dD59

۰/۲۵۵۳ [۰/۰۳۶]

ect(-1)

-۰/۶۶۵۵۱ [۰/۰۰۰]

ect(-1)

-۰/۷۰۸۹ [۰/۰۰۰]

-

مآخذ: یافته­های تحقیق با بهره گرفتن از نرم­افزار ۴ Microfit.
یادداشت­ها:
C -1 عرض از مبدأ است.
۲- حداقل سطح معناداری در ] [ آمده است.
همان­طور که از جدول (۴-۳) مشاهده می­کنیم در تمام الگوهای مورد بحث، تولیدناخالص داخلی واقعی در کوتاه­مدت معنادار و باعث افزایش سرمایه ­گذاری خصوصی در ایران شده است.
هم­چنین با تأمل در جدول (۴-۳) می­توان بیان کرد که، در کوتاه­مدت در تمام الگوها، فعالیت­های بخش دولت در زمینه­ سرمایه ­گذاری دولتی به عنوان جانشینی برای فعالیت­های بخش خصوصی، موجب کاهش سرمایه ­گذاری خصوصی شده است. بنابراین در دوره­

کوتاه­مدت نیز اثر جانشینی جبری در اقتصاد ایران برقرار بوده است.
از طرفی در کوتاه­مدت نیز نرخ بهره­ی واقعی اثری بر میزان سرمایه ­گذاری بخش خصوصی نداشته است. فقط در الگوی (۴-۱۱)، رابطه­ مثبت و معناداری بین نرخ بهره­ی واقعی و سرمایه ­گذاری خصوصی وجود داشته است. این بیانگر این است که با افزایش نرخ بهره­ی واقعی، در نتیجه افزایش حجم پس­انداز، امکان تأمین مالی پروژه­ ها بالا رفته، در نتیجه با فراهم شدن امکانات بیشتر جهت تأمین مالی پروژه­ های اقتصادی، سرمایه ­گذاری هم افزایش خواهد یافت. بدون در نظرگرفتن متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت، در الگوی (۴-۱۷)، متغیر نرخ بهره­ی حقیقی کماکان هیچ تأثیری بر سرمایه ­گذاری خصوصی در دوره­ کوتاه­مدت نداشته است.
هم­چنین در الگوی (۴-۱۲) وجود یک رابطه­ معنادار و منفی در کوتاه­مدت بین متغیر نرخ ارز مؤثر واقعی و سرمایه ­گذاری­خصوصی برای اقتصاد ایران مورد تأیید قرار گرفت. به­ طوری که از لحاظ قدرمطلق در الگوی (۴-۱۲)، تأثیر نرخ ارز مؤثر واقعی بر سرمایه ­گذاری خصوصی در کوتاه­مدت برابر با (۵۶۴۲/۲-) است. بنابراین با تغییر یک درصدی در نرخ ارز مؤثر واقعی، هزینه­ واقعی کالاهای سرمایه­ای وارداتی در کوتاه­مدت بیش از یک درصد افزایش یافته و از این طریق موجب کاهش سرمایه ­گذاری خصوصی در ایران خواهد شد. بدون در نظرگرفتن متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت نرخ ارز مؤثر واقعی در کوتاه­مدت نیز تأثیری بر سرمایه ­گذاری خصوصی نداشته است.
حال بعد از بررسی اثرگذاری متغیرهای اقتصادی تولیدناخالص داخلی واقعی، نرخ ارز مؤثر واقعی، نرخ بهره­ی واقعی و سرمایه ­گذاری دولتی بر سرمایه ­گذاری خصوصی در کوتاه­مدت، در این قسمت، به بررسی چگونگی اثرگذاری متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت بر سرمایه ­گذاری بخش خصوصی درکوتاه­مدت خواهیم پرداخت. در الگوی (۴-۱۰) که اثرگذاری متغیر پول تقویت­کننده­ قراردادها، CIM، بر سرمایه ­گذاری خصوصی مورد بررسی قرار گرفته است، در کوتاه­مدت مشخص می­ شود که در سطح ۵ درصد بی­معنا بوده، و اثری بر
سرمایه ­گذاری خصوصی در ایران ندارند. بنابراین در اقتصاد ایران نمی توان انتظار داشت که با تغییر در نسبتی از نقدینگی که به صورت سکه و اسکناس نبوده، اثری بر سرمایه ­گذاری خصوصی بوجود آید.
اما از بین دیگر متغیرهای جانشینی حفاظت از حقوق مالکیت یعنی؛ متغیرهای سهم هزینه­ های امور عمومی از کل مخارج دولت ، نسبت هزینه­ های عمرانی دولت در امور عمومی دولت به کل هزینه­ های عمرانی دولت ، سهم هزینه­ های امور عمومی در مجموع سه امور اقتصادی، اجتماعی و عمومی ، نسبت هزینه­ های جاری امور عمومی به
هزینه­ های جاری عمومی ، نسبت جمعیت به تعداد معاملات ثبت شده در دفتر اسناد و املاک و سهم هزینه­ های امور عمومی در تولید ناخالص داخلی در
کوتاه­ مدت، متغیرهای ، و معنادار نشده­اند و بقیه متغیرها در کوتاه­مدت معنادار شده ­اند.
حال بدون درنظرگرفتن متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت در الگوی (۴-۱۷) مشخص می­ شود که، در کوتاه­مدت میزان حساسیت متغیرهای موجود در این الگو، نسبت به سرمایه ­گذاری خصوصی کمتر شده است. به عبارتی بدون توجه به متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت، متغیرهای اقتصادی تولیدناخالص داخلی واقعی و سرمایه ­گذاری دولتی، تأثیر کمتری بر میزان سرمایه ­گذاری بخش خصوصی خواهد داشت ( ضرایب این متغیرها به ترتیب برابر ۷۱۰۶/۱ و ۳۸۷۸/۰- است که کمتر از تمام الگوهایی بوده که در آن­ها متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت در نظر گرفته شده است). از طرفی متغیرهای نرخ ارز مؤثر واقعی و نرخ بهره­ی واقعی همچنان بی­معنا بوده و تأثیری بر سرمایه ­گذاری بخش خصوصی ندارند. بنابراین ورود متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت بر وضعیت معناداری متغیرها اثر مثبت گذاشته است که انتظار می­رود توجه به حفاظت از حقوق مالکیت وضعیت سرمایه ­گذاری بخش خصوص را بهبود بخشد.
از طرفی، ضریب جمله­ اصلاح­خطا^[۱۹۰] (ect(-1)) که سرعت تعدیل به سمت تعادل را نشان می­دهد و انتظار می­­رود که از نظر علامتی منفی باشد، نشان می­دهد که در صورت انحراف از مسیر تعادلی درازمدت، سرعت بازگشت متغیرها به مسیر تعادلی درازمدت چگونه است.
هم­چنین منفی و معنادارشدن این ضریب حاکی از وجود رابطه­ درازمدت بین متغیرهای الگو است (صمدی و پهلوانی، ۱۳۸۸). جدول (۴-۳) نشان می­دهد که ضریب جمله­ اصلاح­خطا در تمام این الگوها منفی و معنادار شده است و سرعت تعدیل هم به نسبت سریع است.
به طوری­که، مقدار عددی ضریب جمله­ اصلاح خطا بین ۶۶۵۵/۰- تا ۷۷۱۳/۰- است و این نشان می­دهد که سرعت تعدیل نسبتاً سریع صورت می­گیرد. نکته­ی قابل توجه آن­که، حداقل سرعت تعدیل به سمت تعادل (۶۶۵۵/۰-) مربوط به الگویی است که متغیرهای جانشینی حفاظت از حقوق مالکیت مدنظر قرار نگرفته است. به همین دلیل توجه به عوامل نهادی نه تنها بر بهبود شرایط کمک می­ کند بلکه رسیدن سریع­تر به تعادل را نیز ممکن می­سازد.
۴-۶- آزمون­های تشخیصی و ثبات ساختاری
نحوه برآورد متغیرها به گونه ­ای است که بدون توجه به آزمون­های تشخیص، نمی­ توان نتایج را مورد ارزیابی قرار داد. همچنین برای صحت قدرت مدل­ها نیز از آزمون­های تشخیص استفاده می­گردد. رایج­ترین آزمون­های تشخیص را می­توان به­ صورت آزمون­های t، (  )، ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل­شده و فروض کلاسیک دسته­بندی کرد. توزیع t، معیار اندازه ­گیری معنی­داری متغیرهای مستقل می­باشد. اگر میزان t برآوردی، از مقدار بحرانی­اش بیشتر باشد، فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن متغیر موردنظر ، مورد پذیرش قرار نمی­گیرد. توزیعF ، معیار درستی رگرسیون می­باشد و به این نکته می ­پردازد که فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن تمام متغیرها مورد پذیرش قرار می­گیرد (گجراتی، ۱۳۸۹).
ضریب تعیین، معمول­ترین معیار خوبی برازش خط رگرسیون می­باشد. ضریب تعیین، نسبت یا درصد تغییرات کل در متغیر وابسته که بوسیله مدل رگرسیون توضیح داده شده است را اندازه ­گیری می­ کند. ضریب تعیین، تابعی غیرنزولی از تعداد متغیرهای مستقل موجود در مدل می­باشد. اما با افزایش تعداد متغیرهای مستقل، ضریب تعیین به طور یکنواختی افزایش
می­یابد. در این صورت، برای مقایسه و انتخاب بین دو مدل با متغیرهای مستقل متفاوت، نمی­ توان ضریب تعیین را ملاک عمل قرار داد و برای جلوگیری از این خطا، از ضریب تعیین تعدیل­شده استفاده می­گردد (گجراتی، ۱۳۸۹). فروض کلاسیک از مهم­ترین فروض مربوط به انجام رگرسیون است که تخطی از هر کدام، نتایج رگرسیون را بی­اعتبار می­ کند. در واقع برای آن­که مشخص گردد در الگوهای موجود در مطالعه فروض کلاسیک برقرار بوده است یا خیر، لازم است از آزمون­­های چهارگانه تشخیصی که وضعیت همبستگی پیاپی^[۱۹۱]، شکل تابعی^[۱۹۲]، نرمال بودن^[۱۹۳] و ناهمسانی واریانس^[۱۹۴] را نشان می­ دهند، استفاده کرد. نتایج آزمون­های تشخیصی در جدول (۴-۴) گزارش شده است.

جدول ۴-۴- آزمون­های تشخیصی در تخمین­های ARDL