اثر سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی در ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

حمل و نقل از امور زیربنایی و یکی از اجزای مهم چرخه ی تولید- مصرف محسوب می گردد و در فرآیند رشد اقتصادی نقش  مهم و تأثیر گذار دارد. سرمایه گذاری در این بخش موجب افزایش تحرک نیروی کار و سرمایه شده و آثار جانبی مثبتی بر دیگر بخشهای اقتصاد بر جای  می گذارد.این مقاله به بررسی اثر سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی در ایران طی دوره 1387- 1352 می‌پردازد. بدین منظور، از االگوی خود توضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL) استفاده گردیده است. به طور کلی نتایج حاکی از این است که در کوتاه مدت سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل اثر مثبت و معنی داری بر تولید ناخالص داخلی دارد. در بلند مدت نیز کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل مثبت و معنی دار و برابر 0.08 می‌باشد. بنابراین با توجه به مثبت بودن اثر مزبور، افزایش سرمایه گذاری دولت در این بخش پیشنهاد می‌گردد.

کلیدواژه‌ها


1- مقدمه

شرایط اقتصادی و اجتماعی هر جامعه به توانایی و استعدادها، امکانات طبیعی و موقعیت جغرافیایی آن جامعه بستگی دارد و از کشوری به کشور دیگر متفاوت است. این تفاوت از دیرباز توجه افراد را به شناسایی و استفاده از امکانات و موقعیت‌های جوامع دیگر جلب کرده است. به همین دلیل بخش حمل و نقل اهمیت حیاتی در امر توسعه کشورها دارد و بدون امکان دسترسی به بازارهای داخلی و خارجی، رشد اقتصادی متوقف می شود و عدم دست یابی به تسهیلات حمل و نقل، از کیفیت کالاها و خدمات و درجه دسترسی به آنها می کاهد.

سرمایه گذاری در حمل و نقل با افزایش امکان دسترسی به بازارهای مصرفی و ستاده‌های تولید، به توسعه اقتصادی کمک می کند. با توجه به این که بازار تولید و مصرف کالاها لزوماً در یک مکان واقع نشده اند، نقش حمل و نقل در ایجاد تعادل‌های اقتصادی بین مناطق، نقشی در خور توجه است، زیرا هنگامی که کالا در منطقه ای تولید می شود و در آن منطقه مازاد عرضه وجود دارد، آن کالا به منطقه ای که تقاضای کافی برای آن وجود دارد منتقل می شود و از این که مازاد عرضه به سقوط قیمت‌ها و زیان تولیدکنندگان و  درنهایت ضربه خوردن به آن صنعت خاص گردد، جلوگیری می شود.

حمل و نقل همچنین امکان بازتوزیع مکانی مهارت‌ها را بوجود می آورد و به این ترتیب، تولید تخصصی در مناطق مختلف بوجود می آید. زیرا با سرمایه گذاری در زیرساخت‌های حمل و نقل شهری و خدمات عمومی حمل و نقل، الگوی مکان یابی واحدهای تولیدی و الگوی تراکم شهری تغییر یافته و در نتیجه کارآیی و بازدهی نیروی کار افزایش خواهد یافت. بنابراین بهبود و تسهیل خدمات حمل و نقل به کاهش هزینه‌های جابجایی، افزایش تقسیم کار جغرافیایی و بالا رفتن حجم مبادلات بین مناطق می انجامد.

در این مقاله، تأثیر سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی در ایران مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار می گیرد.  بنابراین فرضیه اصلی مورد بررسی در این تحقیق این است که سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی موثر است. علاوه بر این تاثیر عوامل دیگری نظیر سرمایه گذاری دولت در سایر بخش‌ها، سرمایه گذاری بخش خصوصی و صادرات، بر رشد اقتصادی مورد آزمون قرار می گیرد.

در این راستا در بخش دوم، ادبیات تحقیق بیان می گردد، سپس در بخش سوم الگوی پیشنهادی ارائه می شود، در بخش چهارم یافته‌های تحقیق بیان می گردد و در پایان نتایج حاصل ارائه می شوند.

2- ادبیات تحقیق

2-1- اثر حمل و نقل بر رشد و توسعه اقتصادی

مطالعات انجام شده در سطح کلان در برخی از کشورها نشان می دهد که سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل باعث افزایش رشد اقتصادی این کشورها شده و بازدهی اجتماعی سرمایه گذاری  بخش خصوصی را افزایش داده است. سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل مستقیماً باعث کاهش قیمت نهاده‌ها شده و بالطبع هزینه‌های تولید را پایین می آورد. همچنین باعث افزایش امکان دسترسی به بازارها، تنوع ستاده‌های تولید و بالاخره توسعه  سایر بخش می گردد.

سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل نظیر توسعه جاده‌ها، راه آهن و... می تواند روند توسعه اقتصادی مناطق مختلف را متحول سازد. سرمایه گذاری زیر بنایی برای کاهش هزینه‌های حمل و نقل از مناطق حاشیه ای و مرزی به مناطق مرکزی، از اهمیت خاصی برخوردار است. کاهش هزینه‌ها نقش مهمی را در کاهش تفاوت‌های منطقه ای و بهبود رقابت پذیری مناطق از طریق تجارت و جابجایی عوامل تولید ایفا می نماید. این مجموعه از اثرات مثبت، به ارتقاء بهره وری اقتصادی و اصلاح مزیت‌های نسبی در مناطق مختلف منجر می گردد.

رشد زیرساخت‌های حمل و نقل می تواند از طرق زیر صورت پذیرد:

1- افزایش سرمایه گذاری و یا بهبود کیفیت موجودی سرمایه توسط ساخت بزرگراه‌های جدید، فرودگاه‌ها و...؛

2- بهبود در استفاده مؤثر و یا ارتقاء کارایی در بهره برداری نظیر؛ ایجاد ظرفیت‌های اضافی موجودی سرمایه زیربنایی، بهینه سازی سازمان‌های حمل و نقل (توسط بکار گیری سیستم‌های حمل و نقل هوشمند و غیره) و تغییر هزینه‌های مصرفی سوخت (توسط مالیات و عوارض و غیره).

مهمترین جنبه در بررسی رابطه بین حمل و نقل و اقتصاد، نقش سرمایه گذاری زیربنایی در حمل و نقل و رشد اقتصادی است. به عبارت دیگر این همان سهم بالقوه افزایش ظرفیت و کارایی م‍ؤثر سیستم حمل و نقل در رشد اقتصادی است. شکل 1پیوست این ارتباط را که شامل منافع مستقیم حمل و نقل (به عنوان مثال کاهش زمان و هزینه‌های سفر) بوده و توسط رشد زیر ساخت‌های حمل و نقل ایجاد شده و در نهایت به رشد اقتصادی منجر می‌گردد را نشان می‌دهد. برچمن[1] منافع بیشتری را نسبت به منافع مستقیم و اولیه حمل و نقل مورد توجه قرار می‌دهد که از جمله آن می‌توان به افزایش دسترسی به عوامل تولید و افزایش توان عملیاتی اشاره نمود. شکل1پیوست ‌مزایای اولیه رشد را که به وجود اثرات خارجی در بازارهای مختلف وابسته است،  نشان می‌دهد. دلیل اصلی این رشد ناشی از تخصیص منابع در اقتصاد می‌باشد که بر اساس صرفه‌های اقتصادی و حجم و وسعت شبکه‌های حمل و نقلشکل می‌گیرد. نتیجه ترکیبی این گونه اثرات، در رشد اقتصادی بالاتر، که به صورت تغییرات در اشتغال، تولید و بهره وری اندازه گیری می‌شود، نمایان خواهد گردید. در مقابل در صورت عدم وجود چنین اثرات خارجی، منافع حمل و نقل تنها در قالب نوعی از سرمایه گذاری شکل می‌گیرد. در این ارتباط برخی از اقتصاددانان معتقدند برخی از مناطق که هنوز با مشکل تراکم حمل و نقل عمومی مواجه نشده اند، بدون افزایش سرمایه گذاری در حمل و نقل، می‌توانند رشد بلند مدت را تجربه نمایند. زیرا  سایر عوامل نظیر؛ پیشرفت تکنولوژی، ارتقاء بهره وری نیروی کار، سرمایه گذاری در برنامه تجاری و تجهیزات و توسعه سرمایه انسانی برای رشد اقتصادی وجود دارند.

شکل 1پیوست شرایط مختلفی را که بازارهای متعدد می‌بایست حائز آن باشند، جهت امکان پذیری اثرات مثبت حمل و نقل بر رشد اقتصادی نشان می‌دهد. یکی از عوامل اصلی، صرفه‌های اقتصادی شبکه‌های حمل و نقل است. بهبود ارتقاء دسترسی، به تنهایی برای ایجاد رشد کافی نخواهد بود. این نوع از تسهیلات تنها کاهش زمان سفر را امکان پذیر نموده؛ اما الزاماً حجم سفر‌های بالاتر و رشد اقتصادی بیشتر را میسر نمی‌سازد.

2-2-  پیشینۀ تحقیق

رحیمی بروجردی و ستوده ملاشاهی (1386)؛ در مطالعه ای با عنوان بررسی عملکرد اعتبارات عمرانی استان‌ها در بخش حمل و نقل و رابطه آن با رشد اقتصادی با استفاده از روش‌های مرسوم متغیر ابزاری و رهیافت ترکیب ضرایب ثابت و تصادفی (MFR)[2]، بر اساس الگوی  تابلویی پویا، به بررسی رابطه علی میان بخش حمل ونقل و رشد اقتصادی در استانهای مختلف کشور طی سال‌های 1373 الی 1379 پرداخته اند. بر اساس نتایج این تحقیق، در راستای اصل شتاب و قانون واگنر، رشد اقتصادی تأثیری مثبت و معنادار  بر سرمایه گذاری دولتی در بخش حمل و نقل در کشور در سطح استانی داشته است. بررسی رابطه معکوس نشان دهنده وجود ناهمگنی در میان استان‌های کشور و عدم معنی داری تأثیرگذاری اعتبارات عمرانی استان‌ها در بخش حمل و نقل و رشد اقتصای بوده است.

رضایی ارجرودی و تسبیحی (1386) در مقاله ای با عنوان ارائه الگوی ارتباطی توسعه حمل و نقل و رشد اقتصادی در ایران به بررسی نقش توسعه بخش حمل و نقل در رشد اقتصادی کشور طی سال‌های 1383-1350 پرداخته اند. این مقاله دارای الگویی با 5 متغیر ارزش افزوده بخش حمل و نقل، تولید ناخالص داخلی، ارزش افزوده بخش نفت، متغیر مجازی جنگ، متغیر مجازی تغییر رژیم حکومتی می باشد که برای آزمون تجربی فرضیات از الگوی خودهبمستگی برداری استفاده شده است. جهت بررسی هم انباشتگی متغیرها، مرتبه جمعی بودن متغیرهای الگو تعیین گردیده و سپس تعداد وقفه‌های بهینه الگو مشخص شده اند. در گام بعدی تعداد بردارهای هم انباشته الگو تعیین شده و سپس الگوی مطلوب مشخص می گردد. همچنین آثار شوکهای مختلف بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی در طول زمان مورد توجه قرار گرفته است. نتایج حاصله نشان می دهد که بخش حمل و نقل اثر مثبتی بر رشد اقتصادی دارد، اما این اثر ضعیف است که بیانگر توسعه نیافتگی بخش حمل و نقل می باشد.

موسوی جهرمی و عبادتی فرد (1387) در مقاله ای تحت عنوان "اثر سرمایه گذاری در زیر ساخت حمل و نقل بر سرمایه گذاری بخش خصوصی و رشد اقتصادی در ایران" با توجه به پژوهش‌های انجام شده در کشورهای در حال توسعه، از الگوی شتاب انعطاف پذیر برای تابع سرمایه گذاری بخش خصوصی و از الگوی رشد سولو برای رشد اقتصادی استفاده کرده اند. در الگوی رشد، دو متغیر سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل و سایر بخشها به عنوان یکی از نهاده‌های تولید در کنار نیروی کار و سرمایه گذاری خصوصی وارد تابع تولید شده است. در تخمین الگوی سرمایه گذاری از روش متغیر ابزاری و در الگوی رشد از روش حداقل مربعات معمولی (OLS)[3]  استفاده شده است. نتایج برآورد الگوی‌های مذکور طی سال‌های 1338 الی 1382 نشان می دهد که رابطه قوی بین سرمایه گذاری در زیرساخت حمل و نقل و سرمایه گذاری بخش خصوصی وجود دارد. همچنین با توجه به کشش مثبت بدست آمده برای  سرمایه گذاری در حمل و نقل، سرمایه گذاری در این زیرساخت اثر مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی کشور دارد. با در نظر گرفتن نتایج حاصله، این مقاله افزایش سرمایه گذاری دولت در زیرساخت حمل و نقل را پیشنهاد می کند.

بابازاده، قدیمی و محسنی (1387) در مقاله ای تحت عنوان "تأثیر سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی در ایران"  به بررسی رابطه بین سرمایه گذاری دولتی در بخش حمل و نقل و رشد اقتصادی مبتنی بر رهیافت هم انباشتگی طی دوره زمانی 1384-1338 پرداخته اند. توصیه سیاستی حاصل از نتایج مقاله آن است که اگر مخارج سرمایه گذاری دولت به سمت سرمایه گذاری‌هایی که قابلیت جذب آن در اقتصاد وجود دارد (نظیر سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل) سوق داده شود به دلیل اثرات خارجی مثبت چنین سرمایه گذاری‌ها در سایر تولیدات، انتظار می‌رود اقتصاد به رشد اقتصادی دست یابد. نتایج حاکی از آن است که سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل دارای تأثیر معنی داری در بلند مدت و کوتاه مدت بر رشد اقتصادی در ایران است.

حق و کیم[4] (2003)  با استفاده از الگوی تابلویی پویا و دادهای 15 کشور در حال توسعه بین سالهای 1970 تا 1987 با دو روش تخمین متغیر‌های ابزاری[5]2SLS و ضرایب ثابت و تصادفی ترکیبی رابطه علی بین سرمایه گذاری عمومی در حمل ونقل و ارتباطات (T&C)[6] و رشد اقتصادی را آزمون کردند. ضرایب بدست آمده از روش متغیر ابزاری  معنادار نبودند. اما بر اساس روشMFR  ضرایب معنادار و حاکی از اثر پویای سرمایه گذاری دولتی در حمل و نقل و رشد اقتصادی بودند. آنها همچنین علیت معکوس را با توجه به قانون واگنر آزمون کردند که با هر دو روش متغیرهای ابزاری و ضرایب  ثابت و متغیر، ضرایب حاصله بی معنا بود و علیت معکوس را تأیید نمی کرد.

بوپن (2006)[7] در مقاله ای تحت عنوان "زیر ساخت حمل و نقل و رشد اقتصادی" به بررسی رابطه بین سرمایه گذاری کل (دولتی و خصوصی) در بخش حمل و نقل و رشد اقتصادی بر اساس دو روش اقتصادسنجی داده‌های تابلوئی[8] و داده‌های مقطعی برای تعدادی از کشورهای آفریقایی (SSA)[9] از جمله آفریقای مرکزی و آفریقای جنوبی طی دوره زمانی (2000-1980) و همچنین تعدادی از جزایر کوچک در حال توسعه (SIDS)[10] شامل فیجی،‌هایتی، جامائیکا و... طی دوره زمانی (2000-1985) پرداخته است. نتایج حاکی از آن است که سرمایه گذاری در حمل و نقل یک نقش کمک کننده در فرآیند اقتصادی این کشورها داشته است. تحقیقات بیشتر نشان داد که در مورد کشورهای (SSA) بهره وری تشکیل سرمایه در بخش حمل و نقل به مراتب بیشتر از بهره وری تشکیل سرمایه در کل بخش‌های اقتصادی می‌باشد، در حالی که در مورد کشورهای (SIDS) بهره وری سرمایه گذاری در این بخش با بهره وری در سایر بخش‌ها تقریباً برابر بوده است.

کوستپلی، گولکان و آکگونگور (2008) [11]  در مقاله ای تحت عنوان "مخارج حمل و نقل، رشد و تجارت بین الملل" به بررسی اثر سرمایه گذاری در زیرساخت حمل و نقل (بزرگراه‌ها) بر تجارت بین الملل و رشد اقتصادی کوتاه مدت و بلند مدت در کشور ترکیه، برای دوره زمانی 2005-1970 پرداخته اند. تجزیه و تحلیل و نتایج بدست آمده نشان می‌دهد که ارتباط ضعیفی بین سرمایه گذاری در زیرساخت حمل و نقل و تجارت بین الملل و رشد اقتصادی در بلند مدت وجود دارد.

3-  معرفی الگو

الگوی مورد استفاده  برگرفته از الگوی بوپن (2006) و  وینهارت و خان (1989) می‌باشد.

بوپن الگوی رشد اقتصادی خود را که برگرفته از تابع کاب-داگلاس می‌باشد، به صورت زیر مطرح می‌نماید:

(1)                                             

که در آنQ  تولید کل،  Aشاخص کل بهره وری، L نیروی کار شاغل در کل اقتصاد، K سرمایه ثابت ناخالص داخلی درکلیه بخش‌های اقتصاد بجز بخش حمل و نقل، G سرمایه کل (دولتی و خصوصی) در بخش حمل و نقل و U جزء اخلال می‌باشد.

با توجه به این که هدف این رساله بررسی اثر سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی می‌باشد، و با توجه به نظریه اصل شتاب انعطاف پذیر مبنی بر این که سرمایه گذاری رابطه مستقیم با موجودی سرمایه دارد می‌توانیم در مدل بالا بجای موجودی سرمایه، از تغییرات سرمایه (که برابر سرمایه گذاری می‌باشد) استفاده کرد و بنا به ماهیت تحقیق می‌بایست  متغیر تشکیل سرمایه ثابت ناخالص داخلی (سرمایه گذاری)را به بخش دولتی و خصوصی تفکیک کنیم.

وینهارت و خان در مقاله خود برای بررسی اثر سرمایه گذاری دولتی و خصوصی بر رشد اقتصادی تفکیک زیر را در تابع تولید در نظر گرفتند:

(2)                                             

که در معادله فوق متغیر I تشکیل سرمایه ثابت ناخالص داخلی کل، Ip  تشکیل سرمایه ثابت ناخالص بخش خصوصی و Igتشکیل سرمایه ثابت ناخالص بخش دولتی می‌باشد.    

حال در مطالعه حاضر برای بررسی اثر سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی متغیر Igرا به دو متغیر، تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولت در بخش حمل و نقل و تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولتی در سایر بخش‌ها ( غیر از بخش حمل و نقل ) تفکیک می کنیم. بنابر این خواهیم داشت:

(3)                                      

که در آن متغیر Igt بیانگر تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولت در بخش حمل و نقل و Igo معرف تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولتی در سایر بخش‌ها ( غیر از بخش حمل و نقل ) می‌باشد.

با لحاظ رابطۀ 3 فرم لگاریتمی تابع تولیدکاب-داگلاس به صورت زیر خواهد بود.

(4)              

از آنجا که در رشد اقتصادی ایران صادرات کالا و خدمات به خصوص صادرات نفت تاثیر بسزایی دارد این متغیر را نیز به عنوان یکی از عوامل مؤثر بر رشد در تابع تولید وارد می‌کنیم. در پایان برای بررسی اثر انقلاب اسلامی ( سال1357 ) بر رشد اقتصادی ایران، متغیر مجازی مورد نظر را نیز در الگو لحاظ می‌کنیم. لذا الگوی نهایی به صورت زیر خواهد بود:

(5)

که در آن:

LGDP: لگاریتم تولید ناخالص داخلی؛

LL: لگاریتم نیروی کار شاغل در کل اقتصاد؛

LIGT: لگاریتم تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولت در بخش حمل و نقل؛

LIGO: لگاریتم تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولت در سایر بخش‌ها (غیر از بخش حمل و نقل )؛

LIP: لگاریتم تشکیل سرمایه ثابت ناخالص بخش خصوصی؛

LEX: لگاریتم صادرات کالاها و خدمات؛

DU57: متغیر مجازی برای انقلاب اسلامی 1357.

روش اقتصادسنجی مورد استفاده برای برآورد الگوی فوق روش خود توضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL)[12] می‌باشد. بدین منظور از داده‌های سری زمانی سالیانۀ کشورمان طی دورۀ زمانی 1387-1352 استفاده می گردد.

4- یافته‌های تحقیق

4-1- آزمون مانایی متغیرها

قبل از برآورد الگو، ابتدا لازم است با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (ADF) آزمون ریشه واحد روی تمامی متغیرهای الگو انجام گیرد، زیرا در روش ARDL  متغیر‌ها بایدI(0)  یا I(1)  باشند. یعنی متغیر‌ها باید مانا بوده یا با یک بار تفاضل گیری مانا شوند.  بر اساس این آزمون کلیه متغیرها در سطح مانا نبوده؛ اما پس از یک بار تفاضل گیری، همان طور که در جدول (1) ملاحظه می گردد، همگی مانا می‌شوند.   (حرفd  قبل از نام متغیرهای الگو، نماد تفاضل مرتبه اول آنها است)

 

جدول شماره (1):  بررسی مانایی متغیرهای الگو بر اساس آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (1387-1352)

متغیر

عرض از مبدأ و روند

مقدار آمارۀ tدیکی فولر

مقادیر بحرانی

 

dLGDP

عرض از مبدا

6/3-

95/2-

 

 

عرض از مبدا و روند

9/3-

55/3-

 

dLIGT

عرض از مبدا

6/6-

95/2-

 

 

عرض از مبدا و روند

7/6-

55/3-

 

dLIP

عرض از مبدا

2/5-

95/2-

 

 

عرض از مبدا و روند

5/5-

55/3-

 

dLIGO

عرض از مبدا

8/5-

95/2-

 

 

عرض از مبدا و روند

9/5-

55/3-

 

dLEX

عرض از مبدا

5/4-

95/2-

 

 

عرض از مبدا و روند

7/4-

55/3-

 

dLL

عرض از مبدا

6/5-

95/2-

 

 

عرض از مبدا و روند

5/5-

55/3-

 

- مقادیر بحرانی مربوط به آماره دیکی – فولر در سطح 5 درصد است.

 مأخذ: یافته‌های تحقیق

4-2- نتایج حاصل از برآورد الگوی پویای ARDL

پس از آزمون مانایی متغیرها در ادامه به تخمین الگوی پویای ARDL به کمک نرم افزار مایکروفیت[13] می‌پردازیم.

در جدول شماره (2) برآورد الگوی پویای ARDL تابع تولید ناخالص داخلی با در نظر گرفتن حداکثر وقفه متغیرها به میزان 2 بر اساس معیار شوارتز بیزین (SBC [14])  نشان داده شده است.

جدول شماره(2): نتایج حاصل از برآورد الگوی پویای ARDL

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال

LGDP(-1)

26243/0

05559/0

7208/4

0

LIGT

059676/0

024571/0

4287/2

022/0

LIGO

099079/0

029368/0

3737/3

002/0

LIP

071759/0

014899/0

8164/4

0

LEX

10795/0

01052/0

2617/10

0

LL

50213/0

041224/0

1806/12

0

DU57

078294/0-

026049/0

0056/3-

006/0

C

4489/2-

2707/0

0467/9-

0

مأخذ: یافته‌های تحقیق

 

برای آزمون اینکه آیا رابطه پویای کوتاه مدت به سمت تعادل بلند مدت گرایش می‌یابد؛ شرط آن است که مجموع ضرایب متغیر وابستۀ با وقفه کمتر از یک باشد. برای انجام آزمون مورد نظر باید عدد یک را از مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کسر  و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم کرد:

13.268- =0.055590/(1-0.26243)

     از آن جایی که قدر مطلق t بدست آمده از قدر مطلق مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر (3.35-) بزرگتر است و فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود هم انباشتگی رد شده و وجود رابطه بلندمدت پذیرفته می‌شود. وجود همجمعی بین متغیرهای الگو، زمینه را برای استفاده از الگوهای تصحیح خطا فراهم می‌آورد. عمده ترین دلیل اهمیت این الگو آن است که این الگوها نوسانات کوتاه مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آن‌ها ارتباط می‌دهند. بر این اساس هنگامی که دو متغیر Xt  و Yt هم جمع هستند، یک رابطه تعادلی بلند مدت میان آن‌ها وجود دارد، اما در کوتاه مدت ممکن است عدم تعادل‌هایی وجود داشته باشد.

4-3- نتایج  حاصل از برآورد الگوی تصحیح خطا

نتایج برآورد ضرایب کوتاه مدت آزمون ECM در جدول (4) نشان داده شده است(حرفd  قبل از نام متغیرهای الگو، نماد تفاضل مرتبه اول آنها است). 

       

جدول شماره (3):نتایج  حاصل از برآورد الگوی تصحیح خطا

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال

dLIGT

059676/0

024571/0

4287/2

022/0

dLIGO

099079/0

029368/0

3737/3

002/0

dLIP

071759/0

014899/0

8164/4

0

dLEX

10795/0

01052/0

2617/10

0

dLL

50213/0

041224/0

1806/12

0

dDU57

078294/0-

026049/0

0056/3-

006/0

dC

4489/2-

2707/0

0467/9-

0

EC(-1)

73757/0-

05559/0

2682/13-

0

مأخذ: یافته‌های تحقیق

 

ضریبEC باید منفی و قدرمطلق آن کوچکتر از واحد باشد تا الگو به سمت تعادل بلند مدت خود گرایش یابد. برقراری این ویژگی در جدول فوق نشان دهنده وجود رابطه بلندمدت معنی دار بین متغیرها ی الگو است. بر اساس نتایج ارائه شده  ضریب EC ( -1 ) برابر 73757/0- است و این امر نشان دهنده  آن هست که اگر از یک دوره( t )  به دوره بعدی t+1) ( حرکت کنیم، حدود 74/0  انحراف در تولید ناخالص داخلی از مسیر بلندمدتش توسط متغیرهای الگو تصحیح شود. به عبارت دیگر اگر هرگونه شوک یا عدم تعادلی در تولید ناخالص داخلی ایجاد شود حدود 74/0 آن طی یک دوره  تعدیل می‌شود. بنابراین حرکت به سمت تعادل با سرعت نسبتاً بالایی صورت می‌گیرد.

     بنابراین نتایج الگوی تصحیح خطا به صورت زیر خواهد بود:

ecm = LGDP 0.080909- LIGT-  013433 LIGO - 0.097290 LIP - 0.14636 LEX -0.68079 LL + 0.10615 DU57 + 3.3203 C                          

4-4- نتایج حاصل از برآورد الگوی بلند مدت

همان طور که می‌دانیم،ARDL   یک روش آماری برای تعیین وجود یا عدم وجود همگرایی در میان متغیرهای الگو می‌باشد. از آن جایی که روشهایی مانند انگل – گرنجر به دلیل در نظر نگرفتن واکنش‌های پویای کوتاه مدت موجود بین متغیرها، در مطالعاتی که با نمونه‌های کوچک سروکار دارند، اعتبار لازم را ندارند (چرا که برآوردهای حاصل از آنها تورش دار می‌باشد)، لذا انجام آزمون فرضیه با استفاده از آماره‌های معمول مثل t معتبر نخواهد بود. در جدول شماره (3) برآورد الگوی بلندمدت تابع تولید ناخالص داخلی نشان داده شده است.

 

جدول شماره(4): نتایج حاصل از برآورد الگوی بلند مدت

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آمارۀ t

احتمال

LIGT

080909/0

33772/0

3957/2

024/0

LIGO

13433/0

3602/0

7293/3

001/0

LIP

09729/0

019662/0

9481/4

0

LEX

14636/0

016123/0

0779/9

0

LL

68079/0

027048/0

1700/25

0

DU57

10615/0-

036616/0

8990/2-

008/0

C

3203/3-

34723/0

5623/9-

0

   مأخذ: یافته‌های تحقیق

بنابراین معادله بلندمدت تولید ناخالص داخلی بصورت زیر بیان می‌شود:

LGDP =  3.3203- + 0.080909 LIGT + 0.13433 LIGO + 0.097290 LIP + 0.14636 LEX + 0.68079 LL  0.10615- DU57

همان طور که انتظار می‌رفت بر طبق نتایج بدست آمده افزایش سرمایه گذاری دولتی در بخش حمل و نقل در بلند مدت باعث افزایش تولید ناخالص داخلی شده و کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به سرمایه گذاری دولتی در بخش حمل و نقل حدود 081/0می باشد. سرمایه گذاری دولتی در سایر بخش‌ها (غیر از بخش حمل و نقل) اثری مثبت و معنی دار بر تولید ناخالص داخلی در بلندمدت دارد به طوری که کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به سرمایه گذاری دولتی در سایر بخش‌ها 13/0می باشد. نتایج بدست آمده حاکی از آنست که سرمایه گذاری بخش خصوصی نیز اثری مثبت و معنی دار تولید ناخالص داخلی دارد بطوریکه کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به سرمایه گذاری بخش خصوصی 0.097 است. صادرات دارای اثری مثبت و معنی داری در بلندمدت بر تولید ناخالص داخلی بوده و کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به صادرات146/0برآورد شده است. نیروی کار شاغل در کل اقتصاد نیز اثری مثبت و معنی دار بر تولید ناخالص داخلی در بلندمدت دارد به طوری که کشش تولید ناخالص داخلی نسبت به نیروی کار شاغل 68/0 می باشد. متغیر مجازی سال انقلاب اسلامی اثری منفی و معنی دار بر تولید ناخالص داخلی داشته است.

4-5- آزمون‌های تشخیصی

یکی از فروض مدل رگرسیون کلاسیک خطی این است که اجزاءاخلال (Ui) که در تابع رگرسیون جامعه ظاهر می شوند، دارای واریانس همسان هستند و در صورت رد این فرض، پارامترها با وجود اینکه خطی و بدون تورش اند دیگر کارا و دارای حداقل واریانس نخواهد بود.

یکی دیگر  از آزمون‌های تشخیص، عدم وجود خود همبستگی بین اجزاء اخلال و عدم همبستگی سریالی[15] می باشد و همان نتایج ناهمسانی واریانس را در پی خواهد داشت. از آزمون‌های تشخیص دیگر می توان به فرم تبعی مناسب[16] یا تصریح مدل اشاره نمود(گجراتی، 1387). نتایج این آزمونها در جدول زیر ملاحظه می گردد.

جدول شماره (5) آزمون‌های تشخیصی

نام آزمون تشخیصی

آماره2χ

میزان احتمال آماره2χ

آماره F

میزاناحتمال آماره F

عدم همبستگی سریالی

0062/0

973/0

0046/0

946/0

فرم تبعی مناسب

0140/0

906/0

103/0

920/0

همسانی واریانس

2394/1

226/0

2106/1

279/0

مأخذ: یافته‌های تحقیق

 

همان طور که ملاحظه می‌شود، بر اساس میزان احتمال دو آماره 2χ و F، مقادیر احتمال تمامی آزمون‌های تشخیصی بیش از مقدار عددی 5% می‌باشد. بنابراین فرض صفر عدم وجود همبستگی، فرم تبعی مناسب و همسانی واریانس جملات اختلال الگو رد نمی شود. لذا الگوی مورد نظر مشکل خودهمبستگی، تصریح الگو و ناهمسانی واریانس نخواهد داشت.

4-6- آزمون‌های ثبات

آزمون‌های ثبات، برای مشخص کردن ثبات الگو و تعیین ثبات ساختاری مورد استفاده قرار می‌گیرد. بر اساس نظرات پسران ( 2002 ) و بهمنی اسکوئی ( 2001 )، این آزمون‌ها می‌تواند نشان دهد که الگو بیش اندازه و یا در حد معین، با ثبات است یا خیر؟

همان طور که پیش از این بیان شد، آزمون‌های ثبات، غالباً در مورد داده‌های سری زمانی به خصوص زمانی که مطمئن نیستیم که شکست ساختاری چه موقع ممکن است اتفاق افتاده باشد، بیشتر کاربرد دارد.

زمانی که ثبات کوتاه مدت و بلند مدت الگو به طور همزمان مورد بررسی قرار می‌گیرد، از نمودارهای CUSUM [17] (آزمون مجموع تراکمی خطاهای بازگشتی) و CUSUM Q[18] (آزمون مجموع مجذور تراکمی خطاهای بازگشتی)، استفاده می‌کنیم. بر طبق نظریه اسکوئی در سال 2001، فرضیه صفر مبنی بر با ثبات بودن الگو را نمی‌توان پذیرفت، اگر نمودار آماری بدست آمده، یکی از باند‌های طرفین را در سطح 5 %، قطع نماید. بنابراین چون در نمودارهای بدست آمده (CUSUM و CUSUM Q)، نمودار وسط، یکی از  باندهای طرفین را قطع نکرده است، ثبات دائمی بلند مدت برای الگوی تابع تولید ناخالص داخلی قابل قبول خواهد بود.

 

شکل (2) آزمون مجموع  تراکمی خطاهای بازگشتی (CUSUM)

 

 

مأخذ: یافته‌های تحقیق

 


شکل (2) آزمون مجموع مجذور تراکمی خطاهای بازگشتی (CUSUM Q)

 

 

مأخذ: یافته‌های تحقیق

5- نتایج

در این تحقیق، ابتدا مانایی و نامانایی سری زمانی متغیرها مورد آزمون قرار گرفت و مشخص گردید که کلیه متغیرها در سطح نامانا بوده و پس از یک بار تفاضل گیری همگی مانا می‌شوند. نتایج آزمون کوتاه مدت حاکی از وجود رابطه مثبت و معنادار میان سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل و رشد اقتصادی می‌باشد. همچنین رابطه میان رشد اقتصادی و سایر متغیرها (سرمایه گذاری دولت در سایر بخش‌ها غیر از بخش حمل و نقل، سرمایه گذاری بخش خصوصی، نیروی کار شاغل در کل اقتصاد و صادرات) مثبت و معنادار برآورد گردید.

در بلند مدت نیز در الگوی رشد، کشش مثبت بدست آمده برای رشد اقتصادی نسبت به سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل می‌تواند بیانگر این امر باشد که نظریه  مطرح شده در کشورهای صنعتی مبنی بر کمرنگ شدن اثر سرمایه گذاری و توسعه زیرساخت حمل ونقل بر رشد اقتصادی در کشورهای در حال توسعه نظیر ایران موضوعیت ندارد. بنابراین فرضیه اصلی تحقیق مبنی براین که سرمایه گذاری دولت در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی موثر است، پذیرفته می شود.

همچنین نتایج بلند مدت نشان داد که متغیرهای تشکیل سرمایه ثابت ناخالص دولت در سایر بخش‌ها (غیر از بخش حمل و نقل)، تشکیل سرمایه ثابت ناخالص بخش خصوصی، نیروی کار شاغل در کل اقتصاد و صادرات دارای اثری مثبت و معنادار بر رشد اقتصادی اند.

در نهایت، بر اساس نتایج آزمون ECM در یک دورۀ یک ساله حدود 74/0 انحراف در تولید ناخالص داخلی از مسیر بلندمدتش توسط متغیرهای الگو تصحیح شود. به عبارت دیگر  74/0هرگونه شوک یا عدم تعادل در تولید ناخالص داخلیدر یک دورۀ یک ساله اصلاح می گردد.، بنابراین حرکت به سمت تعادل با سرعت نسبتاً بالایی صورت می‌گیرد.

کشش بدست آمده سرمایه گذاری دولتی در بخش حمل و نقل(08/0) نشان دهنده آثار مثبت توسعه این زیرساخت بر تولید کشور است. توصیه سیاستی حاصل از نتیجه بدست آمده آن است که اگر مخارج سرمایه گذاری دولت به سمت سرمایه گذاری‌هایی که قابلیت جذب آن در اقتصاد وجود دارد (نظیر سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل) سوق داده شود به دلیل اثرات خارجی مثبت چنین سرمایه گذاری‌ها در سایر تولیدات، انتظار می‌رود اقتصاد به رشد اقتصادی دست یابد؛ اما نباید فراموش شود که پیش نیاز تأثیرگذاری سرمایه گذاری در این زیرساخت در توسعه و رشد اقتصادی، آماده بودن سایر شرایط لازم برای رشد و توسعه اقتصادی است. با توجه به مسائل مطرح شده، مطالعه نحوه اثرگذاری توسعه زیرساخت حمل و نقل بر متغیرهای اقتصادی می‌تواند در راستای اتخاذ روش‌ها و سیاست‌های مناسب سرمایه گذاری، راهکارها و روش‌های توسعه این زیرساخت، راهنمای مسئولین باشد.

در خصوص سرمایه گذاری بخش خصوصی در کشور بایستی بیان کرد که حساسیت‌ها و اهمیت ویژه بخش حمل و نقل معمولاً پای دولت را به این فعالیت کشانده است؛ ولی با این همه افزایش مشارکت بخش خصوصی و در نظر گرفتن مشوق‌های مختلف و آماده سازی زمینه‌های حضور آن‌ها در بسیاری از فعالیت‌های خدماتی که در انحصار دولت بوده و قابل واگذاری است، به بهبود وضعیت و رفع موانع و مشکلات موجود آن‌ها کمک کرده و با افزایش فضای رقابت سازنده و تمرکز زدایی در ارائه خدمات، به ارتقاء کمی و کیفی خدمات قابل ارائهو در نتیجه بهبود شاخص‌های عملکردی، نظیر بهره وری آن‌ها منجر خواهد شد.

همان گونه که از نتایج تحقیق استفاده می‌شود، با توجه به کشش بالا و تأثیر زیاد متغیر نیروی کار شاغل در کل اقتصاد بر رشد اقتصادی کشور، استفاده مطلوب از نیروی انسانی بعنوان ضرورت حیاتی و مسئله اساسی نسل حاضر و نسل‌های آینده ساز کشور بایستی مورد توجه مسئولین کشور قرار گیرد و زمینه‌های هر چه بیشتر اشتغال در کشور فراهم گردد.



1-Berchman

1- Mixed Fixed and Random

1-Ordinary least  square

2-Haque and Kim

1-Two-Stage Least Squares

2-Transportation and Communication

3-Boopen

4-  Panel Data

5-Sub-Saharan African

6-Small Island  Development States

7-Kustepeli , Gulkan , Akgungor

1-Auto Regressive Distributed Lag.

1-Microfit

2-Schwarz Bayesian Criterion

1-Non-Serial  Correlation.

2-Functional form

1-Cumulative sum of recursive residual

2-Cumulative sum of Squares recursive residual

فهرست منابع

 -بابازاده م، قدیمی خ، محسنی ر (1387):"  تأثیر سرمایه گذاری در بخش حمل و نقل بر رشد اقتصادی در ایران"، فصل نامه پژوهش‌های بازرگانی،50، صص199-157.

- رحیمی بروجردی ع، ستوده ملاشاهی م(1386):" بررسی عملکرد اعتبارات عمرانی استانها در بخش حمل و نقل و  رابطه آن با رشد اقتصادی با استفاده از روش MFR"، فصلنامه بررسیهای اقتصادی، 3، صص 81-61.

- رضایی ارجرودی ع،تسبیحی آ (1386)، ارائه مدل ارتباطی توسعه حمل و نقل و رشد اقتصادی در ایران بر مبنای الگوی رگرسیون برداری، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، 2، صص135-125.

- گجراتی د(1387): مبانی اقتصاد سنجی، ترجمه ابریشمی ح. تهران: جلد دوم. مؤسسه انتشارات و چاپ دانشگاه تهران. نوبت چاپ: پنجم.

- موسوی جهرمی ی، عبادتی فرد م(1387):" اثر سرمایه گذاری دولت در زیر ساخت حمل و نقل بر سرمایه گذاری بخش خصوصی و رشد اقتصادی در ایران"، پژوهش نامه حمل و نقل، 4، صص371-361.

- نوفرستی م(1378): ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی، چاپ اول. تهران، انتشارات رسا.

-    Berchman, J.(2001), “Transport Investment and Economic Development, Is There a Link?”, Paper Presented at the ECMT Round Table 119, ECMT, Paris.

-    Boopen S. (2006), “Transport Infrastructure and Economic Growth: Evidence from Africa   Using Dynamic Panel Estimates”, The Empirical Economics Letters, 5(1).

-    Haque M.E, Kim D. (2003), “Public Investment in Transportation and Communication and Growth: A dynamic panel approach”, Center for Growth and Business Cycle Research,          The University of Manchester, M13 9PL, U.K.

-    Kustepeli Y, Gulkan Y, Akgungor S. (2008), “Transportation Expenditures, Growth and International Trade”, Dokuz Eylül University, Faculty of Business, Discussion Paper Series. 08/03.

-    Reinhart C, Khan M. (1989), “Private investment and economic growth in developing countries”, Munich Personal REPEC  Archive, University of Maryland, College Park, Department of Economics, MPRA Paper No. 13655, posted 27.

 


پیوست: شکل(1)