تحلیل تاثیر گسترش مالی و تجاری بر رشد اقتصادی در کشورهای عضو اوپک

اقتصاد مالی

دوره 14، شماره 51، مرداد 1399، صفحه 173-194   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

عباسعلی ابونوری^{* 1}؛ مهدیس خواجه زاده²

¹دانشیار دانشکده اقتصاد و حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

²کارشناس ارشد برنامه ریزی سیستم های اقتصادی دانشکده اقتصاد و حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

چکیده

هدف این پژوهش تاثیر  بهبود بخش مالی و آزادسازی تجاری به صورت هم زمان  بر رشد اقتصادی در کشورهای صادر کننده نفت عضو اوپک  است. نمونه آماری  متشکل از 11 کشور عضو اوپک ( ایران، عراق، لیبی، الجزایر، آنگولا، عربستان سعودی، امارات متحده عربی، نیجریه، اکوادر، کویت، ونزوئلا ) طی سالهای 2017-1995 است. گسترش مالی با سه متغیر عمق مالی، اعطای تسهیلات بانکی به بخش دولتی و اعطای تسهیلات بانکی به بخش خصوصی اندازه گیری و  طبق یافته‌ها، ضریب عمق مالی بر رشد اقتصادی 67/0- ،ضریب اعطای تسهیلات بانکی بر بخش دولتی 99/0- و ضریب اعطای تسهیلات بانکی بر بخش خصوصی 28/1 درصد بر رشد اقتصادی تاثیر گذار می­باشند. گسترش تجارت در کشورهای عضو اوپک برابر 1/0-  بر رشد اقتصادی  دارای آثار اندکی است. گسترش مالی بر رشد اقتصادی  تنها در مورد اعطای تسهیلات بانکی  به بخش خصوصی مثبت و معنادار است.

کلیدواژه‌ها

رشد اقتصادی؛ گسترش مالی؛ گسترش تجاری؛ عمق مالی؛ پانل دیتا. طبقه بندی JEL: F43؛ C23

اصل مقاله

تحلیل تاثیر گسترش مالی و تجاری بر رشد اقتصادی

در کشورهای عضو اوپک

 

 

عباسعلی ابونوری

تاریخ دریافت: 24/01/1399            تاریخ پذیرش: 25/03/1399

[1]

مهدیس خواجه زاده[2]

 

چکیده

هدف این پژوهش تاثیر  بهبود بخش مالی و آزادسازی تجاری به صورت هم زمان  بر رشد اقتصادی در کشورهای صادر کننده نفت عضو اوپک  است. نمونه آماری  متشکل از 11 کشور عضو اوپک ( ایران، عراق، لیبی، الجزایر، آنگولا، عربستان سعودی، امارات متحده عربی، نیجریه، اکوادر، کویت، ونزوئلا ) طی سالهای 2017-1995 است. گسترش مالی با سه متغیر عمق مالی، اعطای تسهیلات بانکی به بخش دولتی و اعطای تسهیلات بانکی به بخش خصوصی اندازه گیری و  طبق یافته‌ها، ضریب عمق مالی بر رشد اقتصادی 67/0- ،ضریب اعطای تسهیلات بانکی بر بخش دولتی 99/0- و ضریب اعطای تسهیلات بانکی بر بخش خصوصی 28/1 درصد بر رشد اقتصادی تاثیر گذار می­باشند. گسترش تجارت در کشورهای عضو اوپک برابر 1/0-  بر رشد اقتصادی  دارای آثار اندکی است. گسترش مالی بر رشد اقتصادی  تنها در مورد اعطای تسهیلات بانکی  به بخش خصوصی مثبت و معنادار است.

 

واژه‌های کلیدی:رشد اقتصادی، گسترش مالی، گسترش تجاری، عمق مالی ، پانل دیتا.

طبقه بندی JEL:  F₄₃،C₂₃

 

1- مقدمه

گسترش تجاری و سیاست های گسترش مالی می تواند ناکارایی در فرایند تولید را کاهش داده و موجب تقویت رشد اقتصادی گردد. این واقعیت از آنجا نشات می­گیرد که کشورهایی که از درجه بازبودن اقتصادی بیشتر و همچنین بازارهای مالی توسعه یافته­تری برخوردارند، رشد اقتصادی سریع­تری را تجربه می کنند. در این زمینه اقتصاددانانی مانند هیکس^[i] و شومپیتر^[ii] بر توسعه ساختار مالی تاکید دارند و آن را موتور و جزء جدایی ناپذیر رشد اقتصادی به شمار می آورند. در واقع عملکرد بهینه نظام اقتصادی در هر جامعه، وابسته به وجود دو بخش حقیقی و مالی کارا می باشد. فعالیت این دو بخش در کنار یکدیگر، شرط لازم و کافی برای نظام اقتصادی به شمار می آیند، چراکه عملکرد هر یک از این دو بخش بر عملکرد بخش دیگر اقتصادی تاثیر می گذارد. بر این اساس ، هدف اصلی از انجام این تحقیق، تاثیر بهبود بخش مالی و آزادسازی تجاری بر رشد اقتصادی در کشورهای صادر کننده نفت  شامل 11 کشور عضو اوپک ایران، عراق، لیبی، الجزایر، آنگولا، عربستان سعودی، امارات متحده عربی، نیجریه، اکوادر، کویت، ونزوئلا می باشد. از جمله دلایل انتخاب این دسته از کشورها را می­توان همگن بودن اقتصاد این کشورها به دلیل نفت خیز بودن آن دانست به عبارت دیگر ؛ اقتصاد این دسته از کشورها همگی وابسته به درآمدهای نفتی می­باشند ؛ به­طوری که گسترش تجاری در این دسته کشورها معطوف به صادرات نفت و در قبال آن واردات کالاها می­باشد. عمده تفاوت بین این کشورها شدت و عمق گسترش مالی آ ن ها است . از دیگر دلایل انتخاب این دسته از کشورها را می­توان  عدم برخورداری اکثریت این کشورها از نظام مالی پیشرفته دانست. در این راستا می توان دو سوال اساسی را بیان نمود: 1- چگونه بهبود بخش مالی منجر به رشد اقتصادی می­شود؟  2- چگونه گسترش تجاری منجر به رشد اقتصادی می­شود ؟ و دو فرضیه در این تحقیق اینکه: الف ) بینگسترش بخش مالیو رشد اقتصادیدر کشورهای صادر کننده نفت رابطه معنی داری وجود دارد. ب ) بین شاخص گسترش تجاری در کشورهای صادر کننده نفت و رشد اقتصادی رابطه  معنی داری وجود دارد، مورد بررسی قرار می گیرد. روش تحقیق در این مطالعه استفاده از مدل پانل دیتا پویا می باشد. آمار و اطلاعات این تحقیق از بولتن بانک مرکزی ، اداره اطلاعات انرژی آمریکا و بخشی دیگر از اطلاعات هریتیج انتخاب شده است.

در این مقاله ، ابتدا مقدمه تحقیق، در بخش دوم، مبانی نظری  و بخش سوم به برآورد مدل و تحلیل فرضیه اختصاص می یابد. در بخش چهارم نیز نتیجه گیری مطالعه ارائه خواهد شد.

 

 

 

2- مبانی نظری تحقیق

در این تحقیق معیارهای آزادسازی تجاری به چهار دسته کلی طبقه بندی می شوند :     

 اولین و اساسی ترین معیار بازبودن تجاری، سهم تجارت است که از نسبت مجموع صادرات و واردات برتولید ناخالص داخلی بدست می آید.دومین گروه شامل معیارهای مربوط به محدودیت های تجاری است که نرخ های متوسط تعرفه از جمله شاخص های محدودیتهای تجارت است، که در چند دهه اخیر تعدادی از مطالعات بر رابطه بین متوسط نرخ تعرفه و رشد، توجه دارند. از لی^[iii] (1993) هریسون (1996) و ادواردز (1998)، یک رابطه منفی و معنا دار بین نرخ های تعرفه دار و رشد اقتصادی را نتیجه می گیرند. دسته بندی سوم ، شامل ترتیب دو جانبه پرداخت^[iv](BPA) به عنوان معیاری از مبنای تجاری کشورهاست. توافقی که توصیف کننده روش عمومی تسویه تراز تجاری بین کشورها است. دسته چهارم از معیارهای بازبودن تجاری، استفاده از نرخ ارز است که می تواند اثر مهمی بر توسعه مالی داشته باشند عمومی ترین معیار استفاده در این طبقه، نرخ بازار سیاه است که نشان دهنده ی موفقیت کارکرد قیمت ها در بازار ارز خارجی است.

درجه باز بودن مالی از طریق شاخص خالص ورودی سرمایه گذاری مستقیم خارجی، کمک های مالی خارجی و اعتبارات داخلی به وسیله بخش خصوصی و بانکی نسبت به تولید ناخالص داخلی اندازه گیری می شود که شامل وام های کمک خارجی و کمک های بلاعوض خارجی است و همچنین توسط شاخص مالکیت و کنترل دولتی در بخش بانکداری و بیمه و میزان آزادی موسسات مالی در تعیین نحوه اعتبار بر اساس درصدی از تولید ناخالص داخلی اندازه گیری می شود. نیکپور و دیگران در سال 1398 با بررسی همگرایی مالی بین ایران و کشور های عضو اوپک در سالهای 2005-2017 به روش الگوی خوشه ای پرداخته و نتیجه می گیرند که به طور کلی کشورهای عضو اوپک در هیچ یک از بازار های مالی(پول و سرمایه)تشکیل یک گروه همگرا را نمی دهند که دلیل آن تفاوت در سطح تجارت بین این کشور ها و درجه آزادی اقتصادی وابسته به آنها است. همچنین حسینی و دیگران(1397) نیز اقدام به بررسی توسعه مالی ، رشد اقتصادی و مصرف انرژی در منتخبی از کشور های در حال توسعه طی سال های 2001-2016 با استفاده روش پانل پویا و ایستا پرداخته و نتیجه گرفتند که یک رابطه منفی بین رشد اقتصادی و مصرف انرژی وجود دارد ، ولی توسعه مالی از طریق کانال رشد اقتصادی اثر مثبت بر مصرف انرژی دارد. محسن رضایی(1397) معتقد است که عامل رکود اقتصادی به درآمدهای نفتی یک کشور بستگی نداشته ؛ بلکه به افزایش نقدینگی ، کاهش ارزش پول ملی و بی ثباتی اقتصادی آن کشور وابسته است.

از آنجای که، عمیق مالی و سرکوب مالی واژه های کلان اقتصادی می باشند ؛ که در آن تجمع دارایی های مالی با نرخی سریعتر از تجمع ثروت غیر مالی را تعمق مالی می نامند ، و منظور از سرکوب مالی اشاره به مداخله دولت در تعیین دستوری نرخ بهره و نیز اعمال سیاستهای پولی تورم زا مربوط می شود.

تحلیل موضوع عمق مالی از سال 1911 توسط شومپیتر آغاز گردیده و بعدها توسط مکینون و شاو در سال 1973 و در سال 1981توسط استیگلیتز و در سال 2004 توسط اشنباخ در فرم کلاسیک آن و بدون تحلیل علت و معلول بین عمق مالی و رشد اقتصادی مورد بررسی قرار گرفته است.

از طرف دیگر ؛ فلیحی و دیگران (1396) در مقاله خود، نتیجه می گیرند که یک درصد افزایش در شاخص عمق مالی در بلند مدت و کوتاه مدت به ترتیب 7/0 و8/0 در صد بر رشد اقتصادی ایران تاثیر می گذارد . زروکی و دیگران (1394) اقدام به کار برد رده بندی تلفیقی و روش گشتاور های تعمیم یافته سیستمی ،تحت عنوان تاثیر توسعه مالی بر رشد اقتصادی استان ها ی ایران ، پرداخته است . عصاری آرانی و دیگران (1388) نیز تاثیر توسعه مالی بر فقر و نا برابری در کشور های عضو اوپک به روش پانل پویا وایستا و گشتاور تعمیم یافته پرداخته و نتیجه می گیرند که توسعه مالی از طریق رشد اقتصادی سهم به سزایی در کاهش فقر و نا برابری در این کشورها دارد. و بالاخره ، حسنوند و دیگران(1396) اثر توسعه مالی بر کاهش فقر در ایران را به کمک دو شاخص توسعه مالی (عمق مالی) و نسبت تسهیلات اعطایی سیستم بانکی به بخش غیر دولتی تقسیم بر تولید نا خالص داخلی پرداخته و نتیجه می گیرد که هر دو شاخص توسعه مالی تاثیر غیر خطی و آستانه ای بر فقر مطلق در ایران داشته است. بگونه ای که تا قبل از آستانه مشخص باعث بدتر شدن وضعیت فقر مطلق در جامعه می شود ، ولی گسترش توسعه مالی تاثیر مثبت و معنی داری بر کاهش فقر دارد. حد این آستانه تعمیق مالی به ترتیب بین 62/0 و 27/0 برآورد شده است. محمدی و دیگران(1393) رابطه علیت پویا بین توسعه مالی ، باز بودن تجاری و رشد اقتصادی بین دو کشور ایران و نروژ را مورد بررسی قرار داده است. رهنمای رود پشتی ودیگران (1392) در مطالعات خود نتیجه می گیرند که توسعه مالی و سرمایه گذاری از جمله نشانه ها ، علائم و مشخصه های عمق مالی است که بر رشد و توسعه اقتصادی تاثیر معنی دار ومثبت و مستقیم دارد. تعمیق مالی ، نشانه توسعه مالی و معرفت توسعه نظام مالی است و عمق مالی بیشتر در اقتصاد معرف توسعه مالی بیشتر و رابطه مثبت و معنی داری با نظام مالی ، رشد و توسعه اقتصادی دارد.

همچنین عبداله و دیگران(2008) ارتباط علیت بین واسطه گری مالی و رشد اقتصادی را برای کشور هند مورد مطالعه قرار داده اند . در سال 2005 نیز آزرمی و دیگران عمق مالی را با بررسی توسعه بازار سهام و رشد اقتصادی مورد بررسی قرار داده اند . ادوسی(2014) به بررسی رشد اقتصادی و توسعه مال پرداخته و نتیجه می گیرد که بین سرمایه انسانی و تورم به ترتیب ارتباط مثبت و منفی با توسعه مالی دارد.

کبیرحسن و همکاران ( 2011 ) ارتباط بین توسعه مالی و رشد اقتصادی در خاورمیانه را با استفاده از داده های تابلوییو با تقسیم بندی کشورها و درنظرگرفتن مناطق جغرافیایی آنها به کشورهای با درآمد کم و متوسط در بازه زمانی 1980-2007 را مورد بررسی قرار داده اند ،  به این نتیجه رسیده اند که رابطه دوسویه، بین رشد اقتصادی و توسعه مالی وجود دارد، اما در برخی از مناطق که درآمد سرانه پایین میباشد این رابطه از سمت توسعه مالی به رشد اقتصادی است. هوانگ وتمپل^[v](2005) اثرات افزایش تجارت بر توسعه مالی گروهی از کشورهای در حال توسعه و توسعه یافته را برای دوره2003-1970 بررسی نموده اند، یافته ها حاکی از این است که افزایش تجارت بر توسعه مالی بانک محور ، در کشورهای با درآمد بیشتر، اثر مثبت داشته است؛ در حالی که این نتیجه برای کشورهای با درآمد کمتر صادق نبوده است. عنوان استفاده از روش پانل دلالت بر اثر مثبت قوی افزایش تجارت بر سطح توسعه مالی در کل نمونه های آماری و کشورهای با درآمد کمتر داشته است؛ اما برای کشورهای با درآمد بالا، نتایج داده های پانل، ضعیف تر از داده های مقطعی کشورها بوده است. آن ها از سهم تجارت به عنوان شاخص افزایش تجارت؛ و از شاخص های بانکی به عنوان شاخص توسعه مالی استفاده نمودند. 

ختایی وخاوری نژاد (1377) نیز در تحقیقی ، نقش بازارهای مالی را در افزایش رشد اقتصادی ایران بررسی نموده اند. و نتیجه گرفته اند که در ایران آثار بهبود و گسترش بازارهای مالی بر رشد اقتصادی قابل مشاهده است. سامتی و رنجبر (1391) در مقاله ای به بررسی اثر توسعه مالی بر رشد اقتصادی پرداخته و نتیجه می گیرند که اثربخشی بازار مالی نسبت به بازار پولی در کشورهای توسعه یافته بالاتر است و ساختار مالی کشورهای توسعه یافته نیز متفاوت از کشورهای در حال توسعه می باشد و این به خاطر وجود درجه ی تقارن اطلاعاتی بالا و تکامل یافته در کشورها اخیر بوده است ولی در کشورهای درحال توسعه بازار پولی در مقایسه با بازار مالی قدرتمندتر عمل می کند. 

 

3- برآورد مدل و تحلیل نتایج

 ابتدا اثر بازارهای مالی را بر رشد اقتصادی از طریق نمودار مورد بررسی قرار داده و سپس به روش پانل دیتا پویا آنرا تخمین زده و در نهایت اثر برخی از متغیر های اثر گذار بر رشد اقتصادی را بررسی می کنیم. در این تحقیق از روش آمار توصیفی برای تفسیر متغیرها ، از آمار استنباطی به ویژه تحلیل های رگرسیونی و روش های اقتصاد سنجی برای تجزیه و تحلیل داده ها و از آزمون های مربوطه برای بررسی کیفیت داده ها و آزمون فرضیه ها استفاده می­شود. از جمله دلایل استفاده از روش پانل دیتا پویا (ارتگنال،پانل دیتا پویا) در این تحقیق را می­توان به حل مشکل درونزا بودن متغیرهای نهادی، کاهش یا رفع هم­خطی در مدل و افزایش بعد زمانی متغیرها نام برد.

 

3-1 - بررسی روند تغییرات تولید ناخالص داخلی در کشورهای او پک و ایران

برای درک بهتر اثرات متغیرهای انتخابیتحقیق، تلاش گردیده است روند تغییرات میزان تولید ناخالص داخلی تجاری برای کشورهای عضو او پک  بطور خلاصه نشان داده شود. در نمودار 1 مشاهده می­شود که طی دوره مورد مطالعه ؛  میزان  تولید ناخالص داخلی در کشور ایران بیشتر از کشورهای عضو او پک بوده است که  یکی از دلایل  آن می توان وجود منابع طبیعی فراوان و وسعت بازار فروش نفت در ایران در این دوره دانست.

 

 

نمودار 1-روند  میزان تولید ناخالص  داخلی در کشورهای او پک و ایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

در نمودار 2 روند تغییرات تولید ناخالص داخلی در کشورهای عضو او پک و ایران  نشان داده شده است . روند تغییرات تولید ناخالص داخلی طی سالهای 2004-2002 در کشورهای عضو او پک صعودی می باشد،  اما همین نمودار طی سالهای 2009-2004 روندی کاملا نزولی به خود گرفته است که یکی از علل نزولی بودن آن را می توان بحران اقتصاد جهانی و باز بودن این کشورها و تاثیر منفی آن بر اقتصاد این دسته از کشورها دانست و با تشدید بحران اقتصادی صادرات نفت خام از این گروه کشورها کاهش یافته و اقتصاد آنها دچار بحران می شود. علاوه بر این ، دلایل تشدید تحریم های اقتصادی ایران در سال 2017 رشد تولید ناخالص داخلی در این سال  به 2- در صد رسیده است.

 

 

نمودار 2- روند تغییرات تولید ناخالص داخلی در کشورهای اوپک و ایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

3-2- بررسی روند عمق مالی

شاخص ژرفایمالی(عمق مالی)  اندازهواسطه گرهایمالیرامی سنجد. یکی از روش های رایج برای اندازه گیری ژرفای مالی، نسبت بدهی های نقدی به تولید ناخالص داخلی است. بدهی های نقدی شامل اسکناس و مسکوک خارج از سیستم بانکی به علاوه ی حساب های جاری و سایر بدهی های بهره دار بانک ها و واسطه گر های مالی غیر بانکی در هر کشور است، که با M3 نشان داده می شود. این متغیر در برآورد و تخمین مدل را می توان به عنوان یکی از شاخص های توسعه مالی در نظر گرفت (اخبازی،1385، ص 20).

 

 

نمودار 3 نشاندهنده  روند تغییرات عمق مالی در کشورهای عضو او پک و ایران که دارای روند سینوسی با نوسانات ملایم می باشد. علت اینکه در سال 2008 نمودار بطور ناگهان روند افزایش داشته این است که در این دوره کشورهای بزرگ تر به اقتصاد داخلی خودشان پول تزریق کرده و تولید شان را افزایش داده اند ، به همین دلیل نفت کشورهای او پک را خریداری کرده و از این طریق برای یک دوره حجم پول در کشورهای عضو او پک افزایش یافته و رونق کاذب ایجاد نموده است؛ پس از آن در ایران نیز به علت وجود تحریم های اقتصادی  نمودارش نزولی شده است . نقدینگیبالادرایرانآثارتورمیبسیاریرادربخشهای مختلفاقتصادیدرپی داشتهودربازارهاییمانندمسکن،کالاوخدماتوسرمایهباعثناکارآمد شدنسیاستهایپولیدولتوبانکمرکزیشدهوسردرگمیهاییرادراینبازارهابهوجودآوردهاست . افزایش حجم پول اگرچه می‌تواند به ایجاد یک دوره رونق کاذب و موقتی در اقتصاد بینجامد، اما در دوره بعدی به افزایش نرخ تورم از یک طرف و ایجاد رکود اقتصادی از طرف دیگر منجر می‌شود که این پدیده را رکود تورمی می نامند. در واقع رونق اقتصادی اولیه و افزایش تولید با رکود اقتصادی پس از آن و کاهش تولید ، خنثی شده و تنها اثرات تورمی افزایش حجم پول باقی خواهد ماند. از سال 2011 به بعد روند عمق مالی از تغییرات قابل ملاحظه ای بر خور دار نبوده است.

 

 

نمودار 3- روند عمق مالی در کشورهای او پک و ایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نمودار 4 نیز نشان می دهد که میانگین عمق مالی دارای روند سینوسی می باشد. در اینجا نیز به دلایلی که در قسمت بالا (نمودار 3) بیان گردید، طی سال های 2009-2008 نمودار افزایش ناگهانی داشته و پس از آن برای کشور ایران به علت تحریم های بانک مرکزی ، به شدت نزول شده است.

 

 

 

 

 

نمودار4- روندتغییراتعمقمالیدرکشورهایاوپکوایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

3-3- بررسی روند میزان اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و دولتی

مبنایاستفادهازشاخص میزان اعتبارات اعطایی به بخش خصوصیآناستکههرچهنظاممالیسهمبیشتریازاعتبارات رابهسمتبخشخصوصیهدایتکند،درکارکردهای خودازقبیلارزیابیمدیران،انتخابطرح­هایسرمایه­گذاری،پرداختنبهمدیریتریسکوارائهخدماتمالیموفقترعملمی­کند. میانگین تسهیلات اعطایی به بخش دولتی در ایران نسبت به میانگین کشورهای اوپک بیشتر می­باشد. همچنین مشاهده می­شود که روند تغییرات میزان تسهیلات بانکی به بخش خصوصی طی سال­های 2001-1995 یک روند سینوسی ملایم دارد ، در حالی که طی سال­های 2007-2001 روند تسهیلات اعطایی به بخش دولتی در ایران با شیبی نسبتاً صعودی می­باشد.میزان اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و دولتی در کشورهای او پک و ایران به یک اندازه داده می شود ، اما در ایران تلاش می گردد که هرچه بیشتر به سمت خصوصی سازی پیش روند ، می توان علت عمده آن سند چشم­انداز20 ساله و افزایش روند خصوصی سازی در ایران دانست و ایران به علت دولتی تر بودن کشورش نمودار آن نسبت به سایر کشورهای او پک بالاتر است. از سال 2010 به بعد شکاف قابل ملاحظه ای بین اعطای تسهیلات بخش دولتی بین کشور ایران و کشورهای عضو او پک به وجود آمد.

 

 

نمودار 5 - روند میزان اعتبارات اعطایی به بخش دولتی در کشورهای عضو او پک و ایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

تا سال 2008 ؛ به دلیل اینکه تولید ناخالص داخلی در ایران بیشتر از سایر کشورهای عضو او پک می باشد، اعطای تسهیلات به بخش خصوصی نیز در ایران بیشتر است به همین دلیل باعث بالاتر قرار گرفتن نمودار کشور ایران نسبت به سایر کشورهای او پک می باشد ولی این روند از سال 2009 برعکس شده است.

 

 

نمودار6 -روندمیزاناعتباراتاعطاییبهبخشخصوصیدرکشورهایاو پکوایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

3-4- بررسی روند گسترش تجاری در کشورهای عضو او پک و ایران

دلیل کاهش حجم فعالیت های تجاری در دنیا ، در سال 2009 میلادی ،کاهش تقاضای جهانی در اثر نزول نرخ رشد اقتصادی جهانی دانست؛ ولی مطالعات نشان می­دهد که مهم­ترین مساله در کاهش حجم فعالیت­های تجاری ،کمبود اعتبارات مورد نیاز برای این بخش می باشد که علت آن را می توان باز بودن اقتصاد کشورهای عضو او پک و تا حدودی محدودیت درگمرکات  واقتصاد بسته ایران دانست. این مساله در نمودار 7 به وضوح مشاهده می گردد.

 

 

نمودار7- روند تغییرات گسترش تجاری در کشورهای اوپک و ایران

منبع: یافته های پژوهشگر

 

3-5 - تصریح مدل و شناسایی الگو

از دیدگاه نئوکلاسیک ها، رابرت سو لو در سال 1956 میلادی الگویی را طراحی کرد که در آن نرخ رشد اقتصادی به سرعت تحت تاثیر نهاده های نیروی کار و سرمایه قرار می گرفت. در الگوی سولو افزایش ذخیره سرانه سرمایه سبب افزایش تولید سرانه می شود به طوریکه اگر در شرایط تعادل پایدار یکنواخت قرار داشته باشیم، سطح درآمد سرانه توسط تابع تولیدی که خود حاوی تکنولوژی، پس انداز و نرخ رشد جمعیت است که همگی به صورت برون زا وارد مدل می شوند، تعیین می گردد. اگر این نرخ ها به صورت مقطعی بین کشورها متفاوت باشند، این مدل، نرخ های رشد متفاوتی در پس انداز و جمعیت را در خود جای می دهد. بنابراین ، در کشورهای مختلف، تحت شرایط تعادل یکنواخت با سطح درآمد سرانه متفاوت و سایر عوامل ثابت، کشوری که دارای نرخ رشد پس انداز بالاتری است به سطح بالاتری از درآمد می رسد و چنانچه کشوری نرخ رشد جمعیت بیشتری داشته باشد، به سطح پایین تری از تولید سرانه دست خواهد یافت.

در الگوی سولو، رشد بلند مدت تولید سرانه تنها به پیشرفت فنی بستگی دارد. اما رشد اقتصادی در کوتاه مدت می تواند ناشی از پیشرفت فنی یا انباشت سرمایه باشد. لذا تعیین منابع رشد در کوتاه مدت نیازمند کار تجربی است. در این مدل تابع تولید به صورت زیر در نظر گرفته می شود:

(معادله 1)  

 

(معادله 2)

 

(معادله 3)

 

(معادله 4)

 

 

در اینجا  کشش تولید با توجه به نیروی کار در زمان t،  کشش تولید با توجه به سرمایه و R می باشدکه عبارت است از:

(معادله 5)

 

 

با کم کردن  از دو طرف و استفاده از این واقعیت که  است، رابطه زیر را برای نرخ رشد تولید سرانه بدست می آوریم:

(معادله 6)

 

 

از رابطه (معادله 6)، نرخ های رشد L و KوY را می توانیم به سادگی اندازه گیری کنیم و اگر سرمایه پاداشی برابر بازدهی نهایی اش دریافت کند. K را با اطلاعات در مورد سهم سرمایه از درآمد، می توان محاسبه نمود. بنابراین R(t) به عنوان پسماند در معادله اندازه گیری شده و راهی برای تجزیه رشد سرانه به سهم های رشد سرمایه سرانه و پسماند سولو ایجاد می کند. معمولا از پسماند سولو به عنوان معیاری برای سهم پیشرفت فنی استفاده  می شود این چارچوب تحلیلی ، در مورد بسیاری از مسایل کاربرد داشته است. از آنجایی که نظریه های رشد نئوکلاسیک بر فروض رقابت کامل با مشکل مواجه است، لحاظ کردن تغییرات فناوری در مدل نیز با مشکل مواجه خواهد شد. چون پیشرفت فناوری مبتنی بر خلق فکر جدید است و با تولید و عرضه آن به بازار، ابعادی از ویژگی های کالای عمومی بر آن حاکم می شود. بنابراین، هنگامی که فناوری برون زا است، برای هر سطحی از دانش و فناوری،  در نظر گرفتن فرض بازده به مقیاس ثابت برای عوامل تولید رقابتی مانند نیروی کار و سرمایه منطقی است ، اما هنگامی که نهاده هایی نظیر دانش و فناوری که ماهیتا غیر رقابتی هستند در تابع تولید لحاظ می شوند، با ثابت بودن میزان سایر عوامل مانند نیروی کار و سرمایه، بازده به مقیاس صعودی خواهد بود که با شرایط بازار رقابت کامل همخوانی ندارد. مدل رشد سولو مهمترین مدل رشد درونزاست و الگوی استفاده شده در این پژوهش نیز یک مدل رشد درونزاست که عمده ترین دلیل انتخاب مدل سولو از میان الگوهای فراوان رشد نیز همین است.

در این تحقیق نیز به منظور بررسی اثر گسترش مالی بر رشد اقتصادی ، از مدل رشد نئوکلاسیک استفاده شده است. به منظور آزمون فرضیه های تحقیق نیز از مطالعات یانیک کایا^[vi] (2003) ، کراتو^[vii] (2010) ، تقوی (1390) به عنوان منابع اصلی تحقیق بکارگرفته شده است. بدین ترتیب الگوی بکار رفته در منبع اصلی به صورت زیر تعریف شده است :

 

 

 

 عبارت است از لگاریتم GDP سرانه به قیمت ثابت سال 2000 و بر اساس دلار آمریکا.

FD نشان دهنده شاخص های توسعه مالی ، TRADE شاخص توسعه تجاری وH بیانگر شاخص توسعه انسانی است.  بیانگر مجموعه ای از متغیرهای کنترلی می باشد که در این تحقیق از متغیر نیروی کار (L) و سرمایه فیزیکی (K) استفاده شده است. با اندکی تغییرات در متغیرهای برونزا مدل این پژوهش به شکل زیر در نظر گرفته شده است:

 

 

 

که در آن  عبارت است از لگاریتم GDP سرانه به قیمت ثابت سال 2005 و بر اساس دلار آمریکا می باشد.

FD :شاخص توسعه مالی است که در این پژوهش از دو متغیر شاخص عمق مالی و نسبت اعتبارات داده شده به شرکت ها و موسسات خصوصی به GDP استفاده شده است.

شاخص عمق مالی که برابر است با M3 (پول گسترده) تقسیم بر GDP (تولید ناخالص داخلی). بسیاری از محققان این متغیر را به عنوان شاخص عمق مالی در نظر گرفته اند. این متغیر در برآورد و تخمین مدل می­تواند به عنوان یکی از شاخص­های مهم توسعه مالی در نظر گرفته شود.

DCPS :برابر است با نسبت اعتبارات داده شده به شرکت ها و موسسات خصوصی به GDP .فرضیه­­ی موجود  در این شاخص وجود  سیستم های مالی اعتبارات  به شرکتهای خصوصی میباشد.

DCBS :برابر است با نسبت اعتبارات داده شده به شرکت ها و موسسات دولتی بهGDP .فرضیه­­ی موجود  در این شاخص وجود  سیستم های مالی اعتبارات  به شرکتهای دولتی میباشد.  

 OPEN: این متغیر به عنوان شاخص شدت تجاری در نظر گرفته شده است. این متغیر به عنوان شاخصی که حجم تجارت و میزان باز بودن اقتصاد یک کشور را نشان می دهد در مدل وارد شده است، که به صورت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی در نظر گرفته شده است ، به قیمت ثابت 2000=100می باشد

 و  بیانگر مجموعه ای از متغیرهای کنترلی می باشد که در این تحقیق :

 L: به عنوان شاخص نیروی کار در نظر گرفته شده که در اکثر مدل های رشد درون زا مورد استفاده قرار می گیرد که شامل کل افراد دارای تحصیلات دانشگاهی شاغل و در انتظار شغل می باشد .

K :میزان سرمایه فیزیکی مورد استفاده در هر کشور به قیمت ثابت 2005 دلار آمریکا است.

 

3-6 –نتایج برآورد و تحلیل پویای مدل

• آزمون مانایی متغیرها

بررسی های انجام شده نشان می­دهد که در مورد بسیاری از مدل های سری های زمانی اقتصادی، متغیرها ناپایا(نامانا) هستند. بنابراین، مطابق با نظریه همجمعی یا همگرایی^[viii] در اقتصادسنجی نوین، ضروری است تا نسبت به پایایی(مانایی) یا ناپایایی(نامانایی) آنها را بررسی نمود. آزمون ریشه واحد دیکی­فولر فیشر، چو ، لینو ریشه عادی لوین ، از مناسب ترین این آزمون هامی باشد.

در ابتدا آزمون ایستایی و مانایی با استفاده از آزمون ریشه واحد t (لوین لی  و چو) برای تک تک متغیرهای انتخابی در سطح صفر( بدون تفاضلگیری) مورد بررسی قرار گرفته است ، که نتایج آن در جدول 1 نشان داده شده است .

 

جدول1 - آزمون ریشه واحد t  لوین لی و چو در سطح

نتایج	Prob	Statistic	متغیرها
نامانا	65/0	40/0	LGDP
نامانا	06/0	52/1-	LM3
نامانا	64/0	36/0	LDCPS
نامانا	72/0	6/0	LK
نامانا	63/0	35/0	LOPEN
مانا	04/0	73/1-	LL
نامانا	66/0	43/0	LDCBS

منبع: یافته های پژوهشگر

 

همان­طور که در جدول1 مشاهده می­شود بجز متغیر نیروی کار تمامی متغیرهای در سطح مانا نمی­باشند. بنابراین ؛ لازم است تا آزمون ریشه واحدt لوین لی و چو با یکبار تفاضل گیری صورت گیرد که در جدول 2 نشان داده شده است.

 

جدول 2- آزمون ریشه واحد t  لوین لی و چو  با یکبارتفاضل گیری

نتایج	Prob	Statistic	متغیر ها
مانا	0	87/3-	D(LGDP)
مانا	0	18/8-	D(LM3)
مانا	0	35/5-	D(LDCPS)
مانا	0	9/5-	D(OPEN)
مانا	0	05/6-	D(LK)
مانا	0	33/4-	D(DCBS)

منبع: یافته های پژوهشگر

 

D در جداول 2، بیانگر تفاضل مرتبه اول  متغیرهاست. نظر به اینکه در این تحقیق متغیرها  به صورت لگاریتم  برآورد می گردد لذا متغیرهایی که در این جداول  به صورت لگاریتمی مورد آزمون قرار گرفته اند ، نشان داده شده اند .با توجه به نتایج آزمون های پایایی، استنباط می­گردد که در سطح (یک بار تفاضل گیری) کلیه متغیرها ، دارای ریشه واحد بوده و به عبارتی ایستا(مانا) می­باشند.

 

• ·       آزمون همجمعی

مفهوم اقتصادی همجمعی آن است که، وقتی دو یا چند متغیر سری زمانی بر اساس مبانی نظری با یکدیگر ارتباط داده می­شوند تا یک رابطه تعادلی بلندمدت را شکل دهند، هرچند ممکن است خود این سری­های زمانی دارای روند ناپایا باشند، اما در طول زمان یکدیگر را به خوبی دنبال می­کنند به گونه ای که تفاضل بین آنها پایا بوده است. بنابراین،  مفهوم همجمعی را تداعی می­کنندکه وجود یک رابطه تعادلی بلندمدت می باشد که، نظام اقتصادی در طول زمان به سمت آن حرکت می­کند. در مدل سری زمانی این تحقیق به دلیل اینکه بعضی از متغیرها با یک بار تفاضل گیری و سایر متغیرها بدون تفاضل گیری مانا می­باشند ؛ بنابراین نیاز به آزمون همجمعی می­باشد.

در آزمون­ محاسبه ­شده اگرسطوح بحرانی بدست آمده ازمقادیر ­بحرانی ­ارائه ­شده ­توسط مک کینون-هایگ-مایکلز بیشتر باشد، فرضیة صفر، یعنی ­وجود r بردار هم­انباشتگی پذیرفته ­می­شود. از اینرو، با توجه ­به­نتایج ­حاصل­ شده، وجود 6 بردار هم­ انباشتگی ­در مدل­ مورد نظر پذیرفته ­می­شود؛ زیرا کمیت­ آمارة آزمون­از مقدار بحران­ آن ­در سطح 95 % بیشتر و prob آن کمتر از 05/0 است.

 

جدول 3- آزمون همجمعی

Hypothesized	Fisher Stat.*		Fisher Stat.*
No. of CE(s)	(from trace test)	Prob.	(from max-eigen test)	Prob.
None	11.09	0.8905	29.51	0.0425
At most 1	46.55	0.0002	46.55	0.0002
At most 2	165.8	0.0000	165.8	0.0000
At most 3	202.0	0.0000	133.9	0.0000
At most 4	105.7	0.0000	73.84	0.0000
At most 5	70.58	0.0000	70.58	0.0000

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

3-6-1- مدل برآوردی کشورهای عضو او پک

مدل برآوردی برای بررسی اثر گسترش مالی و تجاری بر رشد اقتصادی در کشورهای عضو اوپک بصورت زیر می­باشد که در آن متغیر عمق مالی، اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و اعتبارات اعطایی به بخش دولتی به عنوان متغیر گسترش مالی و صادرات به علاوه واردات نسبت به تولید ناخالص داخلی به عنوان متغیر گسترش تجاری  انتخاب شده  است .

 

 

جدول 4: مدل برآوردی کشورهای اوپک

Instrument specification: LOG(GDP) LOG(GDP(-1)) LOG(M33(-2))
LOG(DCBSS) LOG(DCPSS()) LOG(K(-2)) LOG(L()) LOG(OPEN())
Constant added to instrument list
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
LOG(GDP(-1))	0.387767	0.110507	3.508993	0.0006
LOG(M3)	-0.672190	0.115881	-5.800677	0.0000
LOG(DCBSS)	-0.993443	0.404013	-2.458939	0.0150
LOG(DCPSS)	1.285270	0.429573	2.991971	0.0032
LOG(K)	0.169015	0.076891	2.198105	0.0294
LOG(L)	0.182815	0.083581	2.187279	0.0302
LOG(OPEN)	-0.106753	0.063402	-1.683731	0.0942
J-statistic	3.803410	Instrumentrank	8

منبع: یافته های پژوهشگر

 

4- تفسیر نتایج تحقیق

همان گونه که در جدول 4مشاهده می گردد ، ضرایب تک تک متغیرهای انتخابی شامل متغیر گسترش مالی ، گسترش  تجاری ، نیروی کار و موجودی سرمایه فیزیکی کشور های منتخب ، در  مدل برآوردی ارتباط معناداری با رشد اقتصادی دارند. به عبارتی دیگر تک تک متغیرهای مستقل انتخابی  بر متغیر وابسته یعنی رشد اقتصادی موثر می­باشند ،همچنین، نتایج ضرایببرآوردینشانمیدهدکهتولیدناخالصداخلی بایکوقفه، در سطح اطمینان بالایی معنادار می باشد وبرتولید ناخالص داخلیدرکشورهای عضو اوپکتأثیردارد. با توجه به مدل برآوردی مشاهده می­شود که رشد اقتصادی دوره قبل بر رشد اقتصادی دوره بعد تاثیر دارد. همچنین در مقایسه عوامل گسترش مالی میزان اعطای تسهیلات به بخش­های خصوصی با28/1 درصد بیشترین تاثیر گذاری را دارد و عمق مالی با میزان 67/0- کمترین تاثیرگذاری را ایجاد می کند. این نتیجه در مقطع زمانی مورد مطالعه رخ داده و در عین حال وابستگی شدید واردات این کشور ها به درآمدهای نفتی و عدم برخورداری اکثریت این کشورها ار نظام مالی پیشرفته و بالا خره تاثیر پذیری این کشور ها به بحران اقتصادی جهانی و باز بودن اقتصاد آنها و کاهش صادرات نفت این کشور ها در دوره مورد مطالعه دانست.عامل شدت تجاری با میزان 1/0- در بین تمامی متغیرها انتخابی دارای کمترین تاثیر بر رشد اقتصادی در کشورهای عضو اوپک می­باشد. همچنین مشاهده می شود که سرمایه فیزیکی بر رشد اقتصادی تاثیر مثبت و معنی داری برابر 16/0 دارد ، که به این معنی است که هر چه سرمایه وارد کشورهای عضو اوپک شود حتما رشد اقتصادی به همراه دارد خواه این سرمایه گذاری  داخلی باشد یا خارجی. نیروی انسانی نیز تاثیر مثبت و معنی داری بر رشد اقتصادی به همراه دارد و میزانش 18/0  می باشد که از سرمایه فیزیکی بیشتر می باشد و بیان گر این است که نیروی کار در این سری کشورها کارایی بیشتری دارد.

 

5  -نتیجه گیری

نتایج حاصله این تحقیق که در غالب یک مدل تجربی ؛ برای 11 کشور عضو او پک انجام گرفته است ؛ نشان می دهد کهمیان رشد عمق مالی به میزان67/0-  بر تولید ناخالص داخلی و اعطای تسهیلات به بخش­های دولتی به میزان 99/0-   بر میزان تولید ناخالص داخلی رابطه معکوس و معناداری برقرار می کند. بنابراین ؛ فرضیه اول تحقیق در این دو مورد رد می­شود ، اما این رابطه در مورد اعطای تسهیلات به بخش­های خصوصی مثبت و معنادار می­باشد. به عبارت دیگر، فرضیه اول تحقیق در این مورد قابل قبول می­باشد. پس می­توان گفت گسترش بخش­های مالی در کشورهای عضواوپک تنها درصورتی که در زمینه اعطای تسهیلات به بخش­های خصوصی باشد منجر به افزایش تولید خواهد شد ؛ در غیر این صورت ( اعطای تسهیلات به بخش­های دولتی یا گسترش حجم پول) نه تنها منجر به تورم می­شود بلکه باعث کاهش تولید ناخالص داخلی و رکود اقتصادی نیز خواهد شد. همچنین ، با توجه به میزان شدت تجاری(1/0- )  مشاهده می­شود که رابطه معکوس و معناداری میان شدت تجاری و میزان تولید ناخالص داخلی وجود دارد . بنابراین ، می­توان گفت فرضیه دوم تحقیق در مورد کشورهای صادر کننده نفت خام عضو او پک رد ­می­شود. نتیجه اینکه به­طور کلی می­توان گفت ، در کشورهای  عضو او پک به دلیل اینکه بیشتر ین درآمد؛  حاصله از فروش نفت خام می­باشد و صادرات کالاهای دیگر تحت تاثیر فروش نفت قرار می گیرد. به عبارت دیگر ،کشورهایی که اقتصادی وابسته به نفت دارند ؛ گسترش مالی جز از طریق اعطای اعتبارات به بخش­های خصوصی به دلیل وارد شدن پول تزریقی به تولید نمی­تواند اثری مثبت بر تولید ناخالص داخلی داشته باشد. زیرا گسترش مالی از طریق رشد عمق مالی و اعطای اعتبارات مالی به بخش­های دولتی به دلیل جذب نشدن برای تولید ، منجر به تورم و به دنبال آن بی ثباتی بازار و کاهش توان تولیدی می­شود. از دیگر نتایج این تحقیق می­توان گفت اعتبارات اعطایی به بخش­های خصوصی 29/1 برابر بیشتر از اعتبارات اعطایی به بخش­های دولتی یا تحت مدیریت دولتی تاثیر گذار می­باشد. و سرمایه انسانی12/1 برابر بیشتر از سرمایه فیزیکی ، منجر به افزایش تولید ناخالص داخلی می­شود. یکی از مهمترین دلایل آن می­توان به کاربر دی بودن این دسته از کشورها و کمبود سرمایه انسانی ماهر دانست.

---

1- گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.  (نویسنده مسئول)  [e-mail]

2-گروه برنامه ریزی سیستم های اقتصادی دانشکده اقتصاد و حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.  [e-mail]

---

[i].Hicks

[ii].Schumpeter

3. Lee

4. Bilateral Payment Arrangement

1. Huang

1. HalitYanikkaya

2. HajerKratou

1. همگرایی به معنای وجود رابطه تعادلی و بلند مدت بین متغیر های سری زمانی می باشد                                                

مراجع

1)     آرمن،سیدعزیز،تبعهایزدی،امینوفاطمهحسین پور،(1387) ، "مثلثتوسعهمالی،رشداقتصادیوتجارتخارجیدرایران"، فصلنامهاقتصادمقداری،دوره5،شماره3.

2)     ابراهیمی، علیرضا،(1391)،"بررسی رابطه گسترش توسعه مالی و رشد اقتصادی در کشورهای عضو اوپک"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران.

3)     اخبازی ، محمد ،(1385)، "مروری بر وضعیت ژرفای مالی ایران" روند ، سال شانزدهم ، شماره 48 .

4)     امیدی، نسرین ،(1390)،"تورم، توسعه مالی و رشد با رویکرد داده های ترکیبی در کشورهای منتخب" ،پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی

5)     بروکس ، جان و رابرت ایوانز ،(1381)،" سیاست های اقتصاد کلان" ، ترجمه عبداله جیروند ، تهران ، انتشارات مهربان

6)      تقوی ، مهدی و حسین امیری ،(1390)،"توسعه مالی و رشد اقتصادی در کشورهای منا با استفاده از روش پانل پویا GMM"، دانش مالی ، شماره10.

7)     جعفری صمیمی، احمد، فرهنگ، صفر، رستم زاده، مهدی، محمدزاده، مهدی،( 1388)،"تاثیر توسعه مالی و آزادسازی تجاری بر رشد اقتصادی در ایران"، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، شماره چهارم.

8)     حسینی سیده مریم،کریم زاده سعید دانی، بختیاری،صادق،(1397)، ارتباط بین توسعه مالی، رشد اقتصادی و مصرف انرژی در منتخبی از کشور های در حال توسعه، فصلنامه اقتصاد مالی،شماره 45، سال 12.

9)     راستی،محمد ،(1387)، "آثارتوسعهتجارتبرتوسعهمالیدراقتصادایران"،فصلنامهبررسیهایبازرگانی ،شماره3.

10) راستی ، محمد ، (1388)،"بررسی رابطه توسعه مالی و رشد اقتصادی در ایران" ، پایان نامه کارشناسی ارشد ، دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران.

11) رضایی، محسن،(1397)،ارزیابی علل و پیامد های عمده بحران اقتصاد ایران،فصلنامه اقتصاد مالی، شماره 42 سال 12.

12) رهنما رودپشتی ،فریدون ،تقوی ، مهدی،وشاهوردیانی شادی (1392)، تعمیق مالی و توسعه مالی ، فصلنامه دانش مالی تحلیل اوراق بها دار ، سال ششم ،شماره 17 ص. 15-29.

13) زروکی، شهریار ، موتمنی ،مانی و فاطمه نریمانی کناری (1394) تاثیر توسعه مالی بر رشد اقتصادی استان ها کاربرد رده بندی تلفیقی و روش گشتاورهای تعمیم یافته سیستمی ، فصلنامه سیاستگذاری پیشرفته اقتصادی ، دانشگاه الزهراء سال سوم شماره 8 ، ص 33-62 .

14) شایسته اصل، مهدی،(1391)،"بررسی رابطه توسعه بازارهای مالی در کشورهای منتخب با تاکید بر بحران مالی اخیر" ، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران.

15) شیرمرد، روح الله، (1392)،"بررسی اثرات آزادسازی مالی و تجاری بر توسعه مالی گروهی از کشورهای عضو اوپک" ،پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکز.

16)  فلیحی ، نعمت ، بخارایی ، ریحانه (1396) ، بررسی اثر عمق مالی بر رشد اقتصاد ی در ایران ، فصلنامه اقتصاد مالی ،شماره 38 سال 11.

17) محمدی ،تیمور، ناظمان ،حمید و یونس خداپرست پیر سرایی (1393) ، بررسی رابطه علیت پویای بین توسعه مالی ، باز بودن تجاری و رشد اقتصادی ، مقایسه موردی دو کشور نفتی ایران و نر وژ ، فصلنامه اقتصاد انرژی ایران ، سال سوم شماره 10 ، ص 151-178 .

18) معروف ، ناهید ، (1392)،" بررسی اثر توسعه انسانی ، مالی و تجاری بر رشد اقتصادی" ، پایان نامه کارشناسی ارشد ، دانشکده اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران.

19) نیکپور،ساغر، بهمنی،مجتبی، جلالی،عبدلمجید جلالی،نجاتی مهدی،(1398)،بررسی همگرایی مالی ایران و کشورهای عضو اوپک، فصلنامه اقتصاد مالی، شماره 46،سال 13.

20)   Adusei, Michael (2014), Dose Economic Growth Promote Financial Development? Research Applied Economics, Vol,6, No.2,pp.209-220.

21)   Baltagi, B. (2002). Econometric Analysis of Panel Data.Torento: John Wiley & Sons, Inc.

22)   Greenway, D. M, Wright, W,  P, (2002). Trade liberalization and growth in development countries, Journal of Development Economics, 67: 229-244

23)   Hajer, K.  ،Najeh K. (2010), Financial Openness, Institutions, Financial Development and Economic Growth: Empirical Evidence from the MENA Region, Journal of Monetary Economics

24)   Kaya, I. Konstantin, L. M.M. (2011). To liberalize or not to liberalize: political and economic determinates of financial liberalization, emerging markets review 13 (2012) 78-99.

25)   Kabir,M. H. (2011), Financial development and economic growth: New evidence from panel data, The Quarterly Review of Economics and Finance.

26)   Shaw, E.(1973). Financial Deepening in Economic Development. New York: Oxford University. Press.

 

یادداشت‌ها