بررسی تأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی(PSTR )

اقتصاد مالی

دوره 16، شماره 59، شهریور 1401، صفحه 201-220   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/fed.2022.694719

نویسندگان

محمد باقری؛ احمد نقی لو^* ؛ محمد دالمن پور

گروه اقتصاد، واحد زنجان دانشگاه آزاد اسلامی، زنجان، ایران

چکیده

چکیده
هدف اصلی این پژوهشتأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی میباشد،این مطالعه از حیث هدف کاربردی و از نظر جمع‌آوری داده‌ها و اطلاعات توصیفی از نوع علی می‌باشد.روش‌شناسی از ﻧﻮع ﭘﺲ روﻳﺪادی اﺳﺖ. در این تحقیق تلاش شد؛ تا با تبیین تئوریک و طراحی یک مدل بررسی تأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی با تأکید بر شاخص‌های مختلف توسعه مالی: رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی (PSTR) بررسی شد.قلمرو مکانی تحقیقکشورهای عضوکنفرانس اسلامی(آلبانی، الجزیره، آذربایجان، افغانستان، ایران، اندونزی، بنگلادش،پاکستان، تاجیکستان، ترکیه، تونس، چاد، سنگال،سیرالئون، سودان، صحرای آفریقای جنوبی، عراق، عمان، گامبیا، قطر، مالزی، مالی، مراکش، مصرونیجریه) وقلمرو زمانی تحقیق در بازه 2005 الی 2019 می‌باشد.با استفاده ازنرم افزار متلب از طریق رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی (PSTR) به تجزیه و تحلیل دادهها پرداخته شد نتایج تجزیه و تحلیل ها بیانگر این است رابطه غیر خطی بین شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی وجود دارد.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: شاخص سهام؛ توسعه بخش صنعت؛ رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی؛ در کشورهای اسلامی. طبقه بندی JEL : O5؛ O47؛ L16؛ G15

اصل مقاله

بررسی تأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی(PSTR )

 
تاریخ دریافت: 25/01/1401    تاریخ پذیرش: 28/03/1401    محمد باقری
 احمد نقیلو 
محمد دالمن پور     

چکیده
هدف اصلی این پژوهشتأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی میباشد،این مطالعه از حیث هدف کاربردی و از نظر جمع‌آوری داده‌ها و اطلاعات توصیفی از نوع علی می‌باشد.روش‌شناسی از ﻧﻮع ﭘﺲ روﻳﺪادی اﺳﺖ. در این تحقیق تلاش شد؛ تا با تبیین تئوریک و طراحی یک مدل بررسی تأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی با تأکید بر شاخص‌های مختلف توسعه مالی: رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی (PSTR) بررسی شد.قلمرو مکانی تحقیقکشورهای عضوکنفرانس اسلامی(آلبانی، الجزیره، آذربایجان، افغانستان، ایران، اندونزی، بنگلادش،پاکستان، تاجیکستان، ترکیه، تونس، چاد، سنگال،سیرالئون، سودان، صحرای آفریقای جنوبی، عراق، عمان، گامبیا، قطر، مالزی، مالی، مراکش، مصرونیجریه) وقلمرو زمانی تحقیق در بازه 2005 الی 2019 می‌باشد.با استفاده ازنرم افزار متلب از طریق رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی (PSTR) به تجزیه و تحلیل دادهها پرداخته شد نتایج تجزیه و تحلیل ها بیانگر این است رابطه غیر خطی بین شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی وجود دارد.
واژه‌های کلیدی: شاخص سهام ، توسعه بخش صنعت ، رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی، در کشورهای اسلامی.
طبقه بندی JEL : O5, O47, L16, G15

 

1- مقدمه
امروزه، کشورها با نظامهای سیاسی متفاوت، ضرورت تقویت بازار بورس را از اهداف اصلی خود بهشمار میآورند؛ زیرا بورس اوراق بهادار، علاوه بر تجهیز و هدایت منابع، به‌عنوانیک‌نهاد مالی نقش تعیین کننده‌ای در تأمین منابع مالی بنگاه‌های اقتصادی دارد. از طرفی در اکثر کشورها، بیشترین مقدار سرمایه از طریق بازارهای بورس مبادله می‌شود. به‌علاوه بازار بورس یک ابزار سرمایه‌گذاری در دسترس، هم برای سرمایه‌گذاران کلان و هم برای عموم مردم است. هرچند سیستم بانکی در بسیاری از کشورها، یکی از مهم‌ترین منابع برای سرمایه گذاری‌های کلان است، اما نمی‌تواندبه‌تنهایی منابع لازم جهت رشد و توسعه اقتصادی کشور را فراهم آورد. .درصورتی‌که بازار بورس اوراق بهادار، پذیرای سرمایه‌گذاران مختلف، با انگیزه‌ها و درجه‌هایریسک‌پذیری متفاوت است و اگر این بازارها طوری عمل کنند که منابع به‌طور بهینه تخصیص یابد، بازار کارا می‌شود(نمازی ،1382).
بیشتر محققین معتقدند که بازارهای مالی از روندی غیرخطی پیروی می‌کنند(تومائیدیس،2007). بنابراین ممکن است از طریق پیش‌بینی‌های خطی، نتایج مناسبی برای بررسی مسیر آینده متغیرهای مالی، حاصل نشود. از مهم‌ترینمدل‌های غیرخطی که در سال‌های اخیر در بازارهای مالی بسیار مورد استفاده قرار گرفته و به نتایج مطلوبی نیز دست یافته است، طی چند دهه گذشته تعمیق یا توسعه مالی از شروط لازم رشد و توسعه اقتصادی کشورها در نظر گرفته شده است، بهطوری که کشورهایی که در این بخش دارای عمق کمتری هستند، به‌ناچار منابع مالی در آن‌هابه‌صورت مطلوب بین نیازها تخصیص داده نخواهد شد و زمانی که به ابزارهای تأمین مالی مناسبدست نمییابند، منابع کافی جمع آوری نمی شود (اخباری، ۱۳۸۵). در واقع، در خصوص تعمیق مالی دو دیدگاه مطرح است: دیدگاه اول به عنوان دیدگاه طرف تقاضا مشهور است حامیان این دیدگاه رابینسون (۱۹۵۲) و فریدمن و شوارتز (۱۹۶۳) معتقدند که رشد اقتصادی است که منجر به تعمیق مالی می شود. اما دیدگاه دوم، یعنی دیدگاه طرف عرضه، معتقد است که توسعه مالییکی از عوامل مهم و تعیین کننده رشد اقتصادی است. گلداسمیت(۱۹۶۹)، مکینون (1973) به نقل از شهبازی و سعید پور، ۱۳۹۲) جزو اولین کسانی هستند که با اشاره به عملکرد واسطه های مالی از طریق افزایش پس انداز و، در نتیجه، رشد سرمایه گذاری معتقدند که توسعه مالی منجر به افزایش رشد اقتصادی خواهد شد.درخصوص رابطه غیر خطی توسعه مالی و رشد اقتصادی مطالعات وسیعی صورت گرفته است که در دو دسته جای می گیرند. دسته اول از مطالعات اذعان می دارند که توسعه مالی عامل ایجاد رابطه غیر خطی است که اقتصاددانانی همچون بر تیلیمی و وارو دا کیسه (۱۹۹۶)، اگین و همکاران (۲۰۰۵) و دیدا و فاتو (۲۰۰۸) در این گروه جای می گیرند. دسته دوم از مطالعات شاخص های توسعه اقتصادی مانند سطح در آمد، نرخ توروم و ... را عامل ایجاد رابطه غیر خطی می دانند. از جمله دیدا و فاتو (۲۰۰۲)، گایتان و رانشر (۲۰۰۴)، جوید(۲۰۱۰) جزء اقتصاددانانی هستند که در مطالعات تجربی خود به نتیجه مذکور دست یافته اند. طی سال‌های اخیر علیرغم تلاش‌های به عمل آمده جهت تسهیل امر سرمایه‌گذاری در بخش صنعت مشکلات و تنگناهایی وجود داشته است که مانع رسیدن به اهداف موردنظر برای رشد و توسعه صنعتی کشور بوده است. مشکلاتی مانند اقتصادی نبودن سرمایه‌گذاری‌های صنعتی، عدم شناخت درست از پتانسیل‌های صادراتی، عدم استفاده کامل از ظرفیت‌های تولیدی، عملکرد ضعیف بازار سرمایه برای جذب منابع مالی خارجی، عدم‌حمایت صحیح بانک‌ها از سرمایه‌گذاران و .... نشان می‌دهد که ضعف بازارهای مالی نیز می‌تواند سرمایه‌گذاری صنعتی را به‌طور قابل توجهی تحت تاثیر قرار دهد. از اینرو  در این مقاله  به  درصد بررسی تأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی است. تا نتایج آن بتواند در پیشبرد رشد ارزش‌افزوده بخش صنعت و در نهایت رشد اقتصادی مؤثر باشد. درصد پاسخ به این سوال است، آیا  بین شاخص سهام و توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی رابطه بصورت غیر خطی وجود دارد؟ برای نیل به پاسخگویی به سوال در ادامه مقاله به صورت زیر سازماندهی شده است:در بخش دوم مرور ادبیات، دربخش سوم روششناسی و در بخش چهارم برآورد مدل و تحلیل یافتهها و بخش پنجم نتیجهگیری میباشد.

2- پیشینه تحقیق
دیالو (2018) بابیان اینکه در زمان بحران‌های مالی بی‌ثباتی‌های مالی افزایش می‌یابد با استفاده از روش تجزیه‌وتحلیل پوششی داده((DEAبه بررسی تأثیربهره‌وری سیستم بانکی بر ارزش‌افزوده بخش صنعت در 38 کشــور پرداخت. نتایج این پژوهش نشــان داد که افزایش بازده و بهره‌وریبانک‌هامحدودیت‌های اعتباری را کاهش داده و نرخ ر شد صنایع وابسته به تسهیلات بانکی را در طی بحران‌های مالی افزایش می‌دهد.
دیو(2017) در پژوهشـی به بررسـی تأثیر سـوخت، مقدار ورودی، نیروی کار و تولید (خروجی بخش صـنعت) بر ارزش‌افزوده بخش صنعت جاوا مرکزی طی سال‌های 2011 تا 2015 پرداخت. نتایج مدل‌های رگرسیون چندگانه خطی نشان داد که مقدار ورودی و نیروی کار ارزش‌افزوده بخش صــنعت را تحت تأثیر قرار می‌دهد ولی ســوخت و تولید تأثیری بر ارزش‌افزوده بخش صـــنعت ندارد.
هی و همکاران(2016)، به بررسی نقش شاخص‌های توسعه مالی بر بخش صنعتی در 30 شرکت چینی طی سال‌های 2010-1998  پرداختند. نتایج مطالعات نشان داد که صنایع به‌شدت وابسته نیازمند دسترسی به تأمین مالی خارجی هستند و بخش‌های استاندارد مالی مانند بانکداری و بازار سرمایه نقش نسبتاً جزئی در تأمین مالی صنایع دارند. به نظر می‌رسدکانال‌هایتأمین مالی جایگزین و سرمایه گذاری مستقیم عوامل تعیین کننده مهم بر رشد صنعتی هستند. علاوه بر این، به نظر می‌رسد محیط‌های خوب مؤثر باعث تقویت اثرات مثبت بخش های مالی بر روی بخش های صنعتی می‌شوند. رشد سریع بخش خصوصی چین به دلیل در اختیار داشتن کانال های تأمین مالی جایگزین و سرمایه گذاری مستقیم خارجی است. با اینکه بخش‌های استاندارد اقتصادی مانند بازارهای اعتباری و سرمایه از گسترش سریع برخوردار شده اند، سیاستهای سرکوب گرانه مالی چین و مداخله دولت اطمینان حاصل می کنند که این بخش های مالی به هنگام تعیین تخصص صنعتی در حاشیه باقی می مانند.
سون و یتکینر(2016) در تحقیقی به بررسی تأثیر شاخص توسعه بازار سهام بر تولید سرانه واقعی ۴۵ کشور با درآمد بالا و ۷۷ کشور با درآمد متوسط طی دوره ۲۰۱۱-۱۹۹۱ پرداختند. نتایج این مطالعه نشان داد: الف) در کشورهای با درآمد متوسط، با افزایش یک واحد در شاخص توسعه بازار سهام، لگاریتم تولید سرانه واقعی به‌اندازه ۰۴۷/۰ واحد افزایش می‌یابد. ب) در کشورهای با درآمد بالا، با افزایش یک واحد در شاخص توسعه بازار سهام، لگاریتم تولید سرانه واقعی به‌اندازه ۰۶۴/۰ واحد افزایش می‌یابد. ج) در کشورهای با درآمد متوسط و با درآمد بالا، با افزایش یک واحد در نسبت گردش معاملات سهام، لگاریتم تولید سرانه واقعی به‌اندازه ۰۴۲/۰ واحد افزایش می‌یابد. در این مطالعه شاخص توسعه بازار سهام از ترکیب سه شاخص: 1)نسبت ارزش بازاری شرکت‌ها به(2GDPنسبت ارزش معاملات سهام به GDP و ۳) نسبت گردش معاملات به دست آمد.
پاگانو و پیکا(2011)به چگونگی تأثیر توسعه مالی بر اشتغال، سطح دستمزد و نیز باز توزیع اشتغال در صنایع مختلف پرداخته است. در بخش نظری این مطالعه، نحوه اثرگذاری توسعه مالی بر موارد یادشده مدل سازی شده است. از داده های مقطعی کشورها (شامل داده های سطوح صنایع)  از سال 1970 الی 2003 در این تحقیق استفاده شده است. یکی از مهمترین نتایج بدست آمده، این است که توسعه مالی سبب افزایش اشتغال و دستمزدها میشود و اثر آن در سطوح بالای توسعه مالی دستمزد تعادلی، کمتر خواهد بود. همچنین گفته شده است که تأثیر توسعه مالی روی اشتغال بیشتر خواهد بود، هنگامیکه کشش دستمزد عرضه نیروی کار بیشتر است. همچنین با توفیق توسعه مالی، پاسخ اشتغال در اقتصادهای با سطح دستمزد پایین تر، بیشتر و با بهبود بیشتر توسعه مالی، کمتر خواهد بود.
رویوجا و والو(2004) به بررسی اثر توسعه مالی بر منابع رشد اقتصادی در 74 کشور صنعتی و در حال توسعه برای سالهای 1995-1961 میپردازند. در این پژوهش کشورهای مورد بررسی را به سـه گـروه کـشورهای بـا درآمـد بـالا، متوسـط و پـایین تقسیم بندی میکند و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه را تابعی از نرخ رشد موجودی سرمایه فیزیکی سرانه، نـرخ رشـد بهره وری ( نرخ رشد پسماند تابع تولید پس از احتساب رشد نیروی کار و سرمایه) و نسبت اعتبارات خـصوصی بـه تولید ناخالص داخلی، نـسبت دارایی بانکهای تجاری به دارایی بانک مرکزی و نسبت نقدینگی به تولید ناخالص داخلی در نظر می گیرند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که اثر توسعه مالی بر رشد اقتصادی در کشورهای صنعتی از طریق رشد بهره وری و در کشورهای کمترتوسعه یافته از طریق رشد انباشت سرمایه صورت میگیرد.
حکمتی و همکاران(1397)  نقش عوامل موثر بر ارزش‌افزوده بخش صنعت را با تأکید بر اثر تسهیلات اعطایی طی سال‌های 1358 الی 1395 و با روش خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی غیرخطی بررسی میکند. نتایج حاکی از تأثیر مثبت و معنی‌دار تکانه‌های مثبت تسهیلات اعطایی بانک صنعت و معدن به بخش صنعت، تولیدناخالص داخلی و هدفمندی یارانه‌ها بر ارزش‌افزوده بخش صنعت می‌باشد. در مقابل تکانه‌های منفی تسهیلات اعطایی بانک صنعت و معدن به بخش صنعت، نرخ ارز حقیقی و کل انرژی مصرفی در بخش صنعت تأثیر منفی بر ارزش‌افزوده بخش صنعت دارد.
اژدری و همکاران (1396) عوامل مؤثر بر ارزش‌افزوده بخش صنعت ایران را مورد بررسی قرار دادند.به این ‌منظور از الگوی همجمعی یوهانسن جوسلیوس بهره گرفته شده است. دامنه داده‌های مورد استفاده سال‌های 1352 تا 1393 است. بر‌اساسنتایجبرآوردمدل،افزایشیکدرصدیدرسرمایه‌گذاریباضریب 27/0، درآمدهای نفتی با ضریب 14/0، نرخ ارزحقیقی باضریب 13/0 و کالاهای سرمایه‌ای وارداتی به‌عنوان منبع واردات فناوری با ضریب حدود 12/0 بر ارزش ‌افزوده بخش صنعت تأثیرگذارند. روند رشد بالقوه بخش صنعت و معدن که نشانگر ظرفیت‌های این بخش است، از سال‌های ابتدایی میانی دهه 1380 رو به کاهش بوده است. کاهش سرمایه‌گذاری در بخش صنعت و معدن، کاهش درآمدهای نفتی، ترکیبی از سیاست‌های نامناسب ارزی، تحریم‌های اقتصادی و کاهش دسترسی به ماشین‌آلات و تجهیزات به‌روز از طریق بازارهای بین‌المللی سبب شد تا در نهایت توان بالقوه و رشد صنعتی در ایران کاهش یابد.

3- روش تحقیق
روش تحقیق حاضر بر اساس  اهداف تحقیق از نوع کاربردی می‌باشد تحقیقات کاربردی تحقیقاتی هستند که نظریه‌ها و فنونی که در تحقیقات پایه تدوین می‌شوند را برای حل مسائل واقعی به کار می‌گیرد. این تحقیق درصددبررسی تأثیر غیرخطی شاخص سهام بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی(PSTR )می‌باشد به عبارتیمطالعه از حیث هدف کاربردی و از نظر جمع‌آوری داده‌ها و اطلاعات توصیفی از نوع علی می‌باشد.روش‌شناسی از ﻧﻮع ﭘﺲ روﻳﺪادی اﺳﺖ. در این تحقیق تلاش می‌شود؛ تا با تبیین تئوریک و طراحی یک مدل و با استفاده از روشهای اقتصادسنجی به بررسی تأثیر غیرخطی شاخص توسعه مالی بر توسعه بخش صنعت در کشورهای اسلامی با تأکید بر شاخص‌های مختلف توسعه مالی: رهیافت رگرسیون انتقال ملایم تابلویی (PSTR) پرداخته می‌شود به‌گونه‌ای که تأثیر تجربی این ارتباط مورد تجزیه‌وتحلیل قرار میگیرد.
مدل‌های رگرسیون آستانهای تابلویی PTRنمونه اولیه از طیف مدل‌های رگرسیونی مبتنیبر دادههای تابلویی هستند که بهوسیله هنسن(1999) ارایه شدند. در این مدلها ضرایب رگرسیونی میتوانند در طول زمان و برای واحدهای مقطعی تغییر یابند و مشاهدات تابلویی در این مدلها با توجه به متغیر آستانهای که کمتر یا بیشتر از مقدار آستانهای تعیین شده باشند به چند گروه یا رژیم همگن تقسیم میشوند. البته در این مدلها مشاهدات بسیار نزدیک به مقدار آستانهای وجود دارند که به لحاظ اختلافات ناچیز در دو گروه متفاوت قرار گرفتهاند و ازاینرو، نحوه تأثیرگذاری آن‌ها با یک جهش شدید مواجه است (چیو و همکاران،2011). برای فایق آمدن بر این مشکل، فوک و همکاران(2004)، گونزالز و همکاران(2005) و کولیتاز و هارولین(2006) مدل رگرسیونی انتقال ملایم تابلویی(PSTR)را ارایه کردند.
مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی، مدل اثرات ثابت با رگرسیون برونزا است.این مدل را می‌توان به دو طریق تفسیر کرد. اول، می‌توان به‌عنوان یک مدل تابلوییخطی ناهمگن با ضرایبی که متفاوت از مقاطع در طول زمان است، در نظر گرفت.ناهمگنی در ضرایب رگرسیون را با فرض اینکه این ضرایب توابعی پیوسته از متغیر قابلمشاهده از طریق تابع محدود شده از این متغیر میباشد که درواقع، تابع انتقال نامیده می‌شود و معمولاً بین دو محدوده از نظامهای افراطی نوسان دارد. ضرایب این رگرسیون برای هر یک از مقاطع در طول زمان تغییر می‌کند. تفسیر دوم مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی به‌طور ساده، میتواند به‌عنوان یک مدل همگن غیرخطی در نظر گرفته شود. درنهایت، می‌توان گفت که تک معادله مدل انتقال ملایم دارند باSTRمفهوم مشترکی دارند (گونزالز و همکاران،2005) یک مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی با دو رژیم حدی و یک تابع انتقال را به‌صورت زیر تصریح مینمایند:
(1-3)
i= 1,2,…N                     t=1,2,…T 

در فرمول بالا، i نشاندهنده مقطع،  t نشاندهنده زمان، متغیر وابسته و به‌صورت اسکالر، برداری k بعدی از متغیرهای برونزا،  نشان‌دهنده اثرات ثابت مقاطع و نیز جزء خطا است. تابع انتقالنیز یک تابع پیوسته وکراندار بین صفر و یک بوده که توسط مقدار متغیر آستانهای تعیین می‌شود که به‌صورت لجستیکی زیر است:
(2-3)

همچنین برای تابع انتقال داریم:
(3-3)

در این تابع، γ پارامتر شیب تابع انتقال و بیانگر سرعت تعدیل از یک رژیم بهرژیم دیگر است ومتغیـر انتقال یا آستانهای میباشـد کـه بـر اسـاس مطالعـهکولیتاز و هاورلین، مـیتوانـد از بـین متغیرهای توضیحی، وقفه متغیر وابسته، یا هر متغیر دیگر خارج از مدل که از حیث مبـانی تئـوریکی در ارتباط با مدل مورد مطالعه بوده و عامل ایجاد رابطه غیرخطی باشد، انتخـاب گـردد. همینطوریک بردار از پارامترهای حد آستانهای یا مکانهای وقوع تغییررژیم (پارامترهای وضعیت) است. اگردراین صورت، مدل را رگرسیونانتقال یکنواخت نمایی و اگر باشد، مدل را رگرسیون انتقال یکنواختلجستیک مینامند.
در این تحقیق به پیروی از مقاله نیر-ریچرتبا استفاده از مدل رشد درون‌زا به بررسی رابطه شاخص توسعه مالی و توسعه بخش صنعت پرداخته شده است.علـت ایـن امر که تأثیر شاخص توسعه مالی در توسعه بخش صنعت در یک مدل رشد درون‌زا بررسی میگـردد، آن اسـت که آزمون علّیت معکوس بین شاخص توسعه مالی و توسعه بخش صنعت انجام نگیرد؛ چراکه انتظار میرود توسعه بخش صنعت ، سطوح شاخصهای نهـادی (شاخص توسعه مالی )را متأثر نمایـد؛ به‌طوریکه این امر، حتی به یک مسئله تجربی میان محافل اقتصادی نیز تبدیلشده است.
روش ساختن مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی شامل مشخصات، تخمین و سطحهای تحول میباشد. مشخصات شامل آزمون همگنی و همچنین متغیر انتقال میباشد. اگر آزمون همگنی رد شود، آنگاه از روش حداقل مربعات غیرخطی برایتخمین پارامترهای استفاده می‌شود. در این مرحله از آزمون، فرضنشاندهنده ثبات پارامترها، عدم ناهمگنی و عدم خودهمبستگی در جملات خطا باشد و درنهایت، یکی از رژیمهای مدل با دادهای تابلویی باید انتخاب شود
جامعه آماری مورد مطالعه‌این پژوهش شامل کشورهای عضو کنفرانس اسلامی می‌باشد.  چون انجام هر تحقیق عملی مستلزم صرف زمان و هزینه است، به این دلیل که امکان بررسی کامل جمعیت (جامعه) به‌صورت سرشماری وجود ندارد، لذا پژوهشگران با توجه به چنین واقعیتی درصددبرمی‌آیند که از طریق نمونهگیری، اطلاعات احتمالی را با استفاده از تحلیل دادههای به‌دست‌آمده پیرامون نمونه به دست آورند و درنهایت از طریق تعمیم، این اطلاعات را به جامعه اصلی منتسب نمایند. بنابر این حجم نمونه بصورت غیر تصادفی و بر اساس دسترس بودن اطلاعات کشورهای  اسلامی انتخاب شدهاند عبارت‌اند از؛آلبانی، الجزیره، آذربایجان، افغانستان، ایران، اندونزی، بنگلادش،پاکستان، تاجیکستان، ترکیه، تونس، چاد، سنگال،سیرالئون، سودان، صحرای آفریقای جنوبی، عراق، عمان، گامبیا، قطر، مالزی، مالی، مراکش، مصرونیجریه است.برای جمع‌آوری آمار و اطلاعات کمی مورد نیاز نیز، از جداول آماری و بانک‌های اطلاعاتی جهانی از سایت بانک جهانی و صندوق بین المللی پول استفاده شده است.
الگوی مورد استفاده در تحقیق حاضر بر اساس مبانی نظری و مطالعات داخلی و خارجی صورت گرفته در خصوص موضوع مورد بررسی و با الهام از مطالعه ریوجا و والوو (2003) و گریگوریو و گوتی(1993) به شرح ذیل تعریف می‌شود:
LVlindi,t=F(FDIi,t, INFi,t, GGDPi,t, Labindi,t)(4-3)

 در حالت کلی از مدل رگرسیون انتقالملایم تابلویی در معادله (3-5) تصریح میگردد:
(5-3)
LVlindi,t: لگاریتم ارزش‌افزوده بخش صنعت در کشور i و در سال t.
FDIi,t:در این پژوهش برای اندازهگیری توسعهمالی از نسبت شاخص قیمت سهام به تولید ناخالص داخلی در کشورهای عضو کنفرانس استفاده شده است.

: INFi,tنرخ تورم کشور i در سال t؛

 :شاخص قیمت در دوره t
 : شاخص قیمت در دوره 1- t
GGDPi,t :رشد اقتصادی کشور i در سال t؛

Labindi,t :تعداد شاغلان در بخش صنعت کشور i در سال t.
بازه زمانی دادهها طی دوره زمانی 2005 الی 2019  میباشد ودادهها بر اساس سال پایه2005 گردآوری شده است.

4- تجزیه و تحلیل
در این مطالعه برای جمع‌آوری آمار و اطلاعات کمی مورد نیاز نیز، از جداول آماری و بانک‌های اطلاعاتی جهانی  و صندوق بین المللی پول استفاده شده است.  و برای تجزیه‌وتحلیل از طریق نرم‌افزار10Eviews و مطلب(Matlab)انجام  گرفت به شرح ذیل مییاشد:

4-1- آزمون ایستایی متغیرهای تحقیق
در این پژوهش ایستایی متغیرها با استفاده از مجموع آزمون(لوین، لین و چو،  ایم، پسران وشین، دیکی فولر و فیشر) مورد بررسی قرار گرفت که به شرح جدول(4-2) میباشد.
(4-1)

جدول(4-1): بررسی مانایی(ایستایی )متغیرهای تحقیق
 
نام متغیر    نوع  آزمون    آماره t    سطح معنی داری    نتایج       
لگاریتم تولید ناخالص داخلی    لوین، لین و چو    409/5-    000/0    مانا در سطح صفر       
     ایم، پسران وشین    567/4-    000/0    مانا در سطح صفر       
     دیکی فولر    772/105    0001/0    مانا در سطح صفر       
     فیشر    027/224    000/0    مانا در سطح صفر       
نرخ تورم    لوین، لین و چو    210/12-    000/0    مانا در سطح صفر       
     ایم، پسران وشین    781/5-    000/0    مانا در سطح صفر       
     دیکی فولر    076/119    000/0    مانا در سطح صفر       
     فیشر    477/131    000/0    مانا در سطح صفر       
درصد شاغلان در بخش صنعت    لوین، لین و چو    278/5-    000/0    مانا در سطح صفر       
     ایم، پسران وشین    713/2-    0033/0    مانا در سطح صفر       
     دیکی فولر    577/83    0060/0    مانا در سطح صفر       
     فیشر    507/117    000/0    مانا در سطح صفر       
لگاریتم ارزش افزده در بخش صنعت    لوین، لین و چو    411/2-    0079/0    مانا در سطح صفر       
     ایم، پسران وشین    124/2-    0168/0    مانا در سطح صفر       
     دیکی فولر    806/79    0128/0    مانا در سطح صفر       
     فیشر    458/117    000/0    مانا در سطح صفر       
نسبت اعتبارات به تولید ناخالص داخلی    لوین، لین و چو    08+e1/1    000/1    نامانا در سطح صفر       
     ایم، پسران وشین    3794/4-    000/0    مانا در سطح صفر       
     دیکی فولر    618/118    000/0    مانا در سطح صفر       
     فیشر    115/210    000/0    مانا در سطح صفر     
منبع: یافتههای پژوهشگر
جدول(4-1) نشان  میدهد، با استفاده از مجموع آزمون(لوین، لین و چو،  ایم، پسران وشین، دیکی فولر و فیشر) ایستایی یا مانایی متغیرههای تحقیق بررسی شد. جدول(4-2) سطح خطا (Prob)برای متغیرهای پژوهش؛ لگاریتم تولید ناخالص داخلی، نرخ تورم، درصد شاغلان در بخش صنعت، لگاریتم ارزش افزده در بخش صنعت، نسبت اعتبارات به تولید ناخالص داخلی نشان میدهد کمتر از 0.05 می باشد، بنابراین فرض صفر این آزمون مبنی بر وجود ناایستایی متغیرهای تحقیق رد می‌شود و پسفرض  آزمون ایستا بودن متغیرها در سطح صفر مورد قبول واقع می‌شود.نتیجه گرفته میشود متغیرهای پژوهش لگاریتم تولید ناخالص داخلی، نرخ تورم، درصد شاغلان در بخش صنعت، لگاریتم ارزش افزده در بخش صنعت، نسبت اعتبارات به تولید ناخالص داخلی،نسبت نقدینگی به تولید ناخالص داخلی در سطح  ایستا میباشند.

4-2- برآورد مدل
4-2-1-آزمون همخطی و غیر خطی
در بخش روششناسی، ابتدا فرضیه صفر خطـی بـودن در مقابـلفرضیه وجود الگویPSTRبا در نظر گرفتننسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی بهعنوان متغیر انتقال آزمون شده ونتایج آن در جدول (4-2)آمده است.
جدول(4-2) آزمون وجود رابطه غیرخطی
 
حالت وجود یک حد آستانهای(2m= )    حالت وجود یک حد آستانهای(1m= )       
                           
432/218    063/33    831/168    156/157    327/44    254/130       
Pvalue    Pvalue       
000/0    000/0    000/0    000/0    000/0    000/0       

    
     
منبع: یافتههای پژوهشگر

بر اساس نتایج جدول(4-2)، تمامی آمـاره هـای ضـریب لاگرانـژ والد()، ضـریب لاگرانـژ فیشـر() و نسـبت درسـت نمـایی(LR) بـراییـک  و دو حـدآسـتانهای برای 1=,m2=m نشـان مـیدهنـد کـه رابطـه بـین متغیرهـای مـورد مطالعـه از یـک مـدل غیرخطی تبعیت میکند.به عبارتی، تمامی آمارههای ضرایب، برای1=,m2=m یک  و دو حد آستانهای، وجود الگوی رگرسیون انتقال ملایم تابلویی را در سطح معناداری()5 درصد تأیید میکنند. همچنین مقدار عددی این آمارهها، حاکی از رد فرضیه رابطه غیرخطی باقیماندهها است که بر کافی بودن یک تابع انتقال برای تعیین رابطه غیرخطی متغیرها (r=1)دلالت دارند.
پس از نتیجهگیری و اطمینان از وجود رابطه غیرخطی بین متغیرهای مورد مطالعه، یعنـی وجـود حداقل یک تابع انتقال، در ادامه باید وجود رابطه غیرخطی باقیمانده را بهمنظور تعیـین تعـداد توابـع انتقال بررسی کـرد . بـرای ایـن منظـور بـه پیـروی از همکاران (2005) و کولیتاز و هارولین (2006)فرضیه صفر وجود الگوی PSTRبا یک تـابع انتقـال در مقابـل فرضـیه وجـود الگویPSTRبا حداقل دو تابع انتقال مورد آزمون قرار گرفتـه کـه نتـایج آن در جـدول (4-2)ارائـه شده است. نتایج نشان میدهد که فرضیه صفر مبنیبر کفایت لحاظ نمودن یک تـابع انتقـال در هـر دو حالت وجود یک و دو حد آستانهای رد شده است در مقابل فرض الگویPSTRبا حداقل دو تابع انتقال مورد قبول است. از اینرو با لحاظ نمودن دو تـابع انتقـال، هیچ نوع رابطه غیرخطی باقیماندهای وجود نخواهد داشت.بنابراین صرف لحـاظ کـردن یـک تـابع انتقال قادر به تصریح رفتار غیرخطی بین توسعه مالی و رشد ارزش بخش ارزش افزوده صنعت است .

جدول(4-3): آزمون وجود رابطه غیرخطی باقیمانده
 
حالت وجود یک حد آستانهای(2m= )    حالت وجود یک حد آستانهای(1m= )       
                           
303/87    885/10    534/78    737/66    391/16    528/61       
Pvalue    Pvalue       
000/0    000/0    000/0    000/0    000/0    000/0       

    
     
منبع: یافته های پژوهشگر

4-2-2- انتخاب تعداد مکانهای آستانهای
بعد از تأیید وجود رابطه غیرخطی میان متغیرها و لحاظ توابع انتقال جهت تصریح رفتار غیرخطی، در ادامه، باید حالت بهینه میان تابع انتقال با یک و دو حد آستانهای انتخاب گردد. برای این منظور، مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی متناظر با هر یک از این حالتها برآورد خواهد شد و طبق پیشنهاد مطالعه کولیتاز و هارولین (2006 ) و جوید (2010) دو مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی با یک و دو حد آستانهای تخمین زده و برای هرکدام، معیار تعیینکننده تعداد مکانهای آستانهای لازم یعنی مجموع و معیار آکائیکمجذور باقیماندهها، معیار شوارتز محاسبه میشود. در جدول(4-3) نتایج تخمینهای فوق برای هر یک از گروههای درآمدی تشریح شده است.

جدول(4-3): تعیین تعداد مکانهای آستانهای در یک تابع انتقال
 
معیار آکائیک    معیار شوارتز    مجموع مجذورباقیماندهها           
877/4-    778/4-    859/2    m= 1       
875/4-    766/4-    841/2    m= 2     
منبع: یافتههای پژوهشگر

در جدول (4-3) معیارهای عنوانشده برای هر دو مدلPSTRارائه شده که بیـان کننـده نتـایج متفاوتی است. از آنجا که معیار شوارتز نسبت به سایر معیارها مدل صرفهجویی را ارائه میدهد، از اینرو با استفاده از این معیار، یک مدل PSTRبا یک تابع انتقال و یک حد آستانهای برای بررسی رفتار غیرخطی بین متغیرهای مورد مطالعه انتخاب میشود. علیرغم وجود اختلاف ناچیز، با تکیهبر این معیار، یک مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی با یک تابع انتقال و یک حد آستانهای (2m= و r=1) انتخاب میشود. پس مدل تحقیق از نوع نمایی(نماییL2STR وقتی 2 m= و r=1) خواهد بود.

4-2-3- تخمین پارامترهای مدل
پس از انتخاب مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی بـا یـک تـابع انتقـال و یـک حـد آستانهای که بیانگر یک مدل دو رژیمی اسـت، در ادامـه مـدل فوق برای هر گروه درآمدی برآورد شده است. پارامترهای حاصل از تخمین مدل رگرسیون انتقال ملایم تابلویی دو رژیمی توسط نرمافزارMATLABتخمین و نتایج آن در جدول (4-4) لحاظ شده است. بر اساس دو معادله تعریفشده بهعنوان رژیم اول و دوم آورده شده است؛ بهطوریکه ستون اول، نشانگر رژیم اول میباشد که نتایج معادله خطی را نشان میدهد و ستون دوم، نشانگر معادله غیر خطی میباشد که نتایج معادله غیرخطی را نشان میدهد.اعداد داخل پرانتز، بیانگر مقادیر احتمال مربوط به هر آماره است. همچنین برای هر گروه درآمدی، سرعت انتقال (شیب انتقال) و مکان وقوع تغییر رژیم گزارش شده است.
جدول (4-4):نتایج تخمین مدل PSTR
 
قسمت غیرخطی مدل    قسمت خطی مدل       
متغیرهای تحقیق    ضریب    انحراف معیار    آمارهt    متغیرهای تحقیق    ضریب    انحراف معیار    آمارهt       
نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی    5989/0    114/0    3757/5    نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی    1660/0    0805/0    0614/2       
رشد تولید ناخالص داخلی    1511/0-    0164/0    2346/9-    رشد تولید ناخالص داخلی    9923/0    0426/0    3162/23       
نرخ تورم    0108/0-    0024/0    4672/4-    نرخ تورم    0021/0    0009/0    3991/2       
میزاندرصد شاغلان در بخش صنعت    0440/0    0048/0    2225/9    میزاندرصد شاغلان در بخش صنعت    0142/0-    0058/0    4388/2-       
پارامتر شیب(ضریب تعدیل(سرعت تعدیل)):    6021/230=r    مکان وقوع تغییر رژیم:    9097/0 c1=
1884/0-= c2     
منبع: یافتههای پژوهشگر

ازآنجاکه ضرایب متغیرها با توجه به مقدار متغیر انتقال و پارامتر شیب تغییر مییابند و برای کشورهای مختلف و در طول زمان یکسان نمیباشند، نمیتوان مقدار عددی ضرایب ارائهشده در جدول(4-4) را مستقیماً تفسیر نمود و بهتر است، علامتها مورد تجزیهوتحلیل قرار گیرد (شهبازی و سعید پور،1394). به عبارت دیگر، همانند مدلهای پروبیت یا لوجیت، مقدار پارامترهای تخمین زده شده مستقیماً به عنوان کشش، قابل تفسیر نیستند؛ اما علامت آنها میتواند تفسیر شود. در ادامه، به بررسی نتایج گزارش شده جدول(4-4) میپردازیم.
جدول(4-5) نتایج تخمینی مدل را نشان میدهد که بر اساس آن پارامتر شیب که بیانگر سـرعت تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر میباشد معادل سرعت تعدیل ملایم 6021/230میباشد. مکـان وقـوع تغییر رژیم  در دونقطه9097/0 و 1884/0- برآورد شده است. لـذا در صورتیکه نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی از  9097/0 و 1884/0- تجـاوز کنـد، رفتار متغیرها مطابق رژیم دوم خواهد بود و در صورت کمتر بودن از حد آستانهای فـوق در رژیـم اول قرار خواهد گرفت. 
بهمنظورارائه درک روشنتری از نتایج حاصلشده، دو رژیم حدی موجود بررسـی مـیشـوند.رژیم حدی اول متناظر با حالتی است که پارامتر شیب بهسمت بینهایـت میـل کنـد و مقـدار متغیـر انتقال (نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی) کمتر از حد آستانهای باشد که در این حالت تـابع انتقـال مقـدار عـددی صفر دارد و بهصورت زیر تصریح میگردد :

 

جدول(4-5): مدل رگرسیون در رژیم دوم
 
مدل رژیم دوم       
متغیرهای تحقیق    ضریب    انحراف معیار    آمارهt       
نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی    7649/0    1945/0    932/3       
رشد تولید ناخالص داخلی    8412/0    0588/0    306/14       
نرخ تورم    0087/0-    0033/0    636/2-       
میزاندرصد شاغلان در بخش صنعت    0298/0    0106/0    811/2       
پارامتر شیب(ضریب تعدیل(سرعت تعدیل)):   6021/230 =r     
منبع: یافته های پژوهشگر

رژیم حدی دوم نیز متناظر با حالتی است که پارامتر شیب بهسمت بینهایت میل کند، اما مقدار متغیر انتقال (نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی) بزرگتر از حد آستانهای باشد که در این حالت تابع انتقال مقـدار عددی یک دارد و بهصورت زیر تصریح میگردد:

همانطور که مشاهده میشود، نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی در هر رژیم دو تأثیر مثبتی بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت داشته اسـت. در رژیم یک افزایش یک درصد نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی باعث افزایش1660/0رشد ارزش افزوده بخش صنعت خواهد شد در رژیم دو دوم یک واحد افزایش نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی باعث  افزایش 764/0 خواهد بود. البتـه بـا گـذار از حـد آسـتانه ای و ورود بـه رژیـم دوم، شدت اثرگذاری افزایش مییابد؛بـه وضـوح ایـن نتیجـه بیانگر یک رابطه نامتقارن بـین نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی و رشد ارزش افزوده بخش صنعت در سـطوح مختلـف نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی است. پس نتیجه گرفته میشود در رژیم دوم میزان افزایش نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر گذاری بیشتری دارد. 
رشد تولید ناخالص داخلی در هر دو رژیم بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر مثبت و معنیداری است.
در رژیم یک، افزایش یک درصد رشد تولید ناخالص داخلی باعث افزایش 992/0 رشد ارزش افزوده بخش صنعت  خواهد شد . در رژیم دوم افزایش یک درصد رشد تولید ناخالص داخلی باعث افزایش 841/00 رشد ارزش افزوده بخش صنعت  خواهد شد.  نتیجه گرفته میشود   در رژیم اول میزان افزایش رشد تولید ناخالص داخلی بر روی رشدارزش افزوده بخش صنعت تأثیر گذاری بیشتری دارد.
نرخ تورم در هر دو رژیم بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر متفاوتی دارد. در رژیم اول نرخ تورم بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر مثبت و معنیداری دارد. یک درصد افزایش نرخ تورم در رژیم اول  باعث افزایش 0021/0 رشد ارزش افزوده بخش صنعت خواهد شد.
در رژیم دوم نرخ تورم بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر منفی دارد و معنیدار است. یک درصد افزایش نرخ تورم در رژیم دوم  باعث کاهش 0087/0 رشد ارزش افزوده بخش صنعت خواهد شد.
میزان درصد شاغلان در بخش صنعت در هر دو رژیم بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر متفاوتی دارد. در رژیم اول میزان درصد شاغلان در بخش صنعت بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیرمنفی و معنیداری دارد. یک درصد افزایش میزان درصد شاغلان در بخش صنعت باعث افزایش 0298/0 رشد ارزش افزوده بخش صنعت خواهد شد.
 در رژیم دوم نرخ میزان درصد شاغلان در بخش صنعت بر روی رشد ارزش افزوده بخش صنعت تأثیر مثبت دارد  ولی معنیدار است. یک درصد افزایش میزان درصد شاغلان در بخش صنعت باعث افزایش 0142/0 رشد ارزش افزوده بخش صنعت خواهد شد.

 

 

نمودار(4-1): نمودار نمایی مربوط به تغییر رژیم
منبع: یافته های پژوهشگر

5- نتایج و پیشنهادات
نسبت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالصبر رشد بخش صنعت در رژیمهای مختلف تأثیر متفاوت میگذارد بنابر پیشنهاد میشود یک سیاست پولی ثابت اتخاد نشود برای هررژیم سیاستهای متفاوتی اخذ گردد.دولتها میتواند با ایجاد راهکارهای متناسب اقتصادی ثباتی در جهت سرمایهگذاری هرچه امنتر و محیطی مناسبتر جهت سرمایهگذاری سرمایهگذاران ایجاد کند و با ارائه آموزشهای تئوریک و برگزاری کلاسهای نظریمناسب راههای افزایش درآمد و سودبیشتر را دراختیار سرمایهگذاران قراردهد تا ازیکسو موجب بهبود نگرش سرمایهگذاران برای سرمایهگذاری در بورس شود و از سوی دیگر عاملی باشد جهت معرفی تالار بورس بهعنوان مکانی جهت کسب درآمد و حتی نشان دادن بهعنوان شغلی که در تنوع بخشی فعالیتهای اقتصادی خانوارها میتواند نقش بسزایی داشته باشد و از سوی دیگر میتوان بورس را عاملی جهت به حرکت درآوردن چرخهایصنعت دانست.
با گسترش حجم بازارسرمایه درکشورهای اسلامی، از طریق ایجاد زمینه های مشارکت هرچه بیشتر مردم به وسیله گسترش فیزیکی و الکترونیکی بازارسهام، ضروری است به تعریف و طراحی ابزارهای متنوعسرمایه گذاری در بازار بورس اوراق بهادار وتسریع در امرخصوصی سازی بیش ازپیش توجه شود. 
راه اندازی بورس بین المللی باید مد نظرقرارگیرد. البته باید دقت نمود که کشورها چه مقدار در جذب سرمایه گذاری خارجی موفق بوده است. از دلایل عدم موفقیت سرمایه گذاری خارجی در بورس میتوان به مقررات موجود در این زمینه اشاره کرد. یکی از مقررات موجود، عدم فروش یک سهم خریداری شده توسط سرمایه گذار خارجی تاسه سال است. اطلاع رسانی شفاف به سرمایه گذاران خارجی میتواند به جذب آنها در بورس کمک نماید. لذا ضروری است ضمن تسهیل مقررات جهت حضورسرمایه گذاران خارجی، اقدامات لازم جهت اطلاع رسانی نیز صورت پذیرد. دلتووایت و سینویسین (2016) نشان داد که همبستگی پایدار بین نسبت ارزش بازار سهام به تولید ناخالص داخلی کشورها، مثبت و معنی‌دار است. ضریب این همبستگی برای کشورهای اروپایی در حدود ۸۴ درصد بود.در مطالعات داخلی نیز می‌توان به تحقیقات کرباسی و نوبخت (۱۳۸۸) اشاره کرد. در مقاله ایشان رابطه علّی بین شاخص توسعه بازار سهام و تولید سرانه واقعی برای ۱۵ کشور طی دوره ۲۰۰۵-۱۹۹۰ بررسی شد. نتایج این مطالعه حاکی از رابطه قوی بین بازار سهام و رشد اقتصادی است. درواقع افزایش شاخص توسعه بازار سهام تأثیر مثبتی برافزایش رشد اقتصادی کشورها دارد، حال اینکه این اثر برای برخی کشورها برجسته و برای برخی ملموس استپژوهشهای اخیر همچنین تمرکز صنعت را از هر دو منظر معاملات بین‌المللی و اقتصاد کلان بررسی می‌کند (مونگی، ۲۰۱۷؛ هد و اسپنسر، ۲۰۱۷؛ هاتمن و همکاران، ۲۰۱۶). اقتصاد کلاسیک بیان می‌دارد که افزایش تمرکز باید به افزایش قیمت‌ها، کاهش تولید و کاهش رفاه مصرف‌کننده منجر شود (گانا پاتی، ۲۰۱۷). مطالعه گرالون و همکاران (2017) نشان می‌دهد که رابطه بین تغییر در سطوح تمرکز صنعت و تغییر در حاشیه سود و ثروت سهامداران در طول دو دهه اخیر، مثبت بوده است. شرکت‌ها در صنایع با بیشترین تمرکز صنعت، حاشیه سود بیشتر و بازده سهام غیرعادی بیشتری را تجربه میکنند. این نتایج، قدرت بازار محصول را به‌عنوان عاملی که ایجاد کننده ارزش است، پیشنهاد میدهند.

 

 

 

مراجع

فهرست منابع 
اخباری، محمد (1385 )" .(مروری بروضعیت ژرفای (عمق) مالی ایران". روند. : 198 -1
اژدری، علی اصغر؛ حیدری، حسن؛ عبداللهی، محمدرضا (1396)، بررسی عوامل مؤثر بر ارزش افزوده بخش صنعت و معدن در ایران با استفاده از روش همجمعی یوهانسن، فصلنامه مجلس و راهبرد، مقاله 5، دوره 24، شماره 89، صص:  105-132.  
امام وردی،ق. و صفرزاده بیجار بنه، س.(۱۳۹۴).آزمون آشوبی و غیرخطی بودن شاخص قیمت سهام در بورس تهران، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره ۹ (۳۳): ۷۴-۵۵.
حیاتی،ی. سهیلی، ک. عرفانی، ع. (۱۳۹۸).نقش پویایی های نرخ تورم در سیاست پولی ایرانیک مدل،DSGE، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره ۱۳(۴۹): ۲۳۶-۲۱۳
ختائی، محمود(1378)، گسترش بازارهای مالی و رشد اقتصادی، موسسه تحقیقات پولی و بانکی، بانک مرکزی.
ختایی نژاد، محمود؛ خاوری نژاد، ابوالفضل (1377)، گسترش بازارهای مالی و رشد اقتصادی، مقاله‌های همایش‌های ایران. مجموعه مقالات هشتمین کنفرانس سیاستهای پولی و ارزی تحت عنوان پس انداز و سرمایه گذاری، بازار پول و سرمایه و جایگاه نظام بانکی . بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران .پژوهشکده پولی و بانکی.
حکمتی، صمد؛ جهانگیری، خلیل؛ حسینی، سید علی(1397)، بررسی اثر تسهیلات اعطایی بانک صنعت و معدن بر ارزش افزوده بخش صنعت با استفاده از مدل غیر خطی، مجموعه مقالات همایش تولید ملی و اشتغال پایدار، چالش ها و راهکارها. 
سام دلیری، یونس(1381)، بازارهای مالی و نقش آن در توسعه صنعت کشور، بانک و اقتصاد، شماره 28، صص: 44-47.
سلاطین، پروانه؛ مرادی، الهام(1391)، بررسی عوامل مؤثر اقتصادی بر ترکیب اشتغال در بخش صنعت ایران، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد فیروزکوه.
سلاطین، پروانه؛ سمانه، محمدی(1394)، تأثیر ارزش افزوده بخش صنعت بر توزیع درآمد در اقتصاد ایران، توسعه راهبرد، شماره 48، صص: 98-77.
صالح آبادی، علی(1389)، بررسی رابطه درجه توسعه یافتگی و ساختار نظام مالی با رشد اقتصادی، فصلنامه بورس اوراق بهادار، شماره 11، سال سوم، صص: 89-61.
صمصامی، حسین؛ امیرجان، رضا (1390)، بررسی اثر تسهیلات بانکی بر ارزش افزوده بخش صنعت و معدن، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، سال نوزدهم، شماره 59، صص: 150-129.
شهبازی، کیومرث؛ سعیدپور، لسیان (1392) ".تأثیر آستانهای توسعه مالی بر رشد اقتصادی در کشورهای دی هشت". فصلنامه علمی پژوهشی، پژوهشهای رشد وتوسعهاقتصادی. سال 3 .شماره 12 .: 21 -38.
مکیان، س.؛ توکلیان، ح. و نجفی فراشاه، س.(۱۳۹۸). بررسی اثر شوک مالیاتهای مستقیم بر تولید ناخالص داخلی و تورم در ایران در چارچوب یک مدل تعادل عمومی پویای تصادفی فصلنامه اقتصاد مالی، سال سیزدهم (۴۹): ۱۱-۹
Al-Yusif, Y.K (2002). Financial Development and Economic Growth: Another look at the evidence from developing countries, Review of Financial Economics, vol. 11(2), pp.131-150.
Andres, J., I. Hernando and J.D Lopez-Salido(2004). The role of Financial System in the growth-inflation link: the OECD experience," European Journal of Political Economy, Elsevier, vol. 20(4), pp. 941-961.
Ansari, M.I, (2002). The Impact of Financial Development, Money, and Public Spending on Malaysia National Income: An Econometric Study, Journal of Asian Economics, Vol. 13, pp. 72-93. 
Asari, A. (2008), "Financial Development and Economic Growth, Comparative Studies between OPEC and non-OPEC Developing Countries, Using GMM Method", Economic Research Journal, Vol.82, pp.141-161.
Beck, T., R. Levine and N. Loayza(2000). Finance and Sources of growth, Journal of Financial Economics, Vol. 58 , PP: 261-300.
Benhabib. J and M.M. Spiegle(2000), The Role of Financial Development in Growth and Investment, Journal of Economic Growth, Volume 5(4), pp. 341–360.
Demirgüç- Kunt, A. and V. Maksimovic (1998), "Law, Finance, and Firm Growth", Journal of Finance, Vol. 53, pp.2107-2137.
Deidda, Luca and Fattouh, Bassam (2008). "Banks, financial markets and growth". Journal of Financial Intermediation 17. No. 1. Pp. 6-36.
Jude, Eggoh C. (2010). "Financial development and growth: a panel smooths regression approach". Journal of Economic Development 35. No. 1. Pp. 1-15.
Michalak, Tobias and Uhde, André (2009). "Credit risk securitization and bank soundness: Evidence from the micro-level for Europe". Quarterly Review of Economics and Finance 52. No. 3. Pp. 1-42.