعی بر روی بیثباتی رشد اقتصادی با استفاده از داده های تلفیقی برای کشور های تولید کننده نفت عضو اوپک در دوره زمانی 1995 تا 2014پرداخته شده است. نتایج تجربی حاصل از این مطالعه بیانگر ارتباط مثبت میان نوسانات رابطه مبادله نفت و بی ثباتی رشد اقتصادی است. به علاوه نتایج نشان میدهد که توسعه مالی بر بیثباتی اقتصادی تاثیر منفی دارد زیرا می تواند تاثیر منفی نوسانات نفت را تعدیل نماید. ساختار این مقاله به گونه ای است که در بخش دوم آن به مبانی نظری و پیشینه تحقیق پرداخته شده است و بخش سوم شامل توصیف داده ها و مدل اقتصادسنجی و نتایج برآورد است. یافته های تحقیق در بخش چهارم مقاله ارائه شده است.
2- مبانی نظری و پیشینه تحقیق
2-1- بیماری هلندی
عبارت «بیماری هلندی[xii]» نخستین بار توسط اکونومیست[xiii] در سال 1976 برای توضیح شرایط اقتصادی هلند در دهه 1960 مطرح شد، در زمانی که منابع گاز در این کشور کشف شد و صادرات گاز و واردات ارزانتر کالاهای خارجی منجر به ضربه زدن به بخش صنعت این کشور گردید. اولین مطالعات انجام شده در زمینه بیماری هلندی توسط گرگوری[xiv](1976) و سپس توسط اسنیپ[xv](1977)، کوردن و نیری[xvi](1982)، کوردن[xvii](1984)، ویجنبرگن[xviii](1984a، 1984b)، کروگمان[xix](1987) و ساکس و وارنر[xx](2001) انجام گرفت. سرمایهگذاری در سرمایه فیزیکی[xxi] یکی از کانالهای انتقالی برای تاثیر نامطلوب وفور منابع بر روی رشد اقتصادی می باشد، این مفهوم توسط گیلفاسون[xxii](2004) مطرح شد که «وابستگی زیاد به سرمایه طبیعی، جلوی نرخ رشد را به شیوه از میان به در کردن سایر انواع سرمایه میگیرد». گیلفاسون و زوگا[xxiii](2006) استدلال میکنند که جریان پیوستة ثروت منابع طبیعی، نیاز برای پس انداز و سرمایه گذاری در کشورهای دارای موهبت منابع را کاهش میدهد. تخصیص پس اندازها و سرمایهگذاری ها در رانت جویی[xxiv]و کمبود منابع سرمایه انسانی و سرمایه اجتماعی از ویژگی های کشورهای دارای وفور منابع طبیعی می باشد. خیرخواهان و برادران شرکاء (1382)، نبود زیر ساخت های نهادی و وجود رانت جویی و ابهام در حقوق مالکیت را به عنوان دلایلی از بروز نفرین منابع بر می شمرند.
2-2- وفور منابع طبیعی و فساد
جنبه دیگر مطالعات به ارتباط منفی میان رشد اقتصادی و فساد[xxv] پرداخته است(آدنیک[xxvi]، 2013؛ آجی و ووک کورو[xxvii] 2012؛ آسیدو و فریمن[xxviii] 2009؛ فاروغ و همکاران[xxix] 2013؛ دیسو و یاکوتساوا 2012[xxx]؛ مارو[xxxi] 1995، 1998؛ مئون و سکات[xxxii] 2005؛ مو[xxxiii]، 2001؛ شلیفر و ویشنی[xxxiv] 1993؛ طنزی و داوودی[xxxv] 1997). به علاوه، مطالعات پیشین تجربی نشان میدهد که وفور منابع طبیعی، فساد را از طریق مجوزهای انحصاری به نخبگان سیاسی[xxxvi]و شرکای آنها برای استخراج و صادرات منابع طبیعی گسترش میدهد و سطح رقابت پذیری را در این کشورها کاهش خواهد داد(آدس و دی تلا[xxxvii]، 1999، لئیت و وایدمن[xxxviii]، 1999؛ تریسمن[xxxix] 2000، 2007). کمیت نهادی[xl]به عنوان فاکتور مهم تعیین کننده نرخ رشد با بهبود سرمایهگذاری (آسموگلو و جانسون[xli] 2005؛ کولی و همکاران[xlii] 2004؛ مونگه – نارانجو[xliii]، 2009؛ نورث[xliv]، 1991) و کاهش فساد شناخته شده است(بردهان[xlv]، 1997؛ مندز و سپولودا[xlvi]، 2006؛ مارو[xlvii]، 1995). این دیدگاه بیانگر آن است که اثر سوء و نامطلوب درآمد حاصل از وفور منابع طبیعی با وجود حکمرانی خوب، دارای تبعات کمتری است(مهلوم و همکاران[xlviii]، 2006a، 2006b). شواهد تجربی مطالعات توسط مورفی و همکاران[xlix](1993) و آسموگلو[l](1995) نشان میدهند که درآمد حاصل از وفور منابع طبیعی، رفتار رانت جویی و هدر رفتن منابع را در پی دارد. تورویک[li](2002) نشان میدهد که ثروت بادآورده[lii] ممکن است کارآفرینان مولد و تولیدکننده ها را به سمت رانت جویی سوق دهد. ابراهیمی و سالاریان(1388)، بر اساس روش تکنیک داده های تابلویی نامتوازن طی دوره ی زمانی 1990 تا 2004 نشان دادند که درآمد های نفتی به عنوان شاخصی برای وفور منابع، به تنهایی برای رشد اقتصادی مضر نیستند، یعنی اثر مستقیم در آمد های نفتی بر رشد اقتصادی مثبت است، اما هنگامی که متغیر های توضیحی دیگر مانند فساد، سرمایه گذاری فیزیکی، رابطه مبادله و آموزش را وارد مدل می کنیم، به دلیل اثر در آمدهای نفتی بر این متغیر ها و سپس اثر گذاری غیر مستقیم بر رشد اقتصادی، اثر کل در آمدهای نفتی بر رشد اقتصادی منفی برآورد می شود.
2-3- توسعه مالی و وفور منابع طبیعی
توسعه مالی مفهومی است جامع که در شش بعد مختلف شامل توسعه بخش بانکی، توسعه بخش مالی غیر بانکی، توسعه بخش پولی و سیاست گذاری پولی، مقررات و نظارت بانکی، باز بودن بخش مالی ومحیط نهادی تعریف می شود. شواهد نشان می دهند که شدت منابع طبیعی ارتباط معکوس با توسعه مالی دارد. به عبارت دیگر، وابستگی زیاد به منابع طبیعی مانع توسعه بخش مالی و هم چنین رشد خواهد شد (یاوری و همکاران، 1390). گیلفاسون (2004) پیشنهاد می دهد که اثر ازدحام خروج[liii] منابع طبیعی بر روی توسعه مالی یک کانال انتقالی برای نفرین منابع محسوب می شود[liv]. یوشیانگ و چن (2011)[lv] بر اهمیت وفور منابع در توسعه سیستم مالی چین تاکید مینمایند. آنها با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم یافته[lvi] GMM)) وبا یکارگیری دادههای تلفیقی(پانلی)[lvii] در ایالت های چین، نشان دادند که توسعه مالی در نواحی دارای منابع غنی کمتر از سایر نواحی است که منایع کمتری دارند. مراد بیگی وهوک لاو (2016) با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم یافته GMM)) و با یکارگیری دادههای تلفیقی(پانلی) کشور تولید کننده نفت و با استفاده از داده های دوره 2000 تا 2010 نشان می دهند که توسعه مالی منجر به کاهش نوسانات تولید ناخالص داخلی کشورها می شود.
لوین و همکارانش[lviii] (2000) برای سنجش شاخص توسعه مالی، متغیرهای زیر را معرفی نمودند:
نسبت بدهی ها و دیون نقدی سیستم مالی به GDP،
نسبت اعتبارات بانکی تقسیم بر اعتبارات بانکی بعلاوه دارایی های محلی بانک مرکزی،
نسبت اعتبارات تخصیص یافته به شرکت ها و موسسات خصوصی به کل اعتبارات داخلی( به جز اعتبارات به بانک ها)،
نسبت اعتبارات داده شده به شرکت ها و موسسات خصوصی به GDP،
نسبت سپرده های پس انداز بلند مدت و دیداری بانک های پولی سپرده پذیر و دیگر نهاده های مالی به GDP و نسبت پول و شبه پول(M2) به GDP
3- داده ها و مدل
3-1- دادهها
در این مطالعه جامعه مورد بررسی کشور های عضو اوپک ( الجزایر، آنگولا، اکوادر، ایران، عراق، کویت، قطر، نیجریه، عربستان سعودی، امارات متحده عربی و ونزوئلا) و دوره مطالعه سال های 1995 تا 2014 می باشد. دلیل انتخاب این دوره در دسترس بودن اطلاعات بوده است. برای سنجش شاخص توسعه مالی(FDI) از نسبت پول و شبه پول(M2) به GDP و برای اندازه گیری بی ثباتی تولید ناخالص داخلی(Sdgrowth) از مدل خودرگرسیون واریانس ناهمسان شرطی تعمیم یافته [lix](GARCH) استفاده شده است. در این روش واریانس شرطی بر اساس اطلاعات دوره ی قبل و خطای پیش بینی گذشته برآورد می گردد، که مبنایی برای بی ثباتی متغیر است( اندرز و والتر (2004). شاخص رابطه مبادله نفت (OTOT)[lx] با استفاده از مطالعه اسپاتافورا و تایتل[lxi](2009) که به صورت زیر تعریف می شود، محاسبه گردید.
(1)
در این رابطه قیمت سالانه نفت ، شاخص ارزش یک واحد تولید [lxii]و و میانگین سهم صادرات و واردات نفت در تولید ناخالص داخلی کشور i در طی سال های مورد مطالعه است. جدول (1) تعاریف و منابع متغیرهای مورد استفاده در تحقیق و جدول (2) خلاصه ای از توصیف داده ها را نشان میدهد.
جدول1- تعاریف و منبع متغیرهای به کاربرده شده در تحلیل رگرسیونها
متغیر
تعریف
واحد اندازهگیری
منبع
توسعه مالی
نسبت پول و شبه پول(M2) به GDP
درصد
محاسبه شده توسط نویسندگان با استفاده از داده ها ی سایت بانک جهانی(2014 -1991)
نوسانات رشد رابطه مبادله نفت
انحراف معیار رشد رابطه مبادله نفت در بازه سه ساله
برآورد شده توسط نویسندگان براساس اسپاتافورا و تایتل (2009)
بی ثباتی تولید ناخالص داخلی سرانه
نوسانات رشد سرانه واقعی GDP با استفاده از مدل گارچ
محاسبه شده توسط نویسندگان با استفاده از داده ها ی سایت اوپک(2014 -1991)
منبع: یافته‌های پژوهشگر
جدول2- خلاصهای از توصیف داده ها طی سال های 1995تا 2014
متغیر
الجزایر
آنگولا
اکوادر
ایران
عراق
کویت
لیبی
نیجریه
قطر
عربستان
امارات
ونزوئلا
میانگین رابطه مبادله نفت( درصد)
6/85
2/57
6/91
1/86
5/67
4/69
4/76
6/74
77
3/75
6/78
7/83
انحراف معیار رابطه مبادله نفت
25/0
73/0
22/0
33/0
86/0
44/0
45/0
60/0
69/0
33/0
31/0
29/0
بی ثباتی تولید ناخالص داخلی
1/10
2/24
2/15
8/16
6/32
5/16
8/23
7/24
2/16
9/11
2/14
6/17
میانگین شاخص توسعه مالی
38
6/32
3/36
7/32
8/38
2/33
4/33
6/33
42
50
2/45
6/48
منبع: یافته‌های پژوهشگر
رابطه مبادله نفت نشان می دهد که کشورها به ازای یک واحد صادرات نفت به چه میزان کالا در طی زمان وارد می کنند. بهبود در رابطه مبادله نشان میدهد که یک کشور با صدور مقادیر مشخصی از نفت، حجم بیشتری از واردات را به دست میآورد( حسینی، باقری،1393). بررسی داده های شاخص توسعه مالی نشان می دهد که متوسط سالانه این شاخص برای کشور عربستان 50 و برای آنگولا 6/32درصد بوده است. به عبارت دیگر بر اساس این شاخص و طی دوره مطالعه عربستان سعودی و آنگولا بیشترین و کمترین توسعه مالی را دارند در دوره مطالعه کشور های عراق(6/32) و الجزایر(1/10) به ترتیب دارای بیشترین و کمترین بی ثباتی در تولید ناخالص داخلی هستند.
3-2- مدل
رابطه بین بیثباتی تولید ناخالص داخلی سرانه با نوسانات رابطه مبادله نفت (تکانه های نفتی) و شاخص توسعه مالی و اثرات متقابل تکانه های نفتی و شاخص توسعه مالی بصورت زیر ارائه می شود:
که در آن i و t به ترتیب بیانگر تعداد کشورها و تعداد سال های مورد مطالعه است. همچنین SDGROWTH نشان دهنده شاخص بی ثباتی تولید ناخالص داخلی سرانه، FDIشاخص توسعه مالی، SDOTOT نشان دهنده انحراف معیار رابطه مبادله نفت( تکانه های نفتی) است. جمله خطا است که کلیه فروض مربوط به جمله خطا در مورد آن صادق است.
به منظور بررسی اثر توسعه مالی بر روی ارتباط میان بیثباتی تولید و تکانه های نفتی، بایستی شرایط تعامل میان تکانه های نفتی و توسعه مالی درنظرگرفته شوند. علامت منفی با مبانی نظری سازگار است که نتیجه آن میرا نمودن اثر تکانه های نفتی به واسطه توسعه مالی است. که ضریب بدست آمده از این معادله آنرا نشان میدهد:
3-2-1- آزمون های ریشه واحد
آزمون های مختلفی برای بررسی وجود ریشه واحد در داده های تلفیقی ارائه شده است که برخی از آنها شامل لوین، لین و جو(LLC)[lxiii] )2002)، ایم، پسران و شین(IPS)[lxiv])2001) و آزمون دیکی فولر تعمیم یافته(ADF) می باشند. نتایج حاصل از آزمون های ریشه واحد برای بی ثباتی تولید ناخالص داخلی( SDGROWTH)، شاخص توسعه مالی(FDI)، تکانه های نفتی(SDOTOT) و اثرات متقابل خالص تاب آوری و توسعه مالی(FDISDOTOT) در جدول (3) ارائه شده است.
جدول3- نتایج حاصل از برآورد ریشه واحد برای کشورهای عضو اوپک
تصریح
در سطح
آزمون ریشه واحد
LLC
IPS
ADF
متغیر
SDGROWTH
24/5-
(0000/0)
6/4-
(0000/0)
7/64
(0000/0)
FDI
9/8-
(000/0)
4/7-
(000/0)
7/98
(000/0)
SDOTOT
11/5-
(0000/0)
22/4-
(0000/0)
11/60
(0001/0)
FDISDOTOT
8/4-
(0000/0)
1/4-
(0000/0)
8/57
(0000/0)
اعداد داخل پرانتز بیانگر ارزش احتمال متغیر های مدل می باشد.
منبع: یافته‌های پژوهشگر
با توجه به نتایج بدست آمده، متغیرهای بیثباتی تولید ناخالص داخلی( SDGROWTH)، تکانه های نفتی(SDOTOT) و اثرات متقابل خالص توسعه مالی و تکانه های نفتی(NRISDOTOT) و شاخص توسعه مالی (FDI) در سطح ایستا یا انباشته از مرتبهی صفر هستند ، بنابراین در مورد همه متغیرها فرضیهی صفر مبنی بر وجود ریشه ی واحد را میتوان رد کرد.
3-2-2- برآورد مدل
برای برآورد رابطه بین متغیرها از مدل تلفیق داده های مقطعی و سری زمانی (پنل) استفاده شد و محاسبات زیر انجام شد:
الف- در مدل پنل اگر پارامترهای عرض از مبداء و شیب معادله برحسب داده های مقطعی و در طی زمان ثابت باقی بماند، می توان با تلفیق مشاهدات سری زمانی و مقطعی و داشتن تعداد مشاهده بیشتر، برآورد کاراتری از پارامترها بدست آورد و معادله را از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برآورد نمود( پیندیک و رابینفیلد[lxv]، 1997). در سناریوی اول نتایج برآورد تلفیقی مدل با استفاده از روش حداقل مربعات نشان می دهد که تکانه های نفتی تاثیر مثبت و توسعه مالی تاثیر منفی بر بی ثباتی تولید ناخالص داخلی دارد، که همسو با مبانی نظری است(جدول شماره 4 ملاحظه شود)، در این جدول اعداد داخل پرانتز مقادیر احتمال محاسبه شده با قبول فرض H0 است، اگر مقادیر احتمال محاسبه شده کوچکتر از 5 درصد باشد، آنگاه در سطح احتمال 5 درصد پارامتر های برآوردی معنادار می باشند. که ضریب مربوط به توسعه مالی و اثرات متقابل توسعه مالی و تکانه های نفتی معنادار نیست.
ب- با این پیش فرض که مدل دارای مشکل ناهمسانی واریانس در بین کشورها و دارای مشکل خود همبستگی در طی سال های مورد مطالعه است، مجدد مدل از روش حداقل مربعات تعمیم یافته برآورد گردید، که نتایج در جدول شماره (4) آورده شده است. نتایج در سناریوی اول نشان می دهد که مقدار ضریب تعیین نسبت به حالت قبل افزایش یافته است و شرایط تعامل میان تکانه های نفتی و توسعه مالی منفی بوده، اگرچه در مدل ها معنادارنیست. این مساله از تاثیر تعدیلی توسعه مالی در ارتباط میان نوسانات رابطه مبادله نفت و نوسانات رشد حمایت میکند.
در سناریوی دوم و سوم با حذف برخی از متغیرها، نشان داده شده است که توسعه مالی منجر به کاهش بی ثباتی تولید ناخالص داخلی در کشورهای اوپک می شود، و تکانه های نفتی منجر به افزایش بی ثباتی تولید ناخالص داخلی می گردد.
جدول4- نتایج برآورد معادله رگرسیونی به روش تلفیقی
سناریو
روش برآورد
عرض
از مبداء
تکانه های نفتی
توسعه
مالی
اثرات متقابل تاب آوری و تکانه های نفتی
ضریب
تعیین (درصد)
اول
حداقل مربعات معمولی(OLS)
6/14
(0000/0)
3/14
(000/0)
037/0-
(5363/0)
0.001
(9905/0)
3/30
حداقل مربعات تعمیم یافته(GLS)
39/13
(000/0)
1/14
(000/0)
018/0-
(3910/0)
004/0-
(9118/0)
1/68
دوم
حداقل مربعات تعمیم یافته(GLS)
23/14
(0000/0)
-
073/0-
(0000/0)
-
2/11
اول
حداقل مربعات معمولی(OLS)
6/14
(0000/0)
39/14
(000/0)
036/0-
(3451/0)
-
3/30
حداقل مربعات تعمیم یافته(GLS)
48/13
(000/0)
9/13
(000/0)
02/0-
(0896/0)
-
68
منبع: یافته‌های پژوهشگر
با توجه به نتایج آزمون‌های مانائی و همگرائی مدل میان متغیرهای تکانه نفتی (SDOTOT)، اثرات متقابل توسعه مالی و تکانه نفتی( FDISDOTOT)، و بی ثباتی تولید( SDGROWTH)، تاثیر توسعه مالی برکاهش تکانه نفتی، با استفاده از سیستم مدل تصحیح خطا[lxvi]( ECM ) مجدد مورد تخمین و بررسی قرار گرفت. برای اطلاع از تعداد وقفه‌های بهینه از آزمون تحلیل های هم جمعی به روش یوهانسن، نیازمند تعیین طول وقفه بهینه در مدل خود رگرسیون برداری میباشیم، در این بررسی با توجه به حداقل معیارهای آکائیک، شوارتز - بیزین[lxvii]، حنان کویین[lxviii] و حداکثر درستنمایی[lxix] حداکثر تعداد وقفه های بهینه برابر 3 تعیین گردید ( جدول 5 ملاحظه شود).
جدول 5- آماره های آزمون و معیارهای انتخاب درجه دستگاه VAR
HQ
SC
AIC
LR
lag
4/24
4/24
4/24
NA
0
7/23
9/23
6/23
2/178
1
9/23
3/24
7/23
4/14
2
9/23
4/24
5/23*
3/52*
3
24
7/24
6/23
19
4
LR: نسبت راست نمایی SC : معیار اطلاعات شوارتز
HQ: معیار اطلاعات حنان- کوئین AIC: معیار اطلاعات آکائیک
منبع: یافته‌های پژوهشگر
پس از تعیین تعداد وقفه های بهینه مدل خود رگرسیون برداری[lxx](VAR) لازم است تا تعداد بردارهای هم جمعی را مشخص نماییم، که برای این منظور از روش حداکثر درست نمایی یوهانسن –جویلیوس[lxxi] استفاده میشود. اما پیش از آن باید در مورد لزوم وارد کردن متغیرهای قطعی عرض از مبدا و روند در بردار هم جمعی تصمیم گیری نمود که بهترین حالت در نظر گرفتن روند زمانی در الگوی کوتاه مدت و در روابط بلندمدت از روند زمانی درجه دو بود. نتایج گویای آنست که بردارهای همگرایی نشاندهنده وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها هستند و بیان می دارد که ارتباط بلندمدت بین متغیرهای مدل از نظر آماری قابل اعتماد می باشند. نتیجه شوک مستقیم قیمت نفت بر متغیر وابسته( بیثباتی تولید) نوسانی بوده که این نوسانات در بیثباتی تولید باقی می‌ماند. اثر متقابل تکانه نفتی و توسعه مالی بر متغیر وابسته( بی ثباتی تولید) اگرچه در طول دوره دارای نوسانات می باشد، اما اثر نوسانی آن رفته رفته کاهشی( میرا) میشود( نمودار 1 ملاحظه شود).
نمودار1- اثر تکانه نفتی و اثرات متقابل تکانه نفتی و تاب آوری بر بی ثباتی تولید
منبع: یافته‌های پژوهشگر
4- نتیجه گیری و پیشنهادات
این تحقیق به بررسی تاثیر نوسانات رابطه مبادله نفت( تکانه های نفتی) بر بیثباتی تولید ناخالص داخلی پرداخته است و نقش توسعه مالی به عنوان متغیر میانجی که از طریق آنها این دو متغیر ممکن است بهم ارتباط داشته باشند، را مورد ارزیابی قرار داده است. برآورد مدل بر اساس داده های تلفیقی و برای کشورهای عضو اوپک در طی سالهای 1995تا2014 رابطه مثبت و معنادار میان نوسانات رشد رابطه مبادله نفت( تکانه نفتی) و بیثباتی تولید را تایید مینمایند. بعلاوه در کشورهای با توسعه مالی بالاتر، بیثباتی تولیدکمتر بوده است، اگرچه این ضریب معنادار نیست. اگر چه اقتصادهای با وفور منابع نفتی، نوسانات بیشتری را در نرخ رشد خود تجربه میکنند، اما تاثیر تعدیلی توسعه مالی بر روی ارتباط میان تکانه های نفتی و نوسانات رشد تایید میشود. به عبارتی، یک اقتصاد تا سطحی از توسعه مالی بالاتر میتواند بخشی از اثر منفی تکانه های نفتی بر روی نوسانات رشد را تعدیل کند. بنابراین در راستای افزایش توسعه مالی، استفاده از ابزارهای مالی نوین در بازار پول و سرمایه ، شفاف سازی بازارها، عدم مداخله دستوری در بازار، برقراری مکانیزم بازار، آزاد سازی ورود و خروج سرمایه، استفاده از دانش و فناوری روز و فرهنگ سازی در جهت بکارگیری درست آن، همچنین گسترش بانکداری و خدمات نوین آن با توجه به نقش گسترده بانک‌ها و اعتبارات بانکی در اقتصاد ایران و بازار سرمایه، از طریق افزایش رقابت بانک‌ها و تخصیص کارای منابع و گسترش واسطه‌های مالی میسر است.
1- عضو هیئت علمی گروه حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد شهرقدس، تهران، ایران، (نویسنده مسئول) nhb.zarei@yahoo.com
54- اثر ازدحام خروج به معنای تاثیر فعالیت دولت بر کاهش فعالیت‌های بخش خصوصی است و هنگامی روی میدهد که کسری بودجه دولت باعث شود سرمایهگذاری بخش خصوصی کاهش یابد. زیرا در این صورت دولت با انتشار اوراق قرضه پس‌اندازهای مردم را جذب میکند.
[lxii] - شاخص ارزش یک واحد تولید، یک پروکسی برای قیمت واردات کشورهای در حال توسعه به دلار است، که بر اساس میانگین وزنی قیمت صادرات کالاهای صنعتی در کشورهای توسعه یافته بدست آمده است. سال پایه این شاخص 2010 است.
1) ابراهیمی، محسن، وسالاریان، محمد، (1388)، بررسی پدیده نفرین منابع طبیعی در کشورهای صادر کننده نفت و تاثیر حضور در اوپک بر رشد اقتصادی کشورهای عضو آن، فصلنامه اقتصاد مقداری (بررسی های اقتصادی سابق)، 6(20): 77 - 100.
2) اندرز، والتر، (1386)، اقتصاد سنجی سریهای زمانی با رویکرد کاربردی، مترجمان: مهدی صادقی شاهدانی و سعید شوال پور، چاپ اول، تهران: دانشگاه امام صادق(ع)،جلد اول.
3) حسینی، میر عبداله، و باقری، فاطمه (1393)، محاسبه و تحلیل رابطه مبادله نفت خام در جهان و جایگاه ایران در آن در چهار دهه گذشته ، بررسی های بازرگانی، 65: 2 - 17.
4) خیر خواهان، جعفر، وبرادران شرکاء، حمید رضا (1382)، رونق نفتی و نرخ پس انداز در کشورهای اوپک، فصلنامهی پژوهشهای اقتصادی ایران، 16: 101-132.
5) یاوری، کاظم، رضا قلی زاده، مهدیه، آقایی، مجید(1390)، بررسی رشد اقتصادی در کشورهای وابسته به منابع طبیعی( با تاکید بر منابع نفتی)، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 5(15)، 25-46.
6) Acemoglu, D.) 1995(. Reward structures and the allocation of talent. Eur. Econ. Rev, 39 (1): 17–33.
7) Acemoglu, D, & Johnson, S) .2005(. Unbundling institutions. J. Political Econ, 113(5): 949–995.
8) Adenike, E. )2013(. An econometric analysis of the impact of Corruption on economic growth in Nigeria. J. Bus. Manag. Econ, 4(3): 054–065.
9) Ades, A., & DiTella, R. )1999(. Rents, competition and corruption. Am. Econ. Rev, 89(4): 982–993.
10) Ajie, H.A., & Wokekoro, O.E. )2012(. The impact of corruption on sustainable economic growth and development in Nigeria. Int. J. Econ. Dev. Res. Invest, 3(1): 91–109.
11) Asiedu, E., & Freeman, J. )2009(. The effect of corruption on investment growth: evi- dence from firms in Latin America, Sub-Saharan Africa, and transition countries. Rev. Dev. Econ, 13(2): 200–214.
12) Bardhan, P. )1997(. Corruption and development: a review of issues. J. Econ. Lit, 35 (3):1320–1346.
13) Cooley, T., Marimon, R., Quadrini, V.)2004(. Aggregate consequences of limited contract enforceability. J. Political Econ, 112(4): 817–847.
14) Corden, W.M. (1984). Booming Sector and Dutch Disease Economics: Survey and Consolidation. Oxford Economic Papers, 36: 359–380.
15) Corden, W.M., Neary, J. P. (1982). Booming sector and industrialisation in a small open economy. Econ. J, 92(368): 825–848.
16) Dissou, Y., & Yakautsava, T. (2012). Corruption, growth, and taxation. Theor. Econ. Lett, 2 (1): 62–66.
17) Farooq, A., Shahbaz, M., Arouri, & M., Teulon, F. (2013). Does corruption impede eco- nomic growth in Pakistan? Econ. Model, 35(0): 622–633.
18) Gregory, R.G. (1976). Some implications of the growth of the mineral sector. Aust. J. Agric. Resour. Econ, 20(2): 71–91.
19) Gylfason, T., & Zoega, G. (2006). Natural resources and economic growth: the role of investment. World Econ, 29(8): 1091–1115.
20) Gylfason, T. (2004). Natural Resources and Economic Growth: From Dependence to Diversification. CEPR Discussion Papers 4804, C.E.P.R. Discussion Papers.
21) Hicks, John (1969), A Theory of Economic History. Oxford, Clarendon Press.
22) Hughes, Joseph (1999), Incorporating Risk in to the Analysis of Production, Atlantic Economic Journal, 27(1), pp.1-23.
23) Im, K. S., Pesaran, M. H., & Shin, Y. (2003). Testing for unit roots in heterogeneous panels. Journal of Econometrics, 115(1): 53-74.
24) King, Robert & Levine, Ross, (1993), Finance, Entrepreneur ship and Growth, Journal of Monetary Economics, vol. 32, 513-542.
25) Krugman, P. (1987). The narrow moving band, the Dutch disease, and the compe- titive consequences of Mrs. Thatcher: notes on trade in the presence of dynamic scale economies. J. Dev, Econ. 27(1–2): 41–55.
26) Leite, C., & Weidmann, M. (1999). Does Mother Nature corrupt? Natural Resources, Corruption and Economic Growth. IMF Working Paper, WP/99/85.
27) Levin, A., Lin, C.-F., & Chu, C. S. J. (2002). Unit root tests in panel data: Asymptotic and finite-sample properties, Journal of Econometrics, 108(1): 1-24.
28) Levin, R, Loayze, N, and Beck, T.(2000). Financial intermediation and growth: Causality and causes. Journal of Monetary Economics, 46,31-77.
29) Mackinnon Ronald I, (1973) Money and Capital in Economic Development, Washington, D.C. Brooking Institution.
30) Mauro, P. (1998). Corruption and the composition of government expenditure .J. Public Econ, 69(2): 263–279.
31) Mauro, P. (1995). Corruption and growth. Q. J. Econ, 110(3): 681–712.
32) Mehlum, H., Moene, K., & Torvik, R. (2006a). Cursed by resources or institutions? World Econ, 29(8): 1117–1131.
33) Mehlum, H., Moene, K., & Torvik, R. (2006b). Institutions and the resource curse. Econ. J, 116(508): 1–20.
34) Méndez, F., & Sepúlveda, F. (2006). Corruption, growth and political regimes: cross country evidence. Eur. J. Political Econ, 22(1): 82–98.
35) Méon, P.-G., & Sekkat, K.(2005). Does corruption grease or sand the wheels of growth? Public Choice, 122(1–2): 69–97.
36) Mo, P.H. (2001). Corruption and economic growth. J. Comp. Econ, 29(1), 66–79.
37) Monge-Naranjo, A. (2009). Entrepreneurship and firm heterogeneity with limited enforcement. Ann. Finance, 5(2–4): 465–494.
38) Moradbeigi,M, Hook Law,S. (2016). Growth volatility and resource curse: Does financial development dampen the oil shocks?, Resources Policy,48:97-103.
39) Murphy, K.M., Shleifer, A., & Vishny, R.W. (1993). Why is rent-seeking so costly to growth? Am. Econ. Rev, 83: 409409.
40) North, D.C. (1991). Institutions. J. Econ. Perspect, 5(1): 97–112.
41) OPEC Annual Statistical Bulletin 1991-2013.
42) Pindyck، R.S & D.L.Rubinfeld. (1997). Econometrics Models and Economic Forecats,4th edition MCGRAW-HILL New York.
43) Sachs, J.D., & Warner, A.M. (2001). The curse OF NATURAL RESOURCES. EUR. ECON. REV, 45(4– 6): 827–838.
44) SCHUMPETER, JOSEPH A. (1912/Translated 1934), The Theory of Economic Development, Oxford, Galaxy Books.
45) Shleifer, A., & Vishny, R.W.(1993). Corruption. Q. J. Econ, 108(3): 599–617.
46) Snape, R.H. (1977). Effects of mineral development on the economy. Aust.J. Agric. Resour. Econ, 21(3): 147–156.
47) Spatafora, N., & Tytell, I. (2009). Commodity Terms of Trade: The History of Booms and Busts. IMF Working Paper No. 09/205.
48) Tanzi, V., & Davoodi, H. (1997). Corruption, Public Investment, and Growth. IMF Working Paper, WP/97/139.
49) Torvik, R. (2002). Natural resources, rent seeking and welfare .J. Dev. Econ, 67(2): 455–470.
50) Treisman, D. (2000). The causes of corruption: a cross-national study. J. Public Econ, 76(3): 399–457.
51) Treisman, D. (2007). What have we learned about the causes of corruption from ten years of cross-national empirical research? Annu. Rev. Political Sci.10, 211–244.
52) Wijnbergen, S. v. (1984a). The ‘Dutch Disease’: a disease after all? Econ. J, 94(373): 41–55.
53) Wijnbergen, S.v.(1984b). Inflation, employment, and the dutch disease in oil-ex- porting countries: a short-run disequilibrium analysis. Q. J. Econ, 99(2): 233–250.
ابتدای صفحه