3131پایيز فصلنامه تحقيقات توسعه اقتصادي،

27-54صفحات -9313 پاییز-پانزدهمشماره -فصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی

ي مالي بر رشد اقتصادي در ایراننقش تورم در اثربخشي توسعه بررسي 93/71/9313تاریخ پذیرش: 77/72/9313تاریخ دریافت:

3ابراهيم هادیان

2بهنام ایزدي

چکيده

های مولد موجب افزایش گذاریع و تجهیز منابع و اختصاص آنها به سرمایهبخش مالی با تجم

بر شود. وری کل اقتصاد و در نهایت رشد اقتصادی باالتر میموجودی سرمایه یا افزایش بهرههای مختلفی تدوین و به مرحله اجرا گذاشته شده ها و برنامه، سیاستاستراتژی ها اساسهمین

بازار مالی بر رشد است. اما از جانب دیگر، با علم به این موضوع که میزان اثربخشی توسعهمالی بر اقتصادی به عوامل مختلفی از جمله تورم بستگی دارد، نقش تورم در اثربخشی توسعه

رو هدف اصلی این پژوهش برآورد اینست. از رشد اقتصادی مبحث این پژوهش قرار داده شده ا-می 9347-9319ی رشد برای اقتصاد ایران، طی دوره –ی نرخ تورم در پیوند مالی بهینه آستانه

های اقتصادی بانک باشد. در این راستا از اطالعات مرکز آمار جمهوری اسالمی ایران و گزارش( 9111ای ارائه شده توسط هانسن )تانهمرکزی جمهوری اسالمی ایران و تکنیک رگرسیون آس

دهد که توسعه یافتگی بازارهای مالی در ایران دارای نقش مثبت استفاده شده است. نتایج نشان میدرصد 47/4تورم برای اقتصاد ایران باشد. همچنین نرخ بهینهو معناداری بر رشد اقتصادی میبازارهای درصد بیشتر شود، توسعه 47/4میزان که نرخ تورم از برآورد گردیده است. یعنی زمانی

ای که در این گونهبهمالی در اقتصاد ایران دارای آثار مثبت کمتری بر رشد اقتصادی خواهد بود درصد رشد اقتصادی را 717/7ی یک درصدی در بازارهای مالی به میزان حدود وضعیت توسعه

باشد.می 713/7ای تورم حدود مقدار آستانهدهد. که این افزایش در سطوح کمتر از افزایش می

.ایی مالی، رگرسیون آستانهرشد اقتصادی، تورم، توسعه کليدي: کلمات

JEL: .C12, C13, O11, O16بندي طبقه

Email: ehadian@rose.shirazu.ac.ir دانشیار بخش اقتصاد دانشگاه شیراز )مسئول مکاتبات( -1

Email: izadi.behnam@yahoo.com کارشناس ارشد اقتصاد -2

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 51

مقدمه -3

های اخیر بخش مهمی از مباحث اقتصادی را به مالی و رشد اقتصادی در دهه بین توسعه رابطه

( به 9194) 7( و هیکس9135) 9این راستا اقتصاددانانی چون شومپیترخود اختصاص داده است. در

تاثیر بازارهای مالی بر تولید و رشد اقتصادی تاکید کرده و بر این اعتقادند که بدون داشتن یک

گذاران توجه توان به رشد اقتصادی دست یافت. امروزه سیاستبخش مالی کارا و توسعه یافته نمی

هایی با بازده باالتر دهند و معتقدند که سیستم مالی با انتخاب پروژهنشان میبیشتری به بخش مالی

گردد. از طرف دیگر، سیستم مالی با فراهم آوردن وری کل اقتصاد میموجب افزایش بهره

وری، افزایش سطح اطالعات و گذاران به دنبال آن است که با افزایش بهرهاطالعات برای سرمایه

ی له سرعت رشد اقتصادی را افزایش دهد. سیستم مالی توسعه یافته به وسیلهمباد کاهش هزینه

اندازها، نظارت بر عملکرد مدیران، افزایش گذاری، تجمیع پسهای طالیی سرمایهشناسایی فرصت

شود. به گذاری میقدرت تجارت، کاهش ریسک و تسهیل مبادالت تجاری باعث افزایش سرمایه

گیرد که فیزیکی و انسانی صورت میمنابع، افزایش سرعت انباشت سرمایه دنبال آن تخصیص بهینه

ترین ای از وظایف را بر عهده دارد که مهمگردد. سیستم مالی مجموعهمیمنجر به رشد اقتصادی

گذاری و تخصیص منابع، نظارت بر عملکرد آنها مدیریت ریسک، کسب اطالعات در مورد سرمایه

توان نام برد. را می مدیران و تسهیل مبادله

-مالی رشد اقتصادی را ارتقا می گیرد، توسعهدر حالی که ادبیات نظری و تجربی اخیر نتیجه می

مالی ( نشان دادند توسعه9114) 3گریگوریور و گیدونیدهد، برخی از مطالعات تجربی مانند دی

9197و 9127 ن در طول دههبه طور قابل توجهی رشد اقتصادی را برای کشورهای آمریکای التی

های تورم نسبتا باالیی کاهش داده است. الزم به ذکر است که در این دوره در این کشورها نرخ

عملیاتی بانک جهانی بر بخش مالی نامهوجود داشته است. بروز این پدیده منجر به صدور بخش

که را دنبال نکنند مگر اینکرد که اصالحات مالی شد که به کشورهای در حال توسعه توصیه می

کافی کاهش یافته باشد. در مطالعات تجربی و نظریات نرخ تورم در اقتصاد آنها به اندازه

2(، وحید و همکاران7799) 1(، پرادهان7797) 4(، بیتنکورت7797) 5اقتصاددانانی چون اگو

1- Schumpeter 2- Hicks 3- De Gregorior and Guidotti 4- Eggoh 5- Bittencourt 6- Pradhan

7- Wahid et al.

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

52 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

(، روسیا و 7797) 3(، زمان و همکاران7797) 7(، کیم و لین7797) 9(، هوانگ و همکاران7799)

تواند به طور منفی بر عملکرد ( بیان شده است که تورم باال می7771) 4(، کهو7771) 5همکاران

بازارهای مالی اثر بگذارد و به دنبال آن از میزان اثربخشی توسعه بازارهای مالی بر رشد افتصادی

بکاهد.

ی ازتورم برای ی در تعیین آستانهاداخل وجه تمایز این تحقیق با سایر مطالعات انجام شده

مالی )با توجه به شاخص انتخابی( دارای بیشترین نقش و اقتصاد ایران می باشد که در آن توسعه

اثر مثبت بر رشد اقتصادی باشد.

مالی و رشد اقتصادی با در نظر گرفتن نقش تورم بر توسعه در ادامه مبانی نظری پیرامون رابطه

ای رشد از نظر خواهد گذشت. سپس به معرفی مدل تحقیق، روش رگرسیون آستانه -پیوند مالی

و متغیرهای استفاده شده در مدل پرداخته و پس از آن نتایج برآوردها ارائه و به تحلیل آنها

خواهیم پرداخت.

مباني نظري -2

مالي و ارتباط آن با رشد اقتصادي توسعه -3-2

های اخیر بخش مهمی از مباحث بازارهای مالی و رشد اقتصادی در دهه بین توسعه رابطه

های پیشرفته و ارائه بخش مالی در اقتصاد اقتصادی را به خود اختصاص داده است. روند توسعه

باشد. تاثیر بازارهای مالی بر خدمات متنوع آن، بیانگر اهمیت این بخش در اقتصاد کشورها می

توان که امروزه بسیاری معتقدند که بدون داشتن یک بخش مالی کارا نمی چنان مهم استتولید آن

مالی را موتور محرکه و جزء به رشد اقتصادی و تولید مورد نیاز دست یافت. شومپیتر توسعه

های به بیان شومپیتر واسطه .(9111 1شمارد )لیونتل و خانجدایی ناپذیر فرآیند رشد اقتصادی می

نهایی و وام گیرنده کنندههای مالی، تعیینحوری در اقتصاد بوده زیرا که واسطهمالی دارای نقش م

باشد. از این جمله، این چنین برداشت انداز جامعه میچگونگی تخصیص پس کنندهدر نتیجه تعیین

باشند بلکه آنها بیشتر بر تخصیصانداز نمینرخ پس کنندههای مالی، صرفا تعیینشود که واسطهمی

-گذاری واسطهتوان گفت که دیدگاه شومپیتری، اثرها تاثیر دارند، بر این اساس میاندازپس بهینه

1- Huang et al. 2- Lim and Lin 3- Zaman et al. 4- Rousseau 5- Keho 6- Luintel & Khan

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 59

اند )بک و وری و تغییرات تکنولوژیک را بیشتر مورد توجه قراردادههای مالی بر رشد بهره

.(7777 9همکاران

حرک رشد و تولید هیکس باور دارد که در انگلستان اختراعات به همراه بخش مالی، عامل م

(. هیکس نشان داد که بازارهای مالی به 9111اند )لیونتل و خان بوده 99پایدار اقتصادی در قرن

های بزرگ، یک نقش حیاتی را در صنعتی شدن گذاریها در مسیر سرمایهوسیله سوق دادن سرمایه

.(7779 7ها و مکریاند )سینانگلستان بر عهده داشته

دهند. آنها معتقدند که سیستم مالی ران توجه بیشتری به بخش مالی نشان میگذاامروزه سیاست

گردد. از طرف دیگر، وری کل اقتصاد میهایی با بازده باالتر موجب افزایش بهرهبا انتخاب پروژه

-گذاران به دنبال آن است که با افزایش بهرهسیستم مالی با فراهم آوردن اطالعات برای سرمایه

مبادله، سرعت رشد اقتصادی را افزایش دهد. سیستم ش سطح اطالعات و کاهش هزینهوری، افزای

اندازها، نظارت گذاری، تجمیع پسهای طالیی سرمایهمالی توسعه یافته به وسیله شناسایی فرصت

بر عملکرد مدیران ، افزایش قدرت تجارت، کاهش ریسک و تعدیل مبادالت تجاری باعث افزایش

فیزیکی و منابع، افزایش سرعت انباشت سرمایه شود. به دنبال آن تخصیص بهینهمیگذاری سرمایه

گردد.گیرد، که منجر به رشد اقتصادی میانسانی صورت می

مالی نبایستی از نقش موسسات مالی و بازارهای مالی غافل شد. بنا به نظر در توضیح توسعه

موسسات مالی باعث رشد بازارهای مالی شده و رشد دانانی چون شومپیتر و هیکس، رشد اقتصاد

یابد. در واقع مالی را در پی دارد که به دنبال آن رشد اقتصادی افزایش می بازارهای مالی، توسعه

باشند. به طور کلی موسسات مالی در دو گروه ساز رشد بازارهای مالی میموسسات مالی زمینه

توان های مالی میشوند. در گروه واسطهبندی میدستههای مالی و موسسات مالی تخصصی واسطه

، 4ی عمرهای بیمه، شرکت5انداز، موسسات وام و پس3های اعتباریهای تجاری، اتحادیهاز بانک

-های بیمهدهند، شرکتها قرار می، اعتبار در اختیار بنگاه1هایی که از طریق قرارداد اجارهشرکت

-می 1گذاری مسکنگذاری، موسسات سرمایه، موسسات سرمایه9های بازنشستگی، صندوق2اموال

گران و کارگزاران باشند شامل معاملهتوان نام برد. گروه دوم، که موسسات مالی تخصصی می

1- Beck et al. 2- Sinha & Macri 3- Credit Unions 4- Saving & Loan Associations 5- Life In`surance Companies 6- Leasing Companies 7- Property-Causalty Insurance Companies 8- Pension Fund 9- Real State Investment Trusts

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

51 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

، موسسات متفرقه ارائه دهنده9های رهنیگذاری، بانکهای سرمایهبورس اوراق بهادار، بانک

.(9119 7ز و فراسرخدمات خالص مالی می شود )ر

5بازار پول، بازار سرمایه و بازار پوشش ریسک موسسات مالی در سه زمینه3طبق نظر رایبژیبسکی

، 4فعالیت دارند. کشورها به تناسب دارا بودن هر کدام از این بازارها در سه موقعیت بانک محور

ه طور عمده گیرند. در موقعیت اول، سیستم مالی بمیقرار 2و بازار محور قوی 1بازار محور

اندازها در این ها کانال انتقال پسمدت به بنگاههای کوتاهباشد. واممحدود به شبکه بانکی می

باشد. باشد. در موقعیت دوم سیستم مالی مجهز به دو سیستم بازار پول و سرمایه میموقعیت می

باشد و ج از بنگاه میها به تامین مالی از منابع مالی خارویژگی این مرحله افزایش اتکای بنگاه

کنند. رغم وجود ریسک بیشتر بازار سرمایه به سمت این بازار تمایل پیدا میکنندگان علیاندازپس

در موقعیت سوم یا شرایط استقرار بازار محور قوی هر سه بازار پول، بازار سرمایه و بازار پوشش

اندازکنندگان تمایل بیشتری به سمت ها و هم پسباشند. در این موقعیت هم بنگاهریسک فعال می

ریسک دهند که به خاطر وجود ریسک بیشتر به بازارهای پوشش دهندهبازار سرمایه نشان می

.(7774، 9شود )هیچون بازارهای بیمه و بازارهای آتی نیاز پیدا می

مالي و رشد اقتصادي تورم، توسعه -2-2

مالی رشد اقتصادی را ارتقا گیرد که توسعهمیدر حالی که ادبیات نظری و تجربی اخیر نتیجه

( نشان دادند که توسعه9114گریگوریور و گیدونی )دهد، برخی از مطالعات تجربی مانند دیمی

و 9127 مالی به طور قابل توجهی رشد اقتصادی را برای کشورهای آمریکای التین در طول دهه

های تورم نسبتا ین دوره در این کشورها نرخکاهش داده است. الزم به ذکر است که در ا 9197

عملیاتی بانک جهانی بر بخش نامهباالیی وجود داشته است. بروز این پدیده منجر به صدور بخش

کرد که اصالحات مالی را دنبال نکنند مگر مالی شد که به کشورهای در حال توسعه توصیه می

شد فی کاهش یافته باشد. ظاهرا، این احتمال داده میی کاکه نرخ تورم در اقتصاد آنها به اندازهاین

تواند به طور منفی بر عملکرد بازارهای مالی اثر بگذارد و بدین ترتیب تغییر که تورم باال می

1-Mortage Banker 2- Rose & Fraser 3- Rybczybski 4- Risk Hedging Market 5- Bank Oriented 6- Market Oriented 7- Strongly Market Oriented 8- He

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 47

ی تجربی توسط بوید، وجود آورد. در واقع مطالعهی مالی و رشد اقتصادی را بهی بین توسعهرابطه

( ثابت کرده است که نرخ تورم به شکل منفی با عملکرد بازارهای مالی در 7779) 9لوین و اسمیت

ارتباط است. این احتمال در بسیاری از ادبیات نظری نادیده گرفته شده است.

کارهایی را شرح داده است که به موجب آن وادبیات نظری در حال گسترش در این حوزه ساز

م با توانایی بخش مالی در تخصیص کارای منابع تداخل دارد. بینی نرخ تورحتی افزایش قابل پیش

کند های اخیر بر اهمیت عدم تقارن اطالعات در بازارهای اعتباری تاکید میبه طور مشخص نظریه

دهد که چگونه افزایش نرخ تورم اثر مثبت بر اصطکاک بازار اعتبارات داشته و و نشان می

مدت بخش واقعی اقتصاد های بلندو به تبع آن بر فعالیت پیامدهایی منفی بر عملکرد بخش مالی

ها آن است که آنها های مشترک این نظریهاز ویژگی .(9111، 9119، 7دارد )هایبنس و اسمیت

باشد. با توجه به این زا میدهند که به شدت درونهای اطالعاتی مد نظر قرار مینوعی اصطکاک

ها را به طور کلی ه واقعی نه تنها پول، بلکه تمامی داراییویژگی افزایش در نرخ تورم نرخ بازد

کند. از آنجایی آورد. کاهش ضمنی در بازده واقعی، اصطکاک بازار اعتبارات را تشدید میپایین می

بندی اعتباری به همان اندازهشود، سهمیهبندی اعتباری میکه این اصطکاک بازار منجر به سهمیه

دهد، تخصیص منابع با های کمتری میگردد. در نتیجه بخش مالی وامافزایش تورم تشدید می

های مالی در نتیجه پیامدهای منفی مترتب برای کارایی کمتری همراه است و فعالیت واسطه

مدت یابد. کاهش در تشکیل سرمایه به طور منفی بر عملکرد بلندگذاری کاهش میسرمایه

، 3؛ چویی، اسمیت و بوید9111گذارد )هایبنس و اسمیت، می اقتصادی و فعالیت بازار سهام تاثیر

9111).

( این حقیقت را 9111) 1(، آزاریادیس و اسمیت9111) 4(، چویی و همکاران9191) 5مور

یابد، منجر به اندازها کاهش میکافی باال باشد چون بازده پساند که اگر تورم به اندازهبرجسته کرده

کنندگان شده، اصطکاک اطالعاتی شدیدتر شده و در اندازو تعداد پسانداز کاهش در مقدار پس

شود.نتیجه اعتبارات مالی در چنین اقتصادی کمیاب می

(، هایبنس و اسمیت 9119) 9(، بوید و اسمیت9112) 2عالوه بر این اسچرفت و اسمیت

های تورم باال نرخ های با( این ایده را مطرح کردند که اقتصاد9111( و هایبنس و اسمیت )9119)

1- Boyd, Levine and Smith 2- Huybens and Smith 3- Choi, Smith and Boyd 4- Moore 5- Choi et al. 6- Azariadis and Smith 7- Schraft and Smith

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

49 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

ی آنها باال خواهد بود( نرسیده و حتی نزدیک نیز )جایی که ذخایر سرمایه 7به یک حالت پایدار

ها اند این اقتصادهای تورم باال منتج شدههای باالتر که از نرخشوند. عالوه بر این به دلیل نرخنمی

کنند.به وضوح بازار مالی با کارایی کمتر را عرضه می

تر شده است زیرا جریان اطالعاتی مربوط به بازده گری مالی سختشرایط تورمی واسطه در

باشند. این موضوع منجر خواهد شد تر شده و کمتر در دسترس میگذاری نامشخصواقعی سرمایه

-های بلندمدت تمرکز کنند و وامدهندگان در هنگام ایجاد سبد دارایی بیشتر بر اهداف کوتاهکه وام

هایی که به احتمال زیاد برای ها به سمت وامای از واممحدود گردد. در نهایت بخش عمده مدت

شود. تورم همچنین های عملیاتی مورد استفاده قرار خواهند گرفت هدایت میهزینه گویی بهپاسخ

گذاری بر های پولی و نیز اثرگری مالی را از طریق فرسایش سودمندی داراییتواند واسطهمی

3کند سرکوب نماید )روسوا و ییلمازکودیصمیمات سیاستی که ساختار مالی را تحریف میت

7771).

دهد گذاری و رشد اقتصادی را تحت تاثیر قرار میبه طور کلی تورم کارایی بازار مالی، سرمایه

های باالی تورم با کارایی سیستم مالی تداخل داشته و از رشد بلندمدت ای که نرخبه گونه

کند. به طور کلی این امکان وجود دارد که چندین وضعیت پایدار در اقتصادی جلوگیری می

تواند به هر دو وضعیت های پایین تورم اقتصاد میای که در نرخاقتصاد وجود داشته باشد. به گونه

م، های باالی تورکه در نرخپایدار سطح باال و پایین در بخش واقعی اقتصاد نزدیک شود در حالی

های بحرانی از تورم وجود وضعیت پایدار با سطح فعالیت باال دست یافتنی نیست. بنابراین نرخ

ای فراتر رود به دلیل اصطکاک نسبتا شدید دارد به نحوی که اگر نرخ تورم از این سطح آستانه

تواند نزدیک شود.بازارهای مالی، بخش واقعی اقتصاد به حالت فعالیت سطح باال نمی

في مدل و متغيرها و روش برآورد مدلمعر -1

بریم:ی مالی و رشد اقتصادی از مدل خطی زیر بهره میتجربی بین توسعه برای بررسی رابطه

بیانگر سطح توسعه ، بیانگر رشد تولید ناخالص داخلی سرانه که در آن

نیز به ترتیب کشور و زمان tو iسایر متغیرهای موثر بر رشد اقتصادی، دهندهنشان مالی و

1- Boyd and Smith 2- Steady State 3- Rousseau and Yilmazkuday

(1)

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 47

باشند. که بر طبق مباحث مطرح شده در مبانی نظری و با توجه به شاخص مورد بررسی می

شود که بخش مالی اقتصاد بر رشد اقتصادی موثر باشد.ی مالی مورد استفاده پیش بینی میتوسعه

مالی بر رشد اقتصادی از مدل به کار رفته در تحقیق بک و طالعه برای بررسی تاثیر توسعهدر این م

های رشد اقتصادی که ( به دلیل کامل بودن از لحاظ کاربرد متغیرهای کلیدی در مدل7775) 9لوین

است: در زیر ارائه شده، استفاده شده

(7)

مخارج دولت، نرخ اسمی ارز، ی انسانی، سرمایه مالی، توسعه که در آن

بک و لوین این دهند. نتایج تحقیقرا نشان می نرخ تورم شاخص باز بودن اقتصاد و

اند.دار بر رشد اقتصادی بودهبخش مالی دارای اثر مثبت و معنی های استفاده شدهاست که شاخص

حال قابل ذکر است که غیر از متغیرهای فوق، متغیرهای دیگری نیز وجود دارند که در اقتصاد �

مدل اضافه شده است. ای داشته و در نتیجه آنها را در نظر گرفته و به ایران نقش قابل مالحظه

همچنین در مدل ارائه شده بک و لوین دو تغییر اساسی ایجاد شده:

ناپذیر بر رشد اقتصادی و کاربرد آن در به دلیل تاثیر انکارگذاری فیزیکی افزودن متغیر سرمایه -9 �

(، به مدل افزوده شده است. 7774) 7مطالعات بسیاری مانند بکارت و همکاران

است. زیرا این دو معیار، جایگزین رخ ارز به دلیل وجود متغیر تجارت خارجیحذف متغیر ن -7 �

خطی بین متغیرهای هم یکدیگر بوده و حضور همزمان این دو در مدل احتمال ایجاد پدیده

کند.توضیحی را زیاد می

ی به نامه جهت بررسی عوامل موثر بر رشد اقتصادبنابراین مدل نهایی استفاده شده در این پایان �

صورت زیر است:

�

(3)

رشد - مالی، شاخص ابزاری توسعه رشد اقتصادی، که در آن

گذاریسرمایه شاخص باز بودن اقتصاد، درآمد نفت، اقتصادی با یک وقفه،

1- Beck and Levine 2- Bekeart et all.

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

43 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

مخارج نهایی بخش مخارج مصرفی دولت، ی انسانی، شاخص سرمایه کل،

دهند. حال با توجه به دالیل عنوان متغیر مجازی شوک قیمت نفت را نشان می خصوصی و

مالی بر رشد اقتصادی، به بررسی این موضوع توسعه شده در مبانی نظری پیرامون اهمیت نقش

شود. همچنین این فرض را داریم که در صورت توسعه یافته بودن بازارهای مالی در پرداخته می

آن رشد اقتصادی باالتر خواهد بود. هر کشوری، نتیجه

معرفي متغيرهاي استفاده شده در مدل -3-1

باشد:مدل به این شرح می تعریف متغیرهای مورد استفاده در این

باشد. این متغیر با (: نرخ رشد به معنی تغییرات یک متغیر طی زمان می رشد اقتصادی ) -9

های تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت برای ایران محاسبه شده است.استفاده از داده

این شاخص برابر اسکناس و مسکوک در دست مردم به :( مالی ) شاخص ابزاری توسعه -7

توان کاهش نسبت این متغیر را به لذا میحجم پول بوده و به صورت درصد معرفی شده است.

حال هر چقدر که ابزارهای جایگزین پول از جمله مالی در نظر گرفت. عنوان شاخصی از توسعه

گاه این نسبت کاهش یافته و موجب ند، آنچک نقش بیشتری را در مبادالت اقتصادی داشته باش

تواند موجبات رشد اقتصادی باالتر را فراهم کند.تر شدن بازارهای مالی شده و میتوسعه یافته

(: این متغیر در واقع اطالعات رشد اقتصادی بوده که رشد اقتصادی با یک وقفه ) -3

م که این متغیر با رشد اقتصادی دارای رابطهبینی را داریشود. این پیشبا یک وقفه وارد مدل می

مثبت باشد.

باشد. با توجه ضرب قیمت نفت در مقدار فروش آن میاین متغیر برابر حاصل (: درآمد نفت ) -5

توان سه ویژگی را برای آن در نظر گرفت دارایی پذیر است میکه نفت یک دارایی پایانبه این

بینی را داریم که در اقتصادهای نفت محور همچون ایران، این پیش پذیری و نااطمینانی.بودن، پایان

بهینه موجب رشد اقتصادی باالتر شود. درآمد نفت در صورت استفاده

میزان باز بودن اقتصاد است و برابر این متغیر که نشان دهنده :( شاخص باز بودن اقتصاد ) -4

خلی بوده و به صورت درصد وارد مدل نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص دا

مثبت داشته شده است. با توجه به تعریف شاخص این فرض را داریم که با رشد اقتصادی رابطه

باشد.

ثابت ناخالص به تولید ناخالص (: این متغیر برابر نسبت تشکیل سرمایه گذاری )سرمایه -1

گذاری توان اقتصاد را زان سرمایهداخلی بوده و به صورت درصد معرفی شده است. افزایش می

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 45

برای ایجاد اشتغال و تولید محصول باالتر را ایجاد کرده و موجبات رشد اقتصادی باالتر را فراهم

کند.می

آموزان و دانشجویان به (: این متغیر برابر با نسبت مجموع تعداد دانش انسانی ) شاخص سرمایه -2

بینی را داریم که با افزایش میزان باشد. این پیشکل جمعیت کشور بوده و به صورت درصد می

یابد.این شاخص رشد اقتصادی افزایش می

گذاری و مصرفی (: مخارج دولت در حالت کلی به دو گروه سرمایه مخارج مصرفی دولت ) -9

باشد. این شود. این متغیر برابر نسبت مخارج مصرفی دولت به تولید ناخالص داخلی میتقسیم می

یابد.نی را داریم که با افزایش میزان این متغیر رشد اقتصادی افزایش میبیپیش

خانوارها (: برابر با ارزش پولی کاالها و خدمات نهایی استفاده شده مخارج نهایی خصوصی ) -1

ی کنند طی دورهگذاری استفاده نمیهای خصوصی که از این کاالها و خدمات برای سرمایهو بنگاه

باشد. حال نسبت مخارج نهایی خصوصی به تولید ناخالص داخلی به صورت می سالهزمانی یک

درصد وارد مدل شده است. با توجه به اینکه افزایش مصرف به معنی افزایش تقاضا برای کاالها و

باشد بنابراین این افزایش تقاضا موجب تحریک بخش عرضه اقتصاد شده تا تولید را خدمات می

ال آن رشد اقتصادی به وجود آید.بیشتر کرده و به دنب

(: جهت وارد کردن متغیرهای کیفی به مدل از متغیرهای متغیر مجازی شوک قیمت نفت ) -97

کنیم. متغیر مجازی شوک قیمت نفت از جمله مجازی که به صورت صفر و یک هستند استفاده می

شوک قیمت نفت در ایران که همزمان با وقوع 43و 47های باشد که برای سالاین متغیرها می

ها مقدار صفر را اختیار کرده است.بوده است مقدار یک و برای سایر سال

ها را تورم گویند. این متغیر با استفاده گیر سطح عمومی قیمت(: افزایش مستمر و همه تورم ) -99

باشد.( محاسبه شده و به صورت درصد می کننده )از شاخص قیمت مصرف

که با توجه به توضیحات سنجی است، در حالیشده در باال یک مدل خطی اقتصادمدل ارائه

خطی باشد. بر این تواند غیرهای توسعه مالی با رشد اقتصادی میبین شاخصارائه شده، رابطه

ای برای متغیر مورد نظر که و همچنین تعیین آستانهخطی بین متغیرها غیراساس برای بررسی رابطه

ارائه 9اییکی از متغیرهای مستقل یا متغیری خارج از مدل باشد از روش رگرسیون آستانهتواند می

ای با دو رژیم به فرم زیررگرسیون آستانه مدل ی آن یککه نتیجه( 9111) 7شده توسط هانسن

:باشدمی

1- Threshold Regression 2- Hansen

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

44 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

(5)

(4)

، qtمتفاوت باشند و qدهد که پارامترهای رگرسیون برآوردی بسته به مقدار این مدل اجازه می

شود که در تقسیم کل مشاهدات به دو گروه استفاده میای )در اینجا تورم( است که متغیر آستانه

تواند یکی از عناصر متغیرهای مستقل و یا عنصری خارج از هر گروه یک رژیم نامیده شده و می

، ارزش γ، جزء اخالل و eit، بردار متغیرهای مستقل، xt، متغیر وابسته، ytمدل تئوریکی باشد.

.(7777برآورد شده است )هانسن آستانه

مالی )با توجه به شاخص انتخابی( دارای اثر مثبت بر رشد اقتصادی شود که توسعهبینی میپیش

β1 باشد، بنابراین دارای عالمت مثبت خواهد بود. '

ای باشد از ای کوچکتر از ارزش آستانهکه متغیر آستانهدهد، در صورتیمدل باال نشان می

ای بدست آمده بیشتر باشد از مدل ای از ارزش آستانهستانهکه متغیر آ( و زمانی5رگرسیون )

. گردد( استفاده می4رگرسیونی )

به این صورت که اگر { } توان با تعریف یک متغیر مجازی حال می

را به صورت یک 4و 5کند، معادالت مقدار صفر را اختیار می باشد، مقدار یک و اگر

( که در زیر آورده شده است، نوشت.1)معادله به فرم

( ) ( )

{ ( )

( ) (

) (1)

[ ] و جمله پسماند که در آن است.

و بردارهای و برای متغیرهای باال به فرم ماتریسی، بردارهای برای بیان معادله

به صورت ماتریسی در زیر 1ی تعریف کرده و معادله ( ) و برای متغیرهای

ارائه شده است:

(2)

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 41

-زن آن نیز حداقل مربعات معمولی می( و تخمین پارامترهای رگرسیون عبارتند از )

توان تابع مجموع جمالت خطا را به صورت زیر ارائه کرده که پارامترهای باشد. همچنین می

کنند. به ( را حداقل می97) تخمین زده شده توسط روش حداقل مربعات معمولی مجموعا معادله

( و حد پایین ای بین دو حد باال )شود که مقدار آستانهسازی فرض میمنظور انجام این حداقل

( محدود شده است. )

[ ] (9)

آید که این بررسی ای به دست میمجموع مجذورات خطا به صورت تابعی از سطوح متغیر آستانه

هاست.شامل تمام سطوح تورمی از حداقل تا حداکثر داده

( ) ( ) ( ) (1)

ای بر اساس ارزش آستانه با استفاده از الگوریتم ارائه شده توسط هانسن مقدار بهینه در این مرحله

شود: حداقل کردن مجموع مربعات جمالت خطا، به صورت زیر تعیین می

( ) (97)

شود:( به صورت زیر تعیین می واریانس جمالت اخالل پس از تعیین ارزش آستانه )و

( ) (99)

بردارهای ضرایب پس از محاسبه و ( ) بنابراین باید برآورد شوند. ( )

ای با یافتن حداقل مجموع مجذور خطاهای این معادله در یک برآورد چند مقدار متغیر آستانه

آید.ای بدست میمرحله

ای از لحاظ آماری ( به بررسی معناداری وجود متغیر آستانه9111هانسن ) حال بر اساس مطالعه

صفر مبنی بر خطی الگرانژ هانسن به بررسی فرضیهپردازیم. برای این منظور با استفاده از آمارهمی

پردازیم.بودن مدل می

ارائه شده توسط هانسن به صورت زیر است: آماره

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

42 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

( )

(97)

ای( ، مجموع مربعات جمالت اخالل مربوط به مدل خطی )بدون وجود متغیر آستانه که در آن

است.

ای است.، واریانس جمالت اخالل پس از تعیین ارزش آستانه

ای( خطی )با وجود متغیر آستانه، مجموع مربعات جمالت اخالل مربوط به مدل غیر( )

است.

محاسباتی بیش از مقدار بحرانی باشد، بیانگر این است که فرضیه F که آمارهحال در صورتی

شود.ای از لحاظ آماری تایید میصفر مبنی بر خطی بودن مدل رد شده و وجود اثر متغیر آستانه

ی همگرایی قبل از بررسی و تحلیل این رابطه، ابتدا بایستی تست ایستایی برای تعیین درجه

جام شود. در این تحقیق بررسی ایستایی با استفاده از آماره دیکی فولر های مورد مطالعه انسری

ایستایی صورت گرفته است. پس از تعیین درجه Eviwes 8تعمیم یافته و با استفاده از نرم افزار

باشند، روش حداقل مربعات میو با درک به این مسئله که متغیرهای مورد بررسی در سطح ایستا

گیرد.های نهایی مورد استفاده قرار میمورد نظر و تخمین مدل عیین ارزش آستانهتعمیم یافته در ت

نتایج برآورد و تحليل آن -4

ناپایا بودن متغیرها، بسیاری از نتایج استاندارد مدل های اقتصاد سنجی را بی اعتبار می کند.

نشان دادند که چنانچه متغیرها پایا نباشند استفاده از رگرسیون 9125در سال 9گرنجر و نیوبولد

منتهی شود. به همین دلیل ابتدا متغیرها 7حداقل مربعات معمولی ممکن است به رگرسیون کاذب

گیرند.به لحاظ پایایی مورد آزمون قرار می

ای سری زمانی در طول زمان ثابت به طور خالصه پایایی یعنی اینکه میانگین و واریانس متغیره

در وقفه های مختلف سری در طول زمان یکسان بوده و ثابت باقی بماند 3مانده و خودکوواریانس

.(9399)ابریشمی

1- Granger and Newbold 2- Spurious Regression 3- Autocovariance

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 49

-از این روش استفاده می 9فولر تعمیم یافته-در این مطالعه به دلیل اهمیت و اعتبار روش دیکی

آمده است. 7و 9انجام شده که نتایج آن در جداول % 4داری شود، این آزمون در سطح معنی

یافته تعميم فولر-دیکي آزمون اساس بر واحد ریشه آزمون (:3)ي شماره جدول

متغيرها سطح براي

مقدار متغیر

بحرانی

9%

مقدار

بحرانی

4%

مقدار

بحرانی

97%

آماره

ADF

نتیجه احتمال

لگاریتم تولید ناخالص

داخلی

ناپایا 14/7 -797/7 -17/7 -13/7 -19/3

لگاریتم تولید ناخالص

داخلی با یک وقفه

ناپایا 11/7 -11/7 -17/7 -13/7 -19/3

ناپایا 94/7 -39/7 -17/7 -13/7 -19/3 لگاریتم درآمد نفت

لگاریتم شاخص

ی انسانیسرمایه

پایا 752/7 -12/9 -17/7 -13/7 -19/3

لگاریتم شاخص باز

بودن اقتصاد

پایا 75/7 -79/3 -17/7 -13/7 -19/3

لگاریتم شاخص ابزاری

ی مالیتوسعه

ناپایا 15/7 -71/7 -17/7 -13/7 -19/3

لگاریتم مخارج مصرفی

دولت

ناپایا 17/7 -37/9 -17/7 -13/7 -19/3

گذاری لگاریتم سرمایه

کل

ناپایا 39/7 -29/9 -17/7 -13/7 -19/3

لگاریتم مصرف نهایی

بخش خصوصی

ناپایا 42/7 -31/9 -17/7 -13/7 -19/3

پایا 771/7 -97/3 -17/7 -13/7 -19/3 تورم

های محققیافته: نبعم

1- Augmented Dickey-Fuller

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

41 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

تفاضل براي یافته تعميم فولر-دیکي آزمون اساس بر واحد ریشه آزمون (:2)ي شماره جدول

متغيرها ي اولمرتبه

مقدار متغیر

بحرانی

9%

مقدار

بحرانی

4%

مقدار

بحرانی

97%

آماره

ADF

نتیجه احتمال

پایا 771/7 -21/3 -17/7 -13/7 -19/3 لگاریتم تولید ناخالص داخلی

لگاریتم تولید ناخالص داخلی

با یک وقفه

پایا 79/7 -47/3 -17/7 -13/7 -19/3

پایا 775/7 -17/3 -17/7 -13/7 -19/3 لگاریتم درآمد نفت

لگاریتم شاخص ابزاری

ی مالیتوسعه

پایا 7 -11/1 -17/7 -13/7 -19/3

پایا 7 -13/1 -17/7 -13/7 -19/3 لگاریتم مخارج مصرفی دولت

پایا 7 -91/1 -17/7 -13/7 -19/3 گذاری کللگاریتم سرمایه

لگاریتم مصرف نهایی بخش

خصوصی

پایا 7 -57/1 -17/7 -13/7 -19/3

های محققمنبع: یافته

انسانی، تورم و شاخص باز مشاهده می شود؛ متغیرهای توسعه 9طور که در جدول شماره همان

7فولر تعمیم یافته در سطح پایا می باشند و بنابر جدول -بودن اقتصاد بر اساس آزمون دیکی

ی اول متغیرهای تولید ناخالص داخلی، تولید ناخالص داخلی با یک وقفه، درآمد تفاضل مرتبه

گذاری کل، مصرف نهایی خارج مصرفی دولت، سرمایهمالی، م نفت، شاخص ابزاری توسعه

باشند.خصوصی پایا می

پردازیم:ای مینتایج و تحلیل مدل آستانه نتایج مانایی متغیرها به ارائه پس از ارائه

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 17

اينتایج برآورد مدل آستانه (:1)ي جدول شماره

GDP=C(1) + C(2)*ABZARI + C(3)*GDP1 + C(4)*NX + C(5)*INV +

C(6)*OIL + C(7)*HC + C(8)*GOV + C(9)*CP + C(11)* D53+

(INF> 5/5 )*(C(11)*ABZARI)

Prob t-Static Std. Error Coefficient Variable

7861/1�273887/1-�131921/1�118742/1-�C(1)

1111/1�518953/4�387581/4 78341/19�C(2)

1111/1�647821/3�178413/1�286111/1�C(3)

5667/1�579121/1�121242/1�111723/1�C(4)

1167/1�915628/2�137145/1�117931/1�C(5)

1111/1�711316/4�124635/1�115817/1�C(6)

1136/1�147293/3-�156354/1�492191/1-�C(7)

3631/1 923112/1-�151116/1�146155/1-�C(8)

1843/1�783613/1-�191287/1�161136/1-�C(9)

1138/1�128193/3�113293/1�141582/1�C(11)

1111/1 531541/4-�386711/4�87413/19-�C(11)

892253/1��=R- squared

49/2��=Durbin-Watson stat

های محققمنبع: یافته

نتایج آزمون تشخيصي مدل (:4)ي جدول شماره

آماره احتمال آزمون

F(9,37): 59/7 آزمون رمزی 47/7

F(7,71): 55/7 97/7 LM آزمون خودهمبستگی

F(97,39): 17/7 57/7 آزمون واریانس ناهمسانی

Breusch-Pagan-Godfrey�

های محققمنبع: یافته

درصد بوده و 47/4ای، نرخ تورم بهینه برای اقتصاد ایران بر طبق نتایج برآورد رگرسیون آستانه

اثر شود و نحوهرسد، تابع رشد دچار شکست میمی درصد 47/4که تورم به دهد زمانینشان می

ای کند. یعنی اگر تورم بیش از سطح آستانهمالی بر رشد اقتصادی تغییر می شاخص ابزاری توسعه

داری بر رشد اقتصادی است به مالی دارای اثر منفی و معنی گاه شاخص ابزاری توسعهباشد آن

مالی )که مقدار کمتر آن نشان خص ابزاری توسعهای که با کاهش یک درصدی رشد شاگونه

71723/7گاه رشد اقتصادی به میزان آن .تر بودن بخش مالی اقتصاد است(توسعه یافتهدهنده

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

19 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

اصلی به نتایج ارائه شده در گذاری این نرخ تورم در معادلهیابد. حال با جایدرصد افزایش می

پردازیم.ای میئب مدل دارای میزان دقیق متغیر آستانهرسیم. اکنون به تفسیر ضراجدول باال می

با توجه به جدول باال عرض از مبدا مدل مورد بررسی دارای عالمت منفی بوده و از لحاظ

باشد.دار نمیآماری نیز معنی

همچنین در صورت یک درصد افزایش در نرخ رشد اقتصادی با یک وقفه، رشد اقتصادی به

دار بوده و با مطالب یابد که این نتیجه از نظر آماری معنیدرصد افزایش می 791779/7میزان

خوانی دارد.تئوریک هم

همچنین در صورت یک درصد افزایش در شاخص باز بودن اقتصاد، رشد اقتصادی به میزان

تئوریک دار نبوده و با مطالب یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد افزایش می 799273/7

کند و باز بودن خوانی دارد. زیرا تجارت امکان دسترسی به بازارهای بزرگتر را فراهم مینیز هم

-مندی از برخی منافع بالقوه بازده فزاینده نسبت به مقیاس میاقتصاد به بزرگ شدن بازار و بهره

ت که باز بودن ( معتقد اس9113) 3( فیشر9111 7؛ آلسنا و همکاران9111 9انجامد .)آدس و گلسر

مند کالن زا و اعمال مدیریت قاعدههای کمتر اختاللای برای اتخاذ سیاستتواند انگیزهاقتصاد می

های داخلی در بازارهای اقتصادی برای حفظ ثبات کالن اقتصادی و افزایش قدرت رقابت بنگاه

نین کشورهای در جهانی باشد و افزایش قدرت رقابتی تاثیر مثبت بر رشد اقتصادی دارد. همچ

ای به رشد اقتصادی باالتری دست ای و سرمایهتوانند با واردات کاالهای واسطهحال توسعه می

یابند.

درصد 972137/7گذاری کل، رشد اقتصادی به میزان همچنین یک درصد افزایش در سرمایه

خوانی دارد. ئوریک همدار بوده و با مطالب تیابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیافزایش می

باشد. حال گذاری برابر با مخارج نهایی انجام شده جهت حفظ یا افزایش ظرفیت تولید میسرمایه

افزایش میزان موجودی سرمایه عالوه بر جبران استهالک، موجب افزایش توان تولیدی اقتصاد شده

کند.رشد اقتصادی باالتر را فراهم می و با افزایش تولید زمینه

994992/7مچنین در صورت یک درصد افزایش در درآمد نفت، رشد اقتصادی به میزان ه

دار بوده و با نظر اقتصاددانانی چون یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیمیدرصد افزایش

( و 9195) 3(، آیرس9193) 7(، همیلتون9199) 9(، هریسون9129) 4(، برنت9121) 5دنیسون

1- Ades and Glaeser 2- Alesina et all 3- Fischer 4- Denison 5- Berndt

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 17

خیز نظیر ایران سهم قابل خوانی دارد. صادرات نفت در کشورهای نفت( هم9117) 5استرن

ای از نیازهای ارزی ای در وضعیت اقتصاد کشور دارد. این درآمدها از سویی سهم عمدهمالحظه

اصلی درآمد دولت است. اصوال در چنین نماید و از سوی دیگر تامین کنندهکشور را تامین می

عه نیاز شدید به چنین درآمدهایی دارد.ریزی توسکشورهایی برنامه

517719/7انسانی، رشد اقتصادی به میزان در صورت یک درصد افزایش در شاخص سرمایه

خوانی دار بوده ولی با مطالب تئوریک همیابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد کاهش می

افراد تحصیل کرده به نسبت کل جمعیت بینی را داشتیم که با افزایش تعداد ندارد. زیرا این پیش

کشور، نرخ رشد اقتصادی افزایش یابد.

مصرفی دولت، رشد اقتصادی به میزان همچنین در صورت یک درصد افزایش در هزینه

دار نبوده و با مطالب تئوریک یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیمیدرصد کاهش 751944/7

های دولت طبق نظریات موجود این فرض را داریم که افزایش هزینه خوانی ندارد. زیرا برنیز هم

های اقتصادی زمینه برای رشد اقتصادی جهت تامین کاالهای عمومی و به طور کل زیرساخت

باالتر فراهم شود ولی در ایران این پدیده مشاهده نشده است.

، رشد اقتصادی مصرف نهایی بخش خصوصی همچنین در صورت یک درصد افزایش در هزینه

دار بوده ولی با یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد کاهش می 919731/7به میزان

خوانی ندارد. زیرا بر طبق نظریات موجود این فرض را داریم که افزایش تقاضا مطالب تئوریک هم

ن افزایش تولید دنبال آاقتصاد شده و به برای کاالها و خدمات نهایی موجب تحریک بخش عرضه

و رشد اقتصادی را شاهد خواهیم بود.

از متغیر مجازی 9347با نگاهی به روند رشد اقتصادی در ایران و وقوع شوک نفتی سال

از لحاظ آماری 759497/7استفاده شده است. متغیر مجازی شوک قیمت نفت در مدل با احتمال

باشد.اقتصادی می معنادار بوده و بیانگر تاثیر مثبت این شوک بر رشد

درصد بوده که به معنی این است که متغیرهای توضیحی 91همچنین ضریب تعیین مدل نیز

درصد تغییرات متغیر وابسته که رشد اقتصادی 91استفاده شده در مدل این توانایی را داشته که

باشد را توضیح دهند.می

های تشخیصی ارائه شده است. یکی از فروض معادالت نیز نتایج آزمون (5) در جدول شماره

رگرسیون کالسیک این است که فرم تابعی به درستی انتخاب شده است. در واقع فرض ما این

1- Harrison 2- Hamilton 3- Ayres 4- Stern

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

13 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

-خواهیم آن را برآورد نماییم. یکی از آزمونمیخطی است که است که مدل درست همان معادله

زده شده، آزمون رمزی است. این آزمون، های پرکاربرد برای بررسی صحت فرم تبعی مدل تخمین

نماید. در این رگرسیون فرعی عالوه های آزمون برآورد میآماره یک رگرسیون فرعی برای محاسبه

شوند که این متغیرها در واقع همان بر متغیرهای اصلی، متغیرهای توضیحی جدیدی وارد می

باشند. فرض های دوم و سوم و ... میبا توان برآورد شده در رگرسیون اصلی اما های وابستهمتغیره

صفر در آزمون رمزی بیانگر درست بودن فرم تبعی تابع برآورد شده و یا عدم حضور متغیر حذف

توان نتیجه گرفت که و احتمال آزمون رمزی می باشد. با توجه به مقدار آمارهشده در مدل می

درست بودن فرم تبعی تابع تخمین زده شده را توان فرض صفر مبنی بر براساس این آزمون نمی

ای در گونه متغیر حذف شدهتخمین زده شده درست بوده و هیچ رد نمود. بنابراین فرم تبعی معادله

آن وجود نخواهد داشت.

ترین مشکالتی است که در ترین و مهموجود خودهمبستگی در پسماندهای مدل یکی از شایع

شود. در صورت وجود خودهمبستگی، تخمین پارامترها ی مبرخورد های رگرسیونی با آن تحلیل

های بزرگ نیز باشند. این ناکارایی حتی در نمونهها ناکارا میبدون تورش خواهند بود ولی تخمین

که خودهمبستگی شود. در حالتیهای نادرست میروند که این امر منجر به استنتاجاز بین نمی

شوند. بدین معنی که در حراف از معیارها کمتر از حد واقعی برآورد میمثبت وجود داشته باشد، ان

کند و در نتیجه تمام این حالت، روش حداقل مربعات معمولی انحراف از معیار را کم برآورد می

شویم. عالوه بر این اگر شوند و لذا مرتکب خطای نوع اول میضرایب برآورد شده، معنادار می

داشته باشد و آن را نادیده بگیریم به احتمال زیاد منجر به افزایش خودهمبستگی مثبت وجود

کند. خطا را کم برآورد می شود زیرا خودهمبستگی، مقدار واریانس جملهمقدار ضریب تعیین می

تواند اساس خط رگرسیونی برآورد شده را زیر سوال ببرد. بنابراین بروز این مشکل در مدل می

شود. فرض صفر این آزمون عدم وجود پاگان استفاده می -آزمون براش برای کشف این مشکل از

-باشد که با توجه به مقدار آماره و احتمال آن نمیخودهمبستگی سریالی بین جمالت اخالل می

توان فرض صفر را رد کرد، بنابراین در مدل مربوطه مشکل وجود خودهمبستگی بین جمالت

اخالل وجود نخواهد داشت.

های حداقل مربعات معمولی صورت تخمین زنندهیانس جمالت خطا ثابت نباشد در ایناگر وار

ی خطا دارای اند، اما دارای حداقل واریانس نخواهند بود. اگر جملههمچنان بدون تورش

انحراف از معیار ضرایب، معتبر نخواهد هایی معمول برای محاسبهناهمسانی واریانس باشد، فرمول

صورت برآورد ما از اگر واریانس ثابت نباشد ولی آن را ثابت در نظر بگیریم در این بود. بنابراین

طور کلی نادیده گرفتن ناهمسانی واریانس انحراف از معیار دارای خطای باال خواهد بود. به

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 15

که واریانس شیب بستگی به رابطهشود که واریانس عرض از مبدا بیشتر شود در حالیموجب می

س و متغیرهای توضیحی دارد. اگر مجذور جمالت خطا با متغیرهای توضیحی رابطهبین واریان

صورت صورت انحراف از معیار شیب بزرگتر خواهد شد و در غیر اینمثبت داشته باشد در این

گادفری استفاده شده –پاگان –شود. برای کشف ناهمسانی واریانس از آزمون براش کمتر می

صفر عدم وجود واریانس ناهمسانی است که با توجه به مقدار آماره و است که در آن فرضیه

-ها پذیرفته خواهد شد. بنابراین نتیجه میاحتمال ارائه شده فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس

گیریم که در مدل برآورد شده مشکل ناهمسانی واریانس وجود ندارد.

پردازیم. برای هر پارامتر یک نمودار ارائه میدر این قسمت به آزمون پایداری ضرایب برآورد شده

دو برابر خطای معیار پیرامون آنها است. محدوده دهندهشده است که نشان

ی اطمینان با توجه به نمودارهای باال و از آنجا که خط مربوط به هر پارامتر به خوبی در فاصله

تک پارامترها بر ثبات پارامتر را برای تک صفر مبنی توان نتیجه گرفت که فرضیهمیقرار دارد،

توان رد کرد.نمی

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(1) Estimates ± 2 S.E.

-5

0

5

10

15

20

25

30

35

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(2) Estimates ± 2 S.E.

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

.5

.6

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(3) Estimates ± 2 S.E.

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

.20

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(4) Estimates ± 2 S.E.

.0

.1

.2

.3

.4

.5

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(5) Estimates ± 2 S.E.

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(6) Estimates ± 2 S.E.

-35

-30

-25

-20

-15

-10

-5

0

5

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(7) Estimates ± 2 S.E.

.04

.08

.12

.16

.20

.24

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(8) Estimates ± 2 S.E.

-1.6

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(9) Estimates ± 2 S.E.

-.4

-.2

.0

.2

.4

.6

64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90

Recursive C(10) Estimates ± 2 S.E.

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

14 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

پردازیم:نتایج و تحلیل مدل خطی می حال به ارائه

اينتایج برآورد مدل غيرآستانه (:5)ي جدول شمارهGDP=C(1) + C(2)*ABZARI + C(3)*GDP1 + C(4)*NX + C(5)*INV +

C(6)*OIL + C(7)*HC + C(8)*GOV + C(9)*CP + C(11)* D53

Prob t- Static Std. Error Coefficient Variable

4499/1�765124/1- 141137/1�31631/1-�C(1)

1771/1�826299/1-�151399/1�193871/1-�C(2)

1177/1�846591/2�199485/1�283193/1 C(3)

3116/1�149897/1�125345/1�126611/1�C(4)

1381/1 164687/2�147115/1�111967/1�C(5)

1115/1�884298/3�131223/1�121278/1�C(6)

1355/1�196176/2-�197739/1�434251/1-�C(7)

7821/1 278968/1-�162946/1�117561/1-�C(8)

1853/1�353767/1-�114556/1 155182/1-�C(9)

1616/1 937168/1�116666/1�132281/1�C(11)

772162/1�= R- squared

54/1�= Durbin – Watson stat

های محققمنبع: یافته

نتایج آزمون تشخيصي مدل (:6)ي جدول شماره

آماره احتمال آزمون

F( 9و39 )= 99/7 77/7 آزمون رمزی

F( 7و37 )= 47/7 15/7 LM آزمون خودهمبستگی

F( 1و37 )= 11/7 77/7 آزمون واریانس ناهمسانی

Breusch-Pagan-Godfrey�

های محققمنبع: یافته

با توجه به جدول باال عرض از مبدا مدل مورد بررسی دارای عالمت منفی بوده ولی از لحاظ

باشد.معنی میآماری بی

مالی، رشد اقتصادی را قابل ذکر است که افزایش یک درصدی شاخص ابزاری توسعه

دار بوده و از لحاظ مبانی معنی دهد که این نتیجه از لحاظ آماریدرصد کاهش می 713927/7

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 11

آن کاهش سطح مالی، نتیجه تئوریک نیز قابل تایید است زیرا با افزایش شاخص ابزاری توسعه

یابد.مالی است که به دنبال آن رشد اقتصادی نیز کاهش میتوسعه

همچنین در صورت افزایش یک درصدی رشد اقتصادی با یک وقفه، رشد اقتصادی به میزان

خوانی دار بوده و با مطالب تئوریک همیابد که این نتیجه از نظر آماری معنیافزایش می 793913/7

دارد.

همچنین در صورت یک درصد افزایش در شاخص باز بودن اقتصاد، رشد اقتصادی به میزان

دار نبوده ولی با مطالب یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد کاهش می 771197/7

خوانی دارد.یک همتئور

گذاری کل، رشد اقتصادی به میزان همچنین در صورت یک درصد افزایش در سرمایه

دار بوده و با مطالب تئوریک یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد افزایش می 979112/7

خوانی دارد.نیز هم

979729/7یزان همچنین در صورت یک درصد افزایش در درآمد نفت، رشد اقتصادی به م

-دار بوده ولی با مطالب تئوریک همیابد که این نتیجه نیز از لحاظ آماری معنیدرصد کاهش می

خوانی ندارد.

535747/7ی انسانی، رشد اقتصادی به میزان در صورت یک درصد افزایش در شاخص سرمایه

خوانی مطالب تئوریک هم دار بوده ولی بایابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد کاهش می

بینی را داشتیم که با افزایش تعداد افراد تحصیل کرده به نسبت کل جمعیت ندارد. زیرا این پیش

کشور، نرخ رشد اقتصادی افزایش یابد.

مصرفی دولت، رشد اقتصادی به میزان همچنین در صورت یک درصد افزایش در هزینه

دار نبوده ولی با مطالب جه از لحاظ آماری معنییابد که این نتیمیدرصد کاهش 792417/7

خوانی ندارد.تئوریک هم

مصرف نهایی بخش خصوصی، رشد اقتصادی همچنین در صورت یک درصد افزایش در هزینه

دار نبوده و با مطالب یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدرصد کاهش می 944797/7به میزان

خوانی ندارد.تئوریک هم

از متغیر مجازی 9347با نگاهی به روند رشد اقتصادی در ایران و وقوع شوک نفتی سال

از لحاظ آماری 737795/7استفاده شده است. متغیر مجازی شوک قیمت نفت در مدل با احتمال

باشد.معنادار بوده و بیانگر تاثیر مثبت این شوک بر رشد اقتصادی می

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

12 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

صد بوده که به معنی این است که متغیرهای توضیحی در 22همچنین ضریب تعیین مدل نیز

درصد تغییرات متغیر وابسته که رشد اقتصادی 22استفاده شده در مدل این توانایی را داشته که

باشد را توضیح دهند.می

های تشخیصی ارائه شده است. با توجه به توضیحات نیز نتایج آزمون (1) در جدول شماره

های تشخیصی واضح است که مدل خطی برآوردی مشکل واریانس ارائه شده برای آزمون

ناهمسانی و خودهمبستگی بین جمالت اخالل را ندارد. همچنین با توجه به نتایج آزمون رمزی

درستی انتخاب شده است.فرم تبعی مدل به

ار ارائه پردازیم. برای هر پارامتر یک نموددر این مرحله به آزمون پایداری ضرایب برآورد شده می

دو برابر خطای معیار پیرامون آنها است. محدوده دهندهشده است که نشان

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(1) Estimates± 2 S.E.

-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(2) Estimates± 2 S.E.

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(3) Estimates± 2 S.E.

-.2

.0

.2

.4

.6

.8

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(4) Estimates± 2 S.E.

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(5) Estimates± 2 S.E.

-.20

-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(6) Estimates± 2 S.E.

-4

-3

-2

-1

0

1

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(7) Estimates± 2 S.E.

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(8) Estimates± 2 S.E.

.0

.2

.4

.6

.8

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(9) Estimates± 2 S.E.

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

1360 1365 1370 1375 1380 1385 1390

Recursive C(10) Estimates± 2 S.E.

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 19

ی اطمینان با توجه به نمودارهای باال و از آنجا که خط مربوط به هر پارامتر به خوبی در فاصله

تک پارامترها بات پارامتر را برای تکی صفر مبنی بر ثتوان نتیجه گرفت که فرضیهمیقرار دارد،

توان رد کرد.نمی

ايداري وجود متغير آستانهآزمون معني -3-4

محاسبه ارائه شده توسط هانسن که در ابتدای این فصل نحوه Fی در این مرحله به کمک آماره

ی پردازیم. بنابراین فرضیهای تورم میداری وجود متغیر آستانهآن توضیح داده شد به بررسی معنی

ای بی معنی است. در مقابل صفر این است که مدل ما به صورت خطی است و وجود متغیر آستانه

باشد.ای تورم میآستانهیک مبنی بر غیرخطی بودن مدل ما و تایید وجود اثر نیز فرضیه

این آماره در جدول زیر ارائه شده است. نتیجه

تورماي داري وجود متغير آستانهي آزمون معنيجهنتي -7ي جدول شماره

Critical Values

4 % 4/7 % 9 % Sample Size

34/2 24/9 41/97 57

F STAT : 99/72

های محققمنبع: یافته

بوده که از مقدار بحرانی آن در 99/72محاسباتی برابر با Fی با توجه به نتایج جدول فوق آماره

صفر و تایید باشد بزرگتر بوده که به معنی رد شدن فرضیهمی 41/97درصد که برابر با 9سطح

باشد.ای تورم در مدل ارائه شده میدار بودن وجود متغیر آستانهی یک مبنی بر معنیفرضیه

نتایج کلي -2-4

بازارهای مالی بر رشد اقتصادی در بررسی نقش تورم در اثربخشی توسعه در این مطالعه به

های ساالنه اقتصاد ایران و گیری از دادهپرداخته شده است. با بهره 9347-9319 ایران طی دوره

درصد 47/4ای این نتیجه حاصل گردید که چنانچه نرخ تورم در سطح تکنیک رگرسیون آستانه

توانند نقش مثبت و موثر خود را بر رشد اقتصادی نشان دهند به مالی میقرار گیرد، بازارهای

713927/7تواند حدود ی بازارهای مالی میای که در این وضعیت رشد یک درصد در توسعهگونه

درصد رشد اقتصادی ایران را بهبود بخشد. به عبارت دیگر قرار داشتن اقتصاد ایران در سطح تورم

ی ای در ایجاد رشد و توسعهباشد که بازارهای مالی نقش تعیین کنندهمی باال مبین این نکته

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

11 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

بازار مالی، آثار منفی تورم آنچنان خواهد توسعهتوانند بازی کنند. حتی در صورت اقتصادی نمی

گذاران رود که سیاستگردد. بنابراین انتظار میبود که مانع اثربخشی آن بر رشد اقتصادی می

استفاده از ابزارهای مالی که در دنیای امروزی مهمترین عامل رشد و توسعه اقتصادی برای

ی آن بتوانند رشد گردد، باید قبل از هر چیز به کنترل تورم پرداخته تا در نتیجهمحسوب می

ی بازارهای مالی تجربه نمایند.اقتصادی مناسبی را از قبل رشد و توسعه

منابع

Azariadis, C., & Smith, B.D., (1996), "Private Information, Money,

and Growth: Indeterminacy, Fluctuations, and the Mundell-Tobin

Effect", Journal of Economic Growth, 1(3), 309-332.

Beck, T., & Levine, R., (2004), "Stock Markets, Banks, and Growth:

Panel Evidence", Journal of Banking & Finance, 28(3), 423-442.

Beck, T., Levine, R., & Loayza, N., (2000), "Finance and the

Sources of Growth", Journal of financial economics, 58(1), 261-

300.�

Bekaert, G., Harvey, C. R., & Lundblad, C., (2005), "Does Financial

Liberalization Spur Growth?", Journal of Financial

economics, 77(1), 3-55.

Bittencourt, M., (2012), "Financial Development and Economic

Growth in Latin America: Is Schumpeter Right?", Journal of Policy

Modeling, 34(3), 341-355.

Boyd, J. H., & Smith, B.D., (1998), "Capital Market Imperfections

in a Monetary Growth Model", Economic Theory, 11(2), 241-273.

Boyd, J. H., Levine, R., & Smith, B. D. (2001), "The Impact of

Inflation on Financial Sector Performance", Journal of Monetary

Economics, 47(2), 221-248.

Choi, S., Smith, B. D. & Boyd, J.H., (1996), "Inflation, Financial

Markets, and Capital Formation", Federal Reserve Bank of St. Louis

Review, 78, 9-35.

De Gregorio, J., & Guidotti, P. E., (1995), "Financial Development

and Economic Growth", World development, 23(3), 433-448.

Eggoh, J., (2012), "Inflation Effects on Finance-Growth Link: A

Panel Smooth Threshold Approach", International Economic

Journal, 26(4), 711-725.

Granger, C. W. & Newbold, P., (1974), "Spurious Regressions in

Econometrics", Journal of econometrics, 2(2), 111-120.

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 27

Hansen, B.E., (1996), "Inference When a Nuisance Parameter is not

Identified Under the Null Hypothesis", Econometrica: Journal of the

Econometric Society, 413-430.

Hansen, B. E., (2000), "Sample Splitting and Threshold

Estimation", Econometrica,�68(3), 575-603.

Huang, H. C., Lin, S. C., Kim, D. H., & Yeh, C. C. (2010),

"Inflation and the Finance–Growth Nexus", Economic

Modelling, 27(1), 229-236.

Huybens, E., & Smith, B. D. (1998), "Financial Market Frictions,

Monetary Policy, and Capital Accumulation in a Small Open

Economy", Journal of Economic Theory, 81(2), 353-400.

Huybens, E., Smith, B.D., (1999), "Inflation, Financial Markets and

Long-Run Real Activity", Journal of Monetary Economics, 43(2),

283-315.

Keho, Y., (2009), "Inflation and Financial Development:

Cointegration and Causality Analysis for the Uemoa Countries",

International Research Journal of Finance and Economics, 27, 117-

123.

Kim, D. H., & Lin, S.C., (2010), "Dynamic Relationship between

Inflation and Financial Development", Macroeconomic

Dynamics, 14(03), 343-364.

Luintel, K. B., Khan, M., (1999), "A Quantitative Reassessment of

the Finance–Growth Nexus: Evidence from a Multivariate VAR",

Journal of Development Economics, 60(2), 381-405.�

Moore, B.J., (1986), "Inflation and Financial Deepening", Journal of

Development Economics, 20(1), 125-133.

Pradhan, R. P., (2011), "Finance Development, Growth, and

Inflation: The Trilateral Analysis in India", Journal of Economic

and Social Research, 13(2), 45-59.

Rousseau, P. L., Yilmazkuday, H., (2009), "Inflation, Financial

Development, and Growth: A Trilateral Analysis", Economic

Systems, 33(4), 310-324.

Schreft, S. L., & Smith, B. D. (1997), "Money, Banking, and Capital

Formation", Journal of Economic Theory, 73(1), 157-182.

Schumpeter, J.A., (1934), "The Theory of Economic Development:

An Inquiry into Profits, Capital, Credit, Interest, and the Business

Cycle", (Vol. 55). Transaction Publishers.

Sinha, D., & Macri, J., (2001), "Financial Development and

Economic Growth: The Case of Eight Asian Countries", �Journal of

Monetary Economics, 43(2), 283-315.

Wahid, A. N., Shahbaz, M., & Azim, P., (2011), "Inflation and

Financial Sector Correlation: The Case of

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

29 یافته منتخب در حال توسعه و توسعههای نظامی بر رشد اقتصادی کشورهای بررسی و مقایسه تطبیقی تأثیر هزینه

Bangladesh", International Journal of Economics and Financial

Issues, 1(4), 145-152.

Zaman, K; Ikvan, W. and Ahmed, M., (2010), "Impact of Financial

Development on Inflation Evidence from Pakistan (1974-2003)",

Pakistan Journal of Social Science, Bahuddin Zakaria University,

Multan, Pakistan, Vol 1, pp 58-90.

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20

9313 پاییزفصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، 27

Dow

nloa

ded

from

jrer

.ir a

t 21:

37 +

0330

on

Mon

day

Feb

ruar

y 3r

d 20

20