اثر سرمایه گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی ایران بسط مدل پاجولا

اقتصاد مالی

مقاله 5، دوره 11، شماره 40، آذر 1396، صفحه 95-116   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

اسفندیار جهانگرد^{* 1}؛ آرین دانشمند²؛ سامان پناهی³؛ بهنام نیک بین⁴

¹دانشیار و عضو هیأت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی ، تهران، ایران

²استادیار و عضو هیأت علمی پژوهشکده علوم اقتصادی دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

³کارشناسی ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران

⁴کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی دانشگاه علامه طباطبائی و پژوهشگر در پژوهشکده سیاستگذاری علم، فناوری و صنعت دانشگاه صنعتی شریف ، تهران، ایران

چکیده

در کشورهای توسعه یافته افزایش سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی یکی از عوامل اصلی در انتقال تکنولوژی‌های نوین، ارتقا بهره‌وری و رشد اقتصادی است، در صورتی که این موضوع برای کشورهای در حال توسعه لزوماً چنین نیست و گاه نتایج عکس نیز در بر خواهد داشت. در این تحقیق به بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی(FDI) بر رشد اقتصادی ایران در شرایط همگرایی مشروط (Conditional Convergence) با استفاده از رهیافت خود بازگشت با وقفه های توزیعی (ARDL) به همراه آزمون کرانه­های پسران، شین و اسمیت (2001) طی سال های 1970 تا 2014 خواهیم پرداخت. نتایج تخمین حاکی از آن است که اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی در چارچوب مدل رشد بسط یافته پاجولا و در حالت همگرایی مشروط، در کوتاه­مدت و بلندمدت منفی و معنادار است که البته در کشورهای در حال توسعه­ای مانند ایران و کشورهای مشابه و با در نظر گرفتن ساختار این کشورها نتایج دور از واقعیت نیست. بنابراین جهت استفاده کارامد و مؤثر از سرمایه­گذاری مستقیم خارجی باید ساختارهای اقتصادی را اصلاح، قابلیت جذب تکنولوژی و بخش­های مولد که دارای ارزش افزوده بالایی هستند را شناسایی و منابع خارجی را به سوی این بخش­ها هدایت کرد.
Increasing level of Foreign Direct Investment (FDI) in developed countries is one of the main and fundamental reasons for transferring brand-new technologies, improvement in the total productivity and economic growth, as well. Although, this is not necessarily true for developing countries and may sometimes act as a barrier to economic growth. In this study, we investigate the effect of FDI on Iran economic growth using Autoregressive Distributed Lag (ARDL) approach along with Bound’s test of Pesaran, Shin and Smith (2001), considering the conditional convergence throughout the period of 1970 to 2014. The results demonstrate that the impact of FDI on economic growth in the framework of augmented Pohjola growth model coupled with conditional convergence is negative and significant both in short and long run which is not far beyond the expectations for many developing countries like Iran, regarding their economic structures. Some of the reasons that cause this negative impact are the lack of necessary infrastructure, technology absorption capability and skills to use them in addition to inappropriate business environment, economic policies instability, managerial and executive related issues and the most important one that is the misleading of foreign investment resources to counterproductive sectors in lieu of productive ones.

کلیدواژه‌ها

رشد اقتصادی؛ تجارت خارجی؛ سرمایه‌گذاری خارجی؛ سرمایه انسانی؛ سرمایه فیزیکی. طبقه بندی JEL : F14؛ E22؛ F16

اصل مقاله

 

اثر سرمایه گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی ایران

بسط مدل پاجولا

 

 

تاریخ دریافت: 14/04/1396           تاریخ پذیرش: 19/06/1396

اسفندیار جهانگرد[1]

آرین دانشمند[2]

سامان پناهی[3]

بهنام نیک‌بین[4]

 

چکیده

در کشورهای توسعه یافته افزایش سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی یکی از عوامل اصلی در انتقال تکنولوژی‌های نوین، ارتقا بهره‌وری و رشد اقتصادی است، در صورتی که این موضوع برای کشورهای در حال توسعه لزوماً چنین نیست و گاه نتایج عکس نیز در بر خواهد داشت. در این تحقیق به بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی(FDI) بر رشد اقتصادی ایران در شرایط همگرایی مشروط (Conditional Convergence) با استفاده از رهیافت خود بازگشت با وقفه های توزیعی (ARDL) به همراه آزمون کرانه­های پسران، شین و اسمیت (2001) طی سال های 1970 تا 2014 خواهیم پرداخت. نتایج تخمین حاکی از آن است که اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی در چارچوب مدل رشد بسط یافته پاجولا و در حالت همگرایی مشروط، در کوتاه­مدت و بلندمدت منفی و معنادار است که البته در کشورهای در حال توسعه­ای مانند ایران و کشورهای مشابه و با در نظر گرفتن ساختار این کشورها نتایج دور از واقعیت نیست. بنابراین جهت استفاده کارامد و مؤثر از سرمایه­گذاری مستقیم خارجی باید ساختارهای اقتصادی را اصلاح، قابلیت جذب تکنولوژی و بخش­های مولد که دارای ارزش افزوده بالایی هستند را شناسایی و منابع خارجی را به سوی این بخش­ها هدایت کرد.

واژه‌های کلیدی: رشد اقتصادی، تجارت خارجی، سرمایه­گذاری خارجی، سرمایه انسانی، سرمایه فیزیکی.

طبقه بندی JEL:  F14، E22، F16

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

تجارت بین‌الملل در زمینه دارایی‌های مالی مانند ارز، سهام و اوراق قرضه در دهه‌های اخیر سریع‌تر از تجارت بین‌الملل در حوزه محصولات گسترش یافته است. این فرایند علاوه بر اینکه منافعی را برای صاحبان ثروت به ارمغان می‌آورد، خطرهایی نیز ناشی از بی‌ثباتی مسری ایجاد می‌کند. این خطرها در طول بحران مالی اخیر جهانی به سرعت در سراسر مرزهای ملی گسترش یافته و هزینه‌های هنگفتی را به اقتصاد جهانی تحمیل کرده است. از اواسط دهه 1990 جریان جهانی سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی رشد قابل توجهی را نشان داده است، گرچه این رشد بسیار نامتوازن بوده است. از نظر تاریخی، بسیاری از جریان‌های ورودی سرمایه‌گذاری خارجی در کشورهای توسعه یافته انجام شده است، اما با این حال در طول زمان، سهم جریان‌های ورودی سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی در کشورهای در حال توسعه و اقتصادهای در حال گذر به طور پیوسته افزایش یافته است (کروگمن، ابستفلد و ملیتز^[i]، 2012، ص xxi). سرمایه­گذاری خارجی جز هیچ یک از سه ستون اصلی تفاهم واشنگتن نیست، اما بخش کلیدی جهانی سازی جدید است. مطابق تفاهم واشنگتن، رشد از راه آزادسازی یا رها کردن کامل بازارها میسر می­شود. خصوصی سازی، آزادسازی و تثبیت اقتصادکلان باید فضایی به وجود آورد که سرمایه، و از جمله سرمایه خارجی را جذب کند. این سرمایه­گذاری موجب رشد است. داد و ستد خارجی دانش فنی و دسترسی به بازارهای خارجی را با خود به همراه دارد و امکان اشتغال جدید را فراهم می­آورد. شرکت­های خارجی همچنین به منابع مالی دسترسی دارند که در کشورهای در حال توسعه که در آن موسسات مالی ضعیف هستند اهمیت زیادی دارد. سرمایه­گذاری مستقیم خارجی در بسیاری از موفق­ترین نمونه­های توسعه، مثل سنگاپور، مالزی و حتی چین نقش مهمی ایفا کرده است. اما نقاط ضعفی هم در این میان وجود دارد. هنگامی که شرکت­های خارجی وارد کشور می­شوند، غالباً رقبای داخلی را نابود می­کنند و امید کسبه­ای را که می­خواهند صنعت داخلی را به پا کنند به یأس تبدیل می­سازند. کشورهای در حال توسعه باید برای کارفرمایی به خارجیان متکی باشند. مهم نیست که در کسب موفقیت بزرگی که کره و ژاپن بدست آورده­اند سرمایه­گذاری خارجی نقشی نداشت، اما در بسیاری موارد مثل سنگاپور، چین و مالزی که سرمایه­گذاری­های خارجی را تحت کنترل خود داشتند سرمایه­گذاری مستقیم خارجی نقش مهمی ایفا کرد، که البته نه به خاطر خود سرمایه (چرا که با توجه به نرخ پس­انداز بالای این کشورها نیازی به سرمایه نبود) و نه برای کارفرمایی که بلکه به دلیل دسترسی به بازارها و دانش فنی جدیدی بود که به همراه این سرمایه­ها می­آمد (استیگلیتز^[ii]، 2002، ص95). پس از دهه 1980، اتخاذ سیاست­های برونگرا شدت یافته و تحولات چشمگیری در حجم تجارت، جریان­های مالی و سرمایه بین­الملل و جریان­های انتقال اطلاعات و دانش در سطح جهان به وجود آمده است (زنوز و دهکردی، 1388). نمودار شماره (1) نشان می­دهد که عمده سرمایه­گذاری خارجی انجام شده طی سالهای 1382- 1393 در بخش نفت و گاز انجام شده است که آثار بلندمدتی بر رشد اقتصادی ندارد و دارای پیوندهای پیشین و پسین زیادی نیست. بنابراین شواهد نشان می­دهد که عمده سرمایه­گذاری خارجی در بخشی از اقتصاد جذب شده است که درآمدهای حاصل از آن منبع پایدار، با ثبات و دارای آثار بلندمدت بر رشد اقتصادی نیست اگر چه در کوتاه­مدت می­تواند محرک رشد اقتصادی باشد.

 

 

نمودار 1- روند سرمایه­گذاری خارجی طی سالهای 1382-1393 به تفکیک حوزه نفت و گاز و قانون تشویق و حمایت از سرمایه­گذاران خارجی (واحد: میلیون دلار)

(ماخذ: سایت رسمی سازمان مدیریت و برنامه­ریزی کشور به آدرس اینترنتی: www.mprog.ir)

 

شاکری (1395، ص128) عنوان می­کند که براساس مطالعات تجربی، سرمایه­­گذاری خارجی بسته به اینکه در چه صنایعی و در چه قلمرویی وارد شود برای کشور میزبان تأثیرات متفاوتی خواهد داشت. اگر سرمایه­گذاری خارجی در قلمرو صنایع کالاهای اولیه و خام مثل نفت، معادن و محصولات اولیه پتروشیمی وارد شود تاثیرات مثبت چندانی در پی ندارد. اما اگر در صنایع با فناوری بالا وارد شود در صورت آمادگی ما برای استفاده از فرصت یادگیری و دریافت فن آوری و دانش فنی، بسیار مفید خواهد بود. سرمایه­گذاری خارجی بدون داشتن استراتژی توسعه صنعتی و انتخاب اهداف و الویت­ها نتایج مورد انتظار را نخواهد داشت. با توجه به اینکه طبق مطالعات اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی کشورها به لحاظ نتایج اقتصادی متفاوت است، از این رو در این تحقیق به بررسی اثر سرمایه‌گذاری خارجی بر رشد اقتصادی ایران پرداخته خواهد شد. مقاله به ترتیب شامل سه قسمت اصلی مبانی نظری، الگوی نظری و تخمین و در نهایت نتیجه‌گیری و ارائه پیشنهاد سیاستی می­باشد.

 

2- مروری بر ادبیات نظری

سالواتوره^[iii](1389، ص 525) عنوان می­کند که بطور کلی سرمایه گذاری به دو قسم است: سرمایه‌گذاری‌های مالی و سرمایه‌گذاری‌های مستقیم. سرمایه‌گذاری مالی شامل دارایی‌های خالص مالی نظیر اوراق قرضه و سهام است که بصورت پول ملی کشور سرمایه‌گذار انتقال می‌یابد. از سوی دیگر سرمایه‌گذاری مستقیم عبارت است از سرمایه‌گذاری‌های حقیقی در تأسیس کارخانه‌ها، کالاهای سرمایه‌ای، زمین و موجودی انبار به طوری که سرمایه و مدیریت آن در دست سرمایه‌گذار بوده و در طول زمان بهره برداری از آن نیز نظارت در دست سرمایه‌گذار باقی می‌ماند. در حال حاضر در سطح بین‌المللی سرمایه‌گذاری‌های مستقیم معمولاً توسط شرکت‌های چند ملیتی که به کار تولید، ارائه خدمات و استخراج مشغول هستند، انجام می‌شود. در حال حاضر سرمایه‌گذاری مستقیم مهم‌ترین روش گردش جریان سرمایه خصوصی در سطح بین‌المللی است. برخی از دلایل سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی شامل اجتناب از تعرفه‌ها و سایر محدویت‌های تجاری که سایر کشورها بر واردات خود وضع می‌کنند، یا با به دست آوردن منافع ناشی از یارانه‌های مختلفی که دولت برای تشویق سرمایه‌گذاری مستقیم پرداخت می‌کند، است.

علیزاده و همکاران (1393) در مطالعه‌ای تأثیر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی با استفاده از روش داده‌های تابلویی (پانل) در دوره زمانی (1995 -2010) در قالب مدل معادلات همزمان برای کشورهای عضو D8 مورد مطالعه قرار گرفته است. مدل مورد مطالعه به صورت 5 معادله همزمان اثر متغیرهایی همچون FDI، انباشت سرمایه ناخالص صادرات و واردات را با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی 3 مرحله‌ای (3SLS) بر رشد اقتصادی اندازه گیری کرده است. سایر متغیرهای مورد استفاده نیز شامل نرخ ارز رسمی، نرخ رشد دستمزدها، تعداد نیروی کار و نقدینگی می‌باشد. نتایج بدست آمده حاکی از وجود رابطه مثبت و معنادار بین FDI و رشد اقتصادی در نمونه مورد بررسی است. نگهداری (1393) به بررسی اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی در کشورهای خلیج فارس از جمله ایران در سالهای 1995 -2011 پرداخته شده است. نتایج نشان می‌دهد سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی از طریق انباشت سرمایه فیزیکی اثر مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی این کشورها داشته اما در مقابل بر سرمایه انسانی اثر منفی داشته است. به عبارت دیگر با توجه به سطح پایین سرمایه انسانی در کشورهای حوزه خلیج فارس امکان انتقال تکنولوژی از طریق سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی وجود نداشته که این امر مانع افزایش بهره‌وری و نیز بهره‌مندی از سرریزهای تکنولوژی می‌شود، به طوری که عاملی بازدارنده در برابر رشد اقتصاد این کشورهاست. یاوری و سعادت (1384) در پژوهش خود به بررسی تأثیر تجارت خارجی و سرمایه خارجی بر روی رشد اقتصادی در ایران پرداخته شده است. رشد اقتصادی ناشی از سرمایه گذاری خارجی را تحت راهبردهای (استراتژی­های) تجاری برای سال های 1340 تا-1380 آزمون و بررسی کرده است. نتایج حاکی از آن است که رشد اقتصادی ناشی از سرمایه‌گذاری خارجی تحت راهبرد توسعه صادرات بیشتر از رشد اقتصادی ناشی از سرمایه‌گذاری در شرایط جایگزینی واردات است. به عبارت دیگر، در سیاست جایگزینی واردات، حمایت شدید دولت از صنایع داخلی، به سرمایه‌گذاران خارجی اجازه رقابت با صنایع داخلی را نمی‌دهد. بنابراین، سهم سرمایه‌گذاری خارجی در رشد اقتصادی کاهش می‌یابد، در صورتی که این سهم در شرایط سیاست توسعه صادرات بالاست. فرزین و همکاران (1391) با توجه به مبانی نظری در راستای شناسایی اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی از تلفیق روش‌های دینامیک و اقتصادسنجی استفاده نموده و به بررسی عوامل اقتصادی مؤثر بر جذب سرمایه‌گذاری خارجی و اثرگذاری این عامل بر رشد اقتصادی پرداخته اند. بدین منظور الگویی طراحی و شبیه سازی گردید و عوامل اثر گذار بر رشی اقتصادی را با رویکرد ویژه بر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی با توجه به عوامل موثر بر آن، نرخ ارز و سرمایه‌گذاری داخلی شناسایی و شبیه‌سازی شده است. نتایج این پژوهش موید اثر مثبت و معنادار سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی می‌باشد. مهدوی (1383) در پژوهشی به بررسی تجزیه و تحلیل نظری و تجربی آثار سرمایه‌گذاری خارجی بر رشد اقتصادی با تأکید بر دو نوع سرمایه‌گذاری خارجی یعنی سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی و سرمایه‌گذاری پرتفوی خارجی^[iv] پرداخت. آذربایجانی و همکاران (1388) رابطه بین تجارت، سرمایه­گذاری مستقیم خارجی و رشد اقتصادی را در طی دوره 1353- 1384 در چارچوب یک تابع تولید کل تعمیم یافته مدل رشد و با استفاده از مدل ARDL مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد که متغیر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی تنها در کوتاه­مدت بر روی رشد اثرگذار است که این اثر، منفی می­باشد. متغیر تجارت هم در کوتاه­مدت و هم در بلندمدت اثر معنادار و مثبتی بر روی رشد اقتصادی ایران داشته است.

 مهم­ترین نتایج حاصل از تحلیل‌های نظری مطالعه دلالت بر این دارد که اثر ورود سرمایه بر رشد اقتصادی در طول زمان در حال تقویت است و از بین جریانات مختلف سرمایه‌گذاری خارجی، سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی FDI نقش اثرگذارترین متغیر را بر رشد اقتصادی کشورها در صحنه اقتصادی بازی می‌کند و به لحاظ ماهیت و انگیزه‌های ایجاد کننده آن، از افق روشن­تر و با ثبات‌تری جهت استفاده در برنامه‌ریزی‌های اقتصادی که هدف رشد را مد نظر دارند، برخوردار است. در این راستا براساس یافته‌های تجربی، قابلیت انعطاف ساختارهای تولیدی و قدرت جذب سرمایه‌گذاری در کشورهای میزبان و همچنین شدت نیاز این کشورها به منابع مالی خارجی از عوامل بسیار اثرگذار بر میزان اثربخشی FDI بر رشد اقتصادی کشورهای میزبان به شمار می‌روند. در ادامه به برخی از مطالعات خارجی مرتبط با رشد اقتصادی و سرمایه‌گذاری خارجی می­پردازیم.

پگکاس^[v](2015) به تجزیه و تحلیل ارتباط سرمایه‌گذاری خارجی و رشد اقتصادی و سپس به برآورد اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی در پانلی از کشورهای منطقه یورو طی دوره 2002 – 2012 پرداخته است. نتایج تجزیه و تحلیل‌ها نشان می‌دهد که یک رابطه مثبت همجمعی بلندمدت بین FDI و رشد اقتصادی وجود دارد. با استفاده از روش های (FMOLS) و OLS پویا (DOLS) کشش GDP نسبت به  FDIبه ترتیب %0.054 و % 0.147 است. علاوه بر این یک عامل مثبت معنی‌دار بر رشد اقتصادی کشورهای حوزه یورو است. مالزی اخیراً به عنوان یکی از کشورهایی که بهره زیادی از سرمایه گذاری خارجی برده است، شناخته می­شود. فدهیا و المسفیر^[vi](2015) با ارائه یک مدل رشد درونزا و با استفاده از داده های سری زمانی سالانه از 1975 تا 2010 به این موضوع که سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی چه تأثیری بر رشد اقتصادی داشته پرداخته اند. نتایج پژوهش آن­ها نشان می‌دهد که جریان FDI به همراه توسعه سرمایه انسانی به شدت به رشد اقتصادی کشور میزبان کمک کرده است. اما آثار سرریز تکنولوژی ناشی از جریان سرمایه گذاری خارجی به اندازه کافی با سرمایه‌ انسانی ترکیب نشده است تا منجر به رشد اقتصادی شود. از این­رو پیشنهاد شده که دولت تلاش بیشتری در جهت توسعه سرمایه انسانی نسبت به جذب و حفظ جریان FDI انجام دهد و نیز باز بودن اقتصاد و محیط تبادل خارجی در یک مسیر مطلوب ادامه داشته باشد. احمد^[vii] (2012) در مقاله خود اثرات سرمایه انسانی، نیروی کار، ظرفیت جذب سرمایه فیزیکی، جریان سرمایه‌گذاری خارجی و تولید ناخالص داخلی را بر رشد بهره‌وری مالزی مورد بررسی قرار داده است. نتایج تجزیه و تحلیل بازه زمانی فصلی 1999 تا 2008 نشان می­دهد که جریان FDI و نهاده‌های استفاده شده به صورت منفی بر بهره وری کل عوامل اثر گذاشته است. این در حالیست که، سرمایه گذاری مستقیم خارجی نقش مهمی در دستیابی به رشد اقتصادی از طریق نهاده‌ها با توجه به سهم آن ها در بهره‌وری کل عوامل تولید دارد. در این راستا، ارتباط مثبت بین سرمایه انسانی، نیروی کار و ظرفیت جذب که تعیین کننده اثر سرریز روی رشد اقتصادی است وجود داشته و اثر منفی سرمایه فیزیکی بر روی رشد نیز نشان داده شده است. اضافه کردن متغیر سرمایه انسانی به مدل سولو توضیح بهتری از عوامل موثر بر رشد اقتصادی در میان کشورها را فراهم می­کند و همچنین اقتصاد کشورهای جهان همگرایی مشروط را نشان می­دهند. به عبارت دیگر این اقتصادها به سمت وضعیت پایدار خود همگرا هستند و این همگرایی را متغیرهایی مانند پس­انداز، رشد جمعیت و سرمایه انسانی توضیح می­دهند. شواهد حاکی از آن است که با ثابت در نظر گرفتن رشد جمعیت و انباشت سرمایه، کشورها تقریباً به نرخی که مدل تکامل یافته سولو پیش بینی می­کند همگرا می­شوند. (منکیو، رومر و ویل^[viii] ،1992). آزادی تجاری و رشد اقتصادی در کشورهای میزبان کماکان یکی از بحث های حائز اهمیت در ادبیات اقتصادی بوده و در سال های اخیر نیز به خصوص از جانب کشورهایی که با مشکلات بیکاری و فقدان پیشرفت های تکنولوژیکی مواجه بودند، مورد توجه واقع شده است. بلومی^[ix](2014) به بررسی این معضل در کشور تونس پرداخته و در این مسیر از رهیافت ARDL و آزمون کرانه ها^[x]بین سال های 1970 تا 2008 بهره برده است. نتایج پژوهش وی حاکی از آن است که در کوتاه مدت علیت گرنجر از FDI به رشد اقتصادی و به عکس و از تجارت به رشد اقتصادی و به عکس وجود ندارد. حتی با وجود باورهای شایع در رابطه با ایجاد سرریزهای مثبت خارجی بر کشورهای میزبان از طریق سرمایه گذاری مستقیم خارجی، پژوهش مذکور در رابطه با تونس این باورها را رد می­نماید که مخالف به وجود آمدن خود به خود رشد اقتصادی از کانال سرمایه گذاری مستقیم خارجی است. علاوه بر این نتایج می­تواند در رابطه با کشورهای در حال توسعه دیگر که تجارب مشترکی در زمینه جذب FDI و آزادسازی تجاری دارند نیز عمومیت داشته باشد.  کوما و همکاران^[xi](2016) اثر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، کمک و بدهی خارجی را بر رشد اقتصادی کشور غنا را در کوتاه­مدت و بلند­مدت منفی بدست آوردند. هرزر و کلاسن^[xii](2008) نیز نشان دادند فرضیه این که FDI به رشد اقتصادی منجر می­شود در بلندمدت برقرار نیست. آنتوی و ژائو^[xiii](2013) نشان دادند که برای کشور غنا در بلندمدت یک رابطه منفی بین رشد اقتصادی و FDI وجود دارد.

پاجولا^[xiv](2000) به بررسی اثر سرمایه­گذاری در تکنولوژی اطلاعات بر رشد اقتصادی 39 کشور در دوره زمانی 1995-1980 پرداخت. بر این اساس یافته های پژوهش وی نشان می­دهند که سرمایه فیزیکی عنصری کلیدی در رشد اقتصادی، چه در کشورهای توسعه یافته و چه در کشورهای در حال توسعه می­باشد. تأثیر این عامل حتی از اثرگذاری سهم درآمدی سرمایه در حساب های درآمد ملی نیز به مراتب بزرگتر است. اما به نظر می­رسد هیچکدام از دو مؤلفه سرمایه انسانی و فناوری اطلاعات روی رشد GDP تأثیر معناداری ندارند. اگرچه، سرمایه گذاری در فناوری اطلاعات روی رشد اقتصادی 23 کشور عضو OECD تأثیر بسزایی دارد که این تأثیر تقریباً به بزرگی باقی انباره سرمایه می­باشد. اما از آنجا که سهم سرمایه گذاری در فناوری اطلاعات از GDP، اگرچه در حال رشد بوده، اما کماکان در سطحی پایین تر از سهم سرمایه گذاری های غیر از فناوری اطلاعات به سر می­برد، هرچند بازده خالص اجتماعی سرمایه فناوری اطلاعات به نسبت سرمایه غیر IT بیشتر می­باشد که به ترتیب 60 الی 80 درصد در برابر تنها 4 درصد را به خود اختصاص داده است. علاوه بر این بازده های تخمین زده شده بسیار بالا بوده و نزدیک به 2 برابر بازده سرمایه گذاری در ابزار و تجهیزات و 10 تا 12 برابر بازده تحقیق و توسعه (R&D) است.

 

3- الگوی نظری

عمده مطالعاتی که در خصوص اثر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی انجام شده است، رشد اقتصادی عادی یا تولید ناخالص داخلی را به عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته­اند. در این مقاله رشد اقتصادی در شرایط همگرایی مشروط مورد استفاده قرار گرفته است که با واقعیت کشورهای در حال توسعه انطباق بیشتری دارد. در این تحقیق با استفاده از مدل­های پاجولا (2000) که در حقیقت بسطی بر پایه مدل منکیو، رومر و ویل (1992)می­باشد، به بررسی اثر سرمایه گذاری مستقیم خارجی (FDI) بر رشد اقتصادی می­پردازیم. در راستای بررسی اثرات سرمایه گذاری فناوری اطلاعات (IT) بر رشد اقتصادی پاجولا از یک مدل تکمیل و تقویت شده نئوکلاسیکی همانند مدل منکیو-رومر-ویل استفاده کرده است. علاوه بر سرمایه­گذاری در سرمایه فیزیکی (مانند ماشین آلات، تجهیزات و ساختمان) مدل پایه سولو جهت وارد نمودن سرمایه گذاری در سرمایه انسانی و فناوری اطلاعات نیز بسط داده شده است. در حقیقت، همان­طور که در مطالعه نوننیمن و وانهوت^[xv](1996) نشان داده شده است، مدل مطرح شده قابلیت پوشش m نوع از سرمایه ها را داراست در صورتیکه تابع تولید به صورت تابع کاب-داگلاس زیر تعریف شود:

 

   (1)                                 

 

که  نمایانگر سرمایه نوع  iام (mو...و2و1=i)، L نیروی کار، A سطح تکنولوژی و  مقادیر ثابت می­باشند. با فرض اینکه به تمامی عوامل بر اساس تولیدات نهایی پراخت خواهند شد،  ها نشان دهنده سهم عوامل در ستانده کل می­باشند.

فرض بر این است که نیروی کار به صورت برونزا با نرخ n رشد کرده و تکنولوژی با نرخ  و نیز به صورت برونزا رشد می­نماید. همچین مدل رشد سولو فرض می­کند که کسر ثابتی همانند  از ستانده کل روی هر نوع از سرمایه­ها، سرمایه­گذاری می­شود. با در نظر گرفتن  به عنوان انباره سرمایه از نوع i به ازای هر واحد نیروی کار مؤثر،  خواهد بود.

بنابراین، معادله تفاضلی زیر بیانگر تکامل انباره­های سرمایه خواهد بود:

                        (2)                  

که  ها نرخ های استهلاک هر نوع از سرمایه می­باشد. می­توان تابع تولید (1) را به صورت فرم فشرده به شکل زیر بازنویسی نمود:

 (3)                                                                  

 

ارزش ها و مقادیر وضعیت پایدار (Steady-State) انباره های سرمایه  می­تواند از معادلات زیر حل شده و به دست آیند:

  (4)                              

 

که در حالت لگاریتم انباره­های سرمایه به صورت خطی خواهد بود. با جایگزین نمودن مقادیر از معادله 4 در معادله 3 و لگاریتم گیری به وضعیت پایدار ستانده به ازای هر واحد نیروی کار مؤثر دست خواهیم یافت:

            (5)

 

در نتیجه، وضعیت پایدار ستانده به ازای هر واحد نیروی کار (همانند بهره وری نیروی کار)، رابطه مثبت با نرخ های پس انداز در هر نوع از سرمایه داشته اما با نرخ های رشد جمعیت و نرخ های استهلاک سرمایه رابطه منفی دارد. از آنجایی که هدف اصلی در مطالعه پاجولا بررسی اثر فناوری اطلاعات روی سطح و رشد بهره وری نیروی کار می­باشد، تعداد انواع سرمایه ها به سه نوع سرمایه محدود شده است: سرمایه فیزیکی ، سرمایه انسانی  و سرمایه فناوری اطلاعات . ضمناً فرض شده است که تکنولوژی در تمامی کشورها یکسان بوده و شوک های خاص در برخی کشورها در جز اخلال  مانا می­شود. تصریح تجربی زیر حاصل ستانده های قابل مشاهده هر کارگر در کشور j می­باشد:

 

        (6)       

که در آن طبق فروض ،  و  است. جزء خطا نه تنها تفاوت­ها در تکنولوژی بلکه تفاوت ها در منابع و ذخایر (طبیعی)، اقلیم و نهادها را نیز نشان می­دهد. نرخ استهلاک  فرض می­شود که برای تمامی کشورها و برای تمامی انواع سرمایه­ها یکسان می­باشد. داده ها و اطلاعاتی که بتوان به کمک آن ها نرخ­های استهلاک مختص هر کشور را محاسبه نمود وجود ندارد، اما از طرفی دلیل قوی ای نیز دال بر تفاوت بسیار زیاد و شدید نرخ های استهلاک در بین کشورها موجود نیست. اگرچه که قضاوت در رابطه با فرض برابری نرخ های استهلاک بسیار دشوار است به خصوص که تجهیزاتی همانند تجهیزات کامپیوتری و لوازم جانبی آن به نسبت دیگر انواع سرمایه های فیزیکی، عمر کوتاه تری دارند. اما بنا بر مطالعه تمپل (1998)^[xvi] در رابطه با تحلیل نقش سرمایه گذاری تجهیزات، نرخ های استهلاک تقریباً به طور کامل همبستگی دارد؛ به این معنی که عوامل حذف شده تأثیری بر تخمین پارامترهای مورد نظر ندارند. مدل تکامل یافته (افزوده شده) سولو پیش­بینی می­کند که کشورها به حالات پایدار متفاوتی بر اساس عوامل مشخص شده در معادله 6 خواهند رسید. از آنجایی که همگرایی وضعیت پایدار به آرامی صورت می­پذیرد، برای اینکه این سرعت بتواند در مدل لحاظ شود، می­توان ان را به صورت زیر تغییر داد و اصلاح نمود:

      (7)                                                    

 

که در آن  نمایانگر سرعت همگرایی می­باشد (منکیو، رومر و ویل، 1992).

 

همان­طور که توسط دورلاوف و کوآ^[xvii] (1999) مطرح شد، این معادله همگرایی از طریق اعمال قید برابری نرخ­های استهلاک در مدل سولوی تکامل یافته بدست می­آید. مقدیر حالت پایدار در معادله 6 می­توانند با جایگذاری در معادله 7 تصریح قابل تخمین زیر را بدست دهند:

(8)

                                                                                       

 

که در آن   است (پاجولا، 2000). در این تحقیق و به پیروی از مقاله پاجولا از FDI به عنوان یک نوع سرمایه بجای  در مطالعه استفاده شده است. شکل کلی مدل پس از وارد کردن سرمایه­گذاری مستقیم خارجی به صورت ذیل است:

                                                                               (9)                                                                               

 

که  نرخ رشد اقتصادی در شرایط همگرایی^[xviii] (  سال پایه سال 1970 یعنی سال شروع داده­ها)،  سرمایه­گذاری ثابت ناخالص داخلی به درصدی از تولید ناخالص داخلی،  متوسط سالهای تحصیل شاغل به عنوان پراکسی سرمایه انسانی،  سرمایه­گذاری مستقیم خارجی به درصدی از تولید ناخالص داخلی،  درجه باز بودن تجاری (نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی)،  روند زمان و  متغیر مجازی که برای سال­های جنگ یک و برای مابقی سالها صفر است. مدل فوق که با الهام گرفتن از مقاله پاجولا (2000) ارائه شده است و دوره مورد بررسی از سال1970 تا سال 2014 است. منابع آماری مورد استفاده در این مدل براساس داده­های شاخص های توسعه بانک جهانی، فینسترا وهمکاران^[xix](2013)، بانک مرکزی ج.ا.ا، و سازمان مدیریت و برنامه ریزی کشور است.

 

4- داده­ها، تصریح مدل و روش پژوهش

در این تحقیق  نرخ رشد اقتصادی در شرایط همگرایی که با استفاده از داده­های نرخ رشد تولید ناخالص داخلی بانک مرکزی ج.ا.ایران محاسبه شده است.  متوسط سالهای تحصیل شاغل به عنوان پراکسی سرمایه انسانی که از داده­های فینسترا و همکاران (2013) استفاده شده است.  سرمایه­گذاری ثابت ناخالص داخلی به درصدی از تولید ناخالص داخلی که سرمایه­گذاری خارجی از آن کسر شده که از داده­های بانک جهانی اخذ شده است. در خصوص  سرمایه­گذاری مستقیم خارجی به درصدی از تولید ناخالص داخلی و  درجه باز بودن تجاری (نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی) نیز از داده­های بانک جهانی استفاده شده است.

به کارگیری تکنیک­های اقتصادسنجی رشد با سه رویکرد تابع تولید، حسابداری رشد و رشد در شرایط باثبات انجام می­شود. این تحقیق از الگوی آزمون کرانه های خودرگرسیونی با وقفه های توزیعی^[xx]، پسران، شین و اسمیت (2001)^[xxi] برای بررسی وجود رابطه هم انباشتگی بین متغیرها و برآورد ضرایب کوتاه مدت و بلندمدت متغیرها استفاده می­کند. بر خلاف روش مرسوم هم انباشتگی جوهانسون^[xxii] که مجموعه ای از معادلات را برای تجزیه و تحلیل روابط بلندمدت بکار می­برد، روش ARDL از یک معادله بهره می­برد. رهیافت هم انباشتگی ARDL در مقایسه با سایر روش­های هم انباشتگی از قبیل جوهانسون (1988)، انگل و گرنجر^[xxiii] (1987) و جوهانسون و جوسلیوس^[xxiv] (1990) دارای مزایای متعددی است: (1) رگرسورهای مورد بررسی صرف نظر از I(0) و یا I(1) بودن آن­ها محدود نیستند. در این زمینه بهمنی اسکوئی^[xxv] (2001) استدلال کرده است که نتایج غیرقطعی از آزمون­های مختلف بستگی به قدرت آزمون­های ریشه واحد دارد. برای غلبه بر این مساله، رهیافت آزمون کرانه های ARDL نیازی به دسته­بندی متغیرها به مانا و نامانا ندارد. (2) حتی مناسب نمونه های با اندازه کوچک است. (3) در صورتی که برخی از رگرسورها درونزا باشند این روش برآوردهای نااریب مدل بلندمدت و آماره های t معتبر را ارائه می­دهد^[xxvi]. (4) برآوردهای کوتاه­مدت و بلندمدت را می­توان به صورت همزمان محاسبه کرد. با استفاده از تابع (9) معادله بلندمدت مدت مربوط به صورت زیر تصریح می­شود:

    (10)                                                                                                   

جهت بهره گیری از روش ARDL، مدل تصحیح خطا را بصورت زیر تصریح می­کنیم:

 

(11)

                                                                                                               

روش ARDL شامل دو مرحله است. مرحله نخست به بررسی وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهای موجود در معادله از طریق آزمون F برای معناداری مشترک ضرایب وقفه­های متغیرها می­پردازد. در اینصورت فرض صفر  فرض جایگزین . آزمون F استفاده شده در این روش دارای توزیع غیراستاندارد است. از این رو پسران و پسران (2009)^[xxvii] و پسران، شین و اسمیت (2001)^[xxviii] دو مجموعه از مقادیر بحرانی را برای سطح معناداری مشخصی گزارش داده اند. یک مجموعه فرض می­کند که تمامی متغیرها I(0) و مجموعه دیگر فرض می­کند که تمامی متغیرها I(1) هستند. اگر آماره F محاسبه شده بالاتر از کرانه بالایی قرار گیرد، فرض صفر عدم هم انباشتگی رد می­شود. اگر آماره F محاسبه شده پایین تر از کرانه پایینی قرار گیرد، فرض صفر را نمی­توان رد کرد. در نهایت، اگر آماره F محاسبه شده بین دو کرانه قرار گیرد، نتیجه غیرقاطع است. جدول زیر نتایج آزمون ریشه واحد را نشان می­دهد.

 

جدول 1- نتایج آزمون ریشه واحد دیکی – فولر تعمیم یافته متغیرهای الگو با لحاظ عرض از مبدا

مقدار بحرانی 99%	مقدار بحرانی 95%		آماره ADF	نام متغیر
	سطح احتمال	آماره
3/59-	0/17	2/93-	2/29-	GR
3/59-	0/21	2/93-	2/17-	I
3/59-	0/98	0/59	2/93-	H
3/61-	0/09	2/94-	2/63-	OP
3/58-	0/02	2/92-	3/29-	FDI

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

جدول فوق نشان می­دهد که همه متغیرهای مدل بجز متغیر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی FDI و درجه باز بودن تجاری OP (در سطح 10%)، نامانا هستند. در مرحله دوم، با استفاده از معیار اطلاعات آکائیک(AIC)^[xxix] وقفه های بهینه انتخاب شده و مدل کوتاه­مدت و بلندمدت تخمین زده می­شوند. از این رو مدل کوتاه مدت معادله فوق بصورت زیر تصریح می­شود:

(12)

                                                                                         

در اینجا  سرعت پارامتر تعدیل و  باقیمانده معادله بلندمدت است. برای معتبر بودن ، ضریب آن باید معنادار و بین صفر و منفی یک باشد.

 

جدول 2- نتایج آزمون کرانه­ها

متغیر وابسته½متغیرهای مستقل	آزمون F		آزمون W
	53/9		69/47
کرانه های بحرانی	95% کرانه پائین	95% کرانه بالا	90% کرانه پائین	90% کرانه بالا
آماره F	29/4	50/5	64/3	73/4
آماره W	48/21	54/27	20/18	65/23

توجه: کرانه های بحرانی با استفاده از نرم افزار Microfit 5.01 محاسبه شده اند

(Pesaran and Pesaran 2009)

 

نتایج آزمون باند در جدول (2) نشان می­دهد که در سطح احتمال 5% و 10% در حدود پایین و بالا فرض صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهای مدل رد شده است، و مدل مورد نظر قویا دارای رابطه بلندمدت میان متغیرهای آن است. علاوه بر این آزمون­های تشخیص جهت اطمینان از برازش صحیح مدل شامل: (1) آزمون ضریب لاگرانژ برای خود همبستگی پیاپی جملات اخلال (2) آزمون رمزی برای شکل تبعی الگوی مبتنی بر مربع مقادیر برازش شده (3) آزمون نرمال بودن باقیمانده­ها مبتنی بر چولگی و کشیدگی باقیمانده ها (4) آزمون واریانس ناهمسانی بر اساس رگرسیون مربع باقیمانده در جدول (2) گزارش شده اند. نتایج آزمون­های فوق نشان می­دهند که مدل برآورد شده تمامی آزمون­های تشخیص را با موفقیت گذرانده است.

 

 

 

جدول 3- برآورد مدل­های بلندمدت و کوتاه مدت ARDL (2,1,2,0,0)

متغیر	ضریب	خطای استاندارد		Tآماره [احتمال]
برآورد بلندمدت (متغیر وابسته )
	429/0	250/0		712/1 [097/0]
	838/1	230/0		989/7 [000/0]
	081/0-	026/0		064/3- [004/0]
	390/0	160/0		433/2 [021/0]
	934/1-	191/0		123/10- [000/0]
	073/0-	013/0		485/5- [000/0]
	125/0-	046/0		670/2- [012/0]
برآورد کوتاه مدت (متغیر وابسته )
	249/0	111/0		239/2 [032/0]
	121/0-	128/0		945/0- [351/0]
	821/4-	951/4		973/0- [337/0]
	201/16	580/4		536/3 [001/0]
	046/0-	013/0		546/3- [001/0]
	225/0	098/0		283/2 [029/0]
	042/0-	006/0		636/6- [000/0]
	072/0-	023/0		02/3- [005/0]
	576/0-	086/0		664/6- [000/0]
آزمون­های تشخیص
	127/0 [721/0]		089/0 [767/0]
	593/2 [107/0]		925/1 [175/0]
	684/0 [710/0]		قابل اجرا نیست
	064/0 [800/0]		061/0 [805/0]

توجه: وقفه بهینه بر اساس معیار اطلاعات آکائیک انتخاب شده است.

(ماخذ: یافته‌های پژوهشگر)

 

نتایج جدول (3) نشان می­دهد که FDI سهمی 046/0 در کوتاه مدت و 081/0 در بلندمدت در کاهش رشد اقتصادی کشور دارد. نداشتن زیرساخت های لازم، محیط کسب و کار نامناسب، قوانین ناکارآمد و زیاد، عدم قابلیت جذب فناوری و انتقال دانش فنی و مشکلات مدیریتی و اجرایی در هدایت هدفمند منابع خارجیان و عدم انتخاب صنایعی که دارای پیوندهای پسین و پیشین بیشتری هستند، از جمله دلایلی هستند که می­توانند توجیه کننده چنین اثری باشند.

از طرفی، اثرات سرمایه گذاری ناخالص داخلی و سرمایه انسانی بر رشد اقتصادی ایران در بلندمدت هر دو مثبت و معنادار هستند. به عبارت دیگر، در بلندمدت سرمایه گذاری ناخالص داخلی سهم 429/0 درصدی و سرمایه انسانی سهم 838/1 درصدی در ارتقای رشد اقتصادی کشور دارند. همان­طور که انتظار می­رفت ضریب متغیر سال های جنگ منفی و معنادار است که اشاره به اثرات منفی اقتصادی این رخداد بر رشد اقتصادی کشور دارد. متغیر درجه باز بودن تجاری نیز در کوتاه­مدت و بلندمدت اثر مثبتی بر رشد اقتصادی داشته است که نشان دهنده تأثیر مثبت افزایش حجم تجارت (مجموع صادرات و واردات) بر رشد اقتصادی است. همان­طور که انتظار می­رود ضریب متغیر مجازی منفی و معنادار است به این معنی که جنگ باعث کاهش رشد اقتصادی می­شود. از طرفی دیگر، ضریب منفی متغیر روند زمانی بیانگر کاهش رشد اقتصادی کشور در طول زمان است. همچنین ضریب علاوه بر این، روند زمانی مقدار منفی و معناداری را نشان می­دهد که می­تواند بیانگر روند نزولی رشد اقتصادی در طول زمان باشد. از طرفی، ضریب متغیر روند زمان در کوتاه­مدت و بلندمدت منفی و معنادار است که نشان دهنده اثر کاهنده عوامل برونزا از قبیل نااطمینانی سیاسی و فساد بر رشد اقتصادی است. به عبارت دیگر، ضریب منفی روند زمانی می­تواند منعکس کننده مهارت های ضعیف مدیریتی، فعالیت های سرمایه گذاری غیر­مولد و مهاجرت نیروی کار متخصص باشد که اثرات بازدارندگی بر رشد اقتصادی کشور دارند.

 عامل تصحیح خطا  که سرعت تصحیح انحرافات از تعادل را اندازه­گیری می­کند، با مقدار مورد انتظار  و سطح معناداری 1% نشان دهنده همگرایی نسبتا سریع به تعادل بلندمدت است. به عبارتی دیگر، تقریبا 58% از انحرافات دوره قبل در دوره کنونی تصحیح می­شود.

بهمنی اسکویی و چومسیسنفت (2002) در مقاله خود اذعان داشتند که حتی با تائید وجود رابطه هم انباشتگی، الزاماً ضرایب پایدار نیستند. از این­رو، جهت حصول اطمینان از پایداری ضرایب، آزمون­های CUSUM وCUSUMSQ  براون و همکاران (1975) مورد بررسی قرار می­گیرد. استفاده از این دو آزمون بسیار ساده بوده و تنها نیازمند بررسی نمودارهایCUSUM  وCUSUMSQ  است که تنها باید بین دو خط فاصله اطمینان قرار گیرند. در این صورت می­توان اطمینان حاصل کرد که ضرایب مدل پایدار هستند. نمودارهای (2) و (3) نشان دهنده تائید پایداری مدل ARDL هستند.

 

نمودار 2 – آزمون CUSUM

 

 

نمودار 2 – آزمون CUSUMQ

              

 

5- نتیجه­گیری و پیشنهاد سیاستی

اکثر مطالعات نظری و تجربی تاثیر مثبت سرمایه‌گذاری خارجی بر رشد اقتصادی را با توجه به شروط و پیش فرض­هایی مورد تایید قرار می­دهند. اما در اقتصاد ایران سرمایه­گذاری خارجی رشد اقتصادی را در کوتاه­مدت و در بلندمدت مطابق مبانی نظری توضیح نمی­دهد و حتی تاثیر منفی بر رشد اقتصادی داشته است. این امر می­تواند به طور کلی به دلیل نداشتن زیرساخت­های لازم، قوانین و مقررات نامناسب و زیاد، عدم قابلیت جذب تکنولوژی و انتقال دانش فنی، عدم هدایت سرمایه­های خارجی با توجه به مزیت­های نسبی کشور و صنایع دارای پیوندهای پسین و پیشین زیاد، محیط کسب و کار نامناسب، عدم پیروی از استراتژی بلندمدت و مشخص اقتصادی، مشکلات مدیریتی و ناهماهنگی­های اجرایی باشد. آمارها و شواهد نشان می­دهد که عمده سرمایه­گذاری خارجی در بخش نفت و گاز که دارای پیوندهای پسین و پیشین زیادی نیست انجام شده است که دارای اثر بلندمدت کمتری بر رشد اقتصادی است. نسبت سرمایه­گذاری خارجی انجام شده در حوزه نفت و گاز به سرمایه­گذاری خارجی انجام شده تحت قانون تشویق و حمایت از سرمایه­گذاری خارجی طی سالهای 1382- 1393 عمدتا کمتر از 30 درصد بوده است. می­توان بیان کرد که سرمایه­گذاری خارجی در ایران عمدتا در بخش نفت وگاز صورت گرفته که از کانال افزایش درآمدهای نفتی نتوانسته است رشد اقتصادی کوتاه­مدت و بلندمدت را توضیح دهد. بنابراین اثر منفی سرمایه­گذاری خارجی بر رشد اقتصادی ایران را می­توان علاوه بر دلایل کلی که در سطور قبلی ذکر شد، عمدتا در عدم هدایت منابع خارجیان در بخش­های مولد اقتصاد از جمله در بخش صنعت و کشاورزی توجیه کرد.

 از این رو با توجه به ساختار اقتصاد ایران پیشنهاد می‌شود بهبود شاخص‌های کلان اقتصادی، ایجاد چشم‌ انداز با ثبات و کاهش ریسک­های اقتصادی، بهبود روندهای مدیریتی و اجرایی، تامین منافع کشور در انعقاد قرارداد با سرمایه­گذاران خارجی، تدوین استراتژی توسعه صنعتی و از همه مهم­تر هدایت منابع خارجی به بخش­های مولد اقتصاد مورد توجه سیاست‌گذار قرار گیرد. از دیگر نکات که می‌تواند در جذب منابع خارجی مورد توجه قرار گیرد هدایت بیشتر این منابع به سمت سرمایه‌گذاری در بخش حقیقی اقتصاد نسبت به بخش مالی و اسمی در مراحل نخست جذب این سرمایه­هاست.

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1- دانشیار و عضو هیأت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی نویسنده مسئول، تهران، ایران  [e-mail]

2- استادیار و عضو هیأت علمی پژوهشکده علوم اقتصادی دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

3- دانش­آموخته کارشناسی ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران [e-mail]

4- کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی دانشگاه علامه طباطبائی و  پژوهشگر در پژوهشکده سیاستگذاری علم، فناوری و صنعت دانشگاه صنعتی شریف ، تهران، ایران.     [e-mail]

---

[i] Krugman, Obstfeld and Melitz                                                                                                                

[ii] Stieglitz

[iii] Salvatore

[iv] Foreign Portfolio Investment

[v] Pegkas

[vi] Fadhila and Almsafir

[vii] Ahmed

[viii] Mankiw, Romer and Weil

[ix] Belloumi

[x] Bound’s test

[xi] Edem Kwame Mensah Klobodu & Samuel Adams

[xii] Herzer and Klasen

[xiii] Antwi and Zhao

[xiv] Pohjola

[xv] Nonneman and Vanhoudt

[xvi] Temple

[xvii] Durlauf and Quah

[xviii] Convergency

[xix] Feenstra, Robert C., Robert Inklaar and Marcel P. Timmer (2013), "The Next Generation of the Penn World Table" available for download at www.ggdc.net/pwt

[xx] Autoregressive Distributed Lags (ARDL)

[xxi] Pesaran, Shin and Smith

[xxii] Johansen

[xxiii] Engle and Granger

[xxiv] Johansen and juselius

[xxv] Bahmani-Oskooee

[xxvi] Harris and Solis 2003

[xxvii] Pesaran and Pesaran

[xxviii] Pesaran, Shin and Smith

[xxix] Akaike information criterion

مراجع

1)    آذربایجانی، کریم، شهیدی، آمنه و محمدی، فرزانه (1388). بررسی ارتباط بین سرمایه­­گذاری مستقیم خارجی، تجارت و رشد در چارچوب یک الگوی خود توضیح با وقفه­های گسترده ARDL، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی­، سال نهم، صفحات 1-17

2)    استیگلیتز، جوزف (1394). جهانی سازی و مسائل آن، ترجمه حسن گلریز، نشرنی

3)    سالواتوره، دومینیک (1389). تجارت بین‌الملل، ترجمه حمیدرضا ارباب، نشرنی

4)    شاکری، عباس (1395). مقدمه­ای بر اقتصاد ایران، انتشارات رافع

5)    شیرین بخش ماسوله، شمس‌اله و صلوی تبار، شیرین (1395) . پژوهش‌های اقتصادسنجی با Eviews 8&9، انتشارات نور علم

6)    علیزاده، محمد (1393). اثر متقابل سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی و رشد اقتصادی در کشورهای عضو D8 (مدل معادلات همزمان)، فصلنامه سیاست‌های مالی و اقتصادی، شماره 6، صفحات 87-104

7)    فرزین، محمدرضا، اشرفی، یکتا و فهیمی فر، فاطمه (1391). بررسی اثر سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصادی:تلفیق روش‌های دینامیک و اقتصادسنجی، شماره 61، صفحات 29-62

8)    مهدوی، الوالقاسم (1384). تحلیلی بر نقش سرمایه‌گذاری خارجی در رشد اقتصادی، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 66، ص 181-208

9)    نگهداری، ابراهیم (1393). نقش سرمایه انسانی در اثر بخشی سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر رشد اقتصاد کشورهای حوزه خلیج فارس، شماره پنجم 1393، صفحات 67-75

10) هادی زنوز، بهروز و کمالی دهکردی، پروانه (1388).  اثر FDI بر رشد اقتصادی کشورهای میزبان منتخب، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، سال سیزدهم، شماره 39، صفحات 113- 136

11) یاوری، کاظم و سعادت، رحمان (1384). اثر سرمایه‌گذاری خارجی بر رشد اقتصادی: راهبردهای جایگزینی واردات و توسعه صادرات، فصلنامه پژوهشی دانشگاه امام صادق (ع)، شماره 27

12)  Abbes, Sahraoui Mohammed, Mostéfa, Belmokaddem, Seghir, Guellil Mohammed & Zakarya, Ghouali Yassine (2014). Causal Interactions between FDI, and Economic Growth: Evidence from Dynamic Panel Co-Integration, Procedia Economics and Finance 23 pp276 – 290

13)  Ahmed, Elsadig Musa (2015). Are the FDI inflow spillover effects on Malaysia's economic growth input driven, Economic Modelling 29, pp 1498–1504

14)  Antwi, S., & Zhao, X. (2013). Impact of Foreign Direct Investment and Economic Growth in Ghana: A Cointegration Analysis. International Journal of Business and Social Research, 3(1), 64–74

15)  Bahmani-Oskooee, M. (2001). “How Stable is M2 Money Demand Function in Japan?” Japan and the World Economy 13 (4): 455–461. doi.org/10.1016/S0922-1425(01)00064-0

16)  Belloumi, Mounir (2014). The relationship between trade, FDI and economic growth in Tunisia: An application of the autoregressive distributed lag model, Economic Systems, Ecosys-461; No. of Pages 19

17)  Blonigen, Bruce A. (2005). A Review of the Empirical Literature on FDI Determinants, University of Oregon and NBER

18)  Borensztein, E., De Gregorio, J. & Lee, J. W. (1998). How does foreign direct investment affect economic growth. Journal of International Economics 45, 115–135. doi.org/10.1016/S0022-1996(97)00033-0

19)  Edem Kwame Mensah Klobodua and Samuel Adams (2016), Capital Flows and Economic Growth in Ghana, Journal Of African Business, dx.doi.org/10.1080/15228916.2016.1169784

20)  Fadhil, Mohammed Ameen & Almsafir Mahmoud Khalid (2015). The Role of FDI Inflows in Economic Growth in Malaysia (Time Series: 1975-2010), Procedia Economics and Finance 23, pp 1558 – 156

21)  Herzer, D. & Klasen, S. (2008). In search of FDI-led growth in developing countries: The way forward. Economic Modelling, 25(5), 793–810.

22)  Johansen, S. (1988). “Statistical Analysis of Cointegration Vectors.” Journal of Economic Dynamics and Control 12 (2): 231–254. doi.org/10.1016/0165-1889(88)90041-3

23)  Johansen, S. & K. Juselius (1990). “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for Money.” Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52 (2): 169–210. doi.org/10.1111/j.1468-0084.1990.mp52002003.x

24)  Krugman, Paul R., Obstfeld, Maurice & Melitz, Marc J. (2012). International Economics: Theory & Policy, Addison - Wesley

25)  Mankiw, N., Romer, D. & Weil, D.N. (1992). A Contribution to the Empirics of Economic Growth. The Quarterly Journal of Economics, vol. 107, No 2.

26)  Pegkas, Panagiotis (2015). The impact of FDI on economic growth in Eurozone countries, The Journal of Economic Asymmetries 12, pp 124–132

27)  Pesaran, M. H., Y. Shin & R. J. Smith (2001). “Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships.” Journal of Applied Econometrics 16 (3): 289–326. doi.org/10.1002/jae.616

28)  Pesaran, M. H., & B. Pesaran (2009). Working with Microfit5.0: Interactive Econometric Analysis. Oxford: Oxford University Press.

29)  Pohjola, Matti (2000). Information Technology and Economic Growth: A Cross-Country Analysis, UNU World for Development Economic Research, Working Papers No. 173

30)  Temple, j. (1998). Equipment investment and Solow Model. Oxford Economic Paper 50: 39-62

یادداشت‌ها