• Home
  • The effects of financial inclusion on economic growth and stability in the provinces of Iran

Share To

Article Url


Manuscript ID : eco-1186968 Visit : 274 Page: 25 - 56

https://sanad.iau.ir/Journal/eco/Article/1186968

Article Type: Original Research

The effects of financial inclusion on economic growth and stability in the provinces of Iran

Subject Areas : Economic Development, Innovation, Technological Change, and Growth

Tahmoures Elyasi Bakhtiari 1 , Abbas Memarnezhad 2 * , Farhad Dejpasand 3 , Farhad Ghaffari 4

1 - * PhD Candidate in Economics, Faculty of Management and Economics, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran, tahmoures.elyasi@srbiau.ac.ir
2 - Associate Professor of Economics, Faculty of Management and Economics, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran, (Corresponding Author) memarnejad@srbiau.ac.ir
3 - Assistant Professor, School of Economics and Political Science, Shahid Beheshti University
4 - Associate Professor of Economics, Faculty of Management and Economics, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran, ghaffari@srbiau.ac.ir

Received: 2024-06-22 Accepted : 2024-10-14 Published : 2024-10-14

Keywords: Financial Inclusion, Growth, Economic Stability, Panel Vector Autoregression Method With Distribution Intervals JEL Classification: G32, G10, F37, F41,

Abstract :

In recent decades, the issue of strengthening the financial inclusion of the public in accessing financial services has become one of the priorities of policy makers and senior managers. The reason for the importance of this issue is that the strengthening of financial inclusion provides access to financing services for all income groups (including the poor), and this can strengthen the economic growth of countries and increase economic prosperity in the medium and long term. Therefore, in this study, the effects of financial inclusion on economic growth and stability in 30 provinces of the country during the period of 2006-2021 have been investigated using the vector autoregression method with distribution breaks, fully modified ordinary least squares and vector error correction. The results of the estimation of economic growth and stability model show that financial inclusion has increased economic stability and economic growth in the long term. It can argue that financial inclusion from both supply and demand channels has increased economic stability, growth, and development of investments. This impact can come from providing favorable financial services, improving and upgrading the financial system.

References:

- ر- رحیم زاده، فرزاد، شکوهی فرد، سیامک و حاضری نیری، هاتف (1401). اثر فساد بر شمول مالی )کاربرد رهیافت گشتاورهای تعمیم یافته سیستمی(، فصلنامه علمی مدلسازی اقتصادی، 16(57)، 33-48.
- رضایی، مهدی (23 اردیبهشت، 1395). تأثیر توسعه مالی بر رشد اقتصادی در ایران، (مقاله ارائه شده در دومین همایش بین‌المللی مدیریت، اقتصاد و توسعه)، تهران، ایران، 403-413.
- سارانی، سمیه (1398). رابطه بین شمول مالی و باز بودن تجارت در ایران؛ با استفاده از الگوی NARDL، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه سیستان و بلوچستان.
- سموعی، عباس، حسنوند، داریوش، خوچیانی، رامین و زاهد غروی، مهدی (1399). مدل‌سازی فراگیری مالی و اثرات آستانه‌ای آن بر رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک (رگرسیون پانل آستانه‌ای)، فصلنامه اقتصاد کاربردی، 10(32،33)، 66-77.
- صالحی‌فر، محمد و زمان، الهه (11 آبان، 1397). نقش فراگیری مالی در توسعه اقتصادی فراگیر، (مقاله ارائه شده در سومین کنفرانس بین‌المللی مدیریت، حسابداری و حسابرسی پویا)، تهران، ایران، 2112-2122.
- فرج‌زاده اولقی، زهرا، نقیبی، محمد (1379). بررسی تأثیر سیاستهای پولی و مالی بر اقتصاد ایران در بستری از رکود اقتصادی. اقتصاد کاربردی. 8 (24)، 48-39.
- گوهری، لیدا، کریمی موغاری، زهرا و زروکی، شهریار (1397). تحلیل اثر تعاملی کیفیت نهادی و توسعه بخش بانکی بر رشد اقتصادی: کاربردی از شاخص ترکیبی مالی، فصلنامه علمی نظریه‎های کاربردی اقتصاد، 5 (1)، 183-212.
- محمدی، تیمور، ناظمان، حمید و خداپرست پیرسرایی، یونس (1393). بررسی رابطه علیت پویای بین توسعه مالی، بازبودن تجاری و رشد اقتصادی؛ مقایسه موردی دو کشور نفتی ایران و نروژ، پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران، 3 (10)، 178-151.
- معبودی، رضا (1402) شمول مالی و بیکاری در مناطق شهری و روستایی ایران. فصلنامه علمی مدلسازی اقتصادی، 17(62)، 59-74.
- Salehifar, M., & Zaman, Elaha (2018, Novamber-2). The role of financial inclusion in inclusive economic development, [the third international conference on management, accounting and dynamic auditing]. 2018 Tehran, Iran. (In Persian).
- Sarani, S. (2018). The relationship between financial inclusion and trade openness in Iran; Using the NARDL model. [Master's thesis]. University of Sistan and Baluchistan (In Persian).
- Afonso, A., & Blanco-Arana, C., (2024). Does financial inclusion enhance per capita income in the least developed countries? International Economics, 177(79), 142-156.
- Agnello, L., Mallick, S. K., & Sousa, R. M. (2012). Financial reforms and income inequality, Economics Letters, 116 (3), 47-58.
- Baltagi, B. (2005). Economics Analysis of Panel Data. Third Edition John Wiley and Sons, Ltd.
- Bateman, M. (2010). Why Doesn’t Microfinance Work? The Destructive Rise of Local Neoliberalism. London: Zed Books.
- Beck, T., Demirgu, C.¸ Kunt, A., & Levine, R. (2007). Finance, inequality, and the poor. J Econ Growth, 12(45), 27-49.
- Bougatef, K. (2017). Determinants of bank profitability in Tunisia: Does corruption matter? Journal of Money Laundering Control, 20(1), 70-78.
- Chinoda, T., & Mashamba, T. (2021). Financial inclusion, bank competition and economic growth in Africa. Journal of Economic and Financial Sciences, 14(1), 9-21.
- Claessens, S. & Perotti, E. (2007). Finance and inequality: channels and evidence. Journal of Comparative Economics, 35(4), 32-45.
- Clarke, G., Xu, L. C., & Zou, H. (2006). Finance and inequality: what do the data tell us? South Econ, 72(4), 578-596.
- Dabla-Norris, E., Ji, Y., Townsend, R., & Unsal, F. (2015). Identifying Constraints to Financial Inclusion and TheirImpact on GDP and Inequality: A Structural Framework for Policy, D.C. Washington. International Monetary Fund.
- Demirgu, C.¸ Kunt, A., Beck, T., & Honohan, P. (2016). The World Bank Finance for All? Policies and Pitfalls in Expanding Access. A World Bank Policy Research Report, Development Research Group (DECRG). Washington DC: The World Bank Group.
- Farajizadeh, Z., & Naghibi, M. (2018). The Effect of Monetary and Fiscal Policies on Iran's Economy in the Situation of Economic Downturn. Iranian journal of applied economics, 8(24), 39-48 (In Persian).
- Gohari, L., Karimi Moughari, Z., & Zaroki, S. (2018). An interactive effect of institutional quality and banking development on economic growth: The applied of financial combined indicator. Quarterly Journal of Applied Theories of Economics, 5(1), 183-212 (In Persian).
- Han, R., & Melecky, M. (2013). Financial inclusion for financial stability: Access to bank deposits and the growth of deposits in the Global Financial Crisis. Policy Research Working Paper. the World Bank Series 6577.
- Haneef Malik, A., bin Md Isa, A. H., bin Jais, M., Rehman, A. U., & Ali Khan, M., (2022). Financial stability of Asian Nations: Governance quality and financial inclusion. Borsa Istanbul Review, 22(2), 377-387.
- Hua, X., Bi, J., & Shi, S. (2023). The appropriate level of financial inclusion: The perspective of financial stability. China Economic Quarterly International, 3(3), 167-178.
- Huang, S., Shu, Z & Manli, C. (2024). Role of Social Capital and Financial Inclusion in Sustainable Economic Growth. Research in International Business and Finance,102525.
- Kao, C. (1999). Spurious regression and residual based test for co-integration in panel data. Journal of Econometrics, 99 (1), 1-12.
- Karpowicz, I. (2014). Financial Inclusion, Growth and Inequality: A Model Application to Colombia. Springer.
- Kim, D. Y., & Hassan, F. (2018). Financial Inclusion and Economic Growth in IOC countries. Research in International Business and Finance, 43(1), 1-14.
- King, R. G., & Levine, R. (1993). Finance and growth Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 10 (1), 717-737.
- Levine, R. (1998). The legal environment, banks, and long-run economic growth. J Money Credit Bank, 30 (1):596-613.
- Levine, R. (2005). Finance and growth: theory and evidence. In Handbook of Economic Growth, Edited by Aghion P, Durlauf S. Amsterdam, Elsevier.
- Maaboudi, R. (2023).‏ the financial inclusion and unemployment in urban and rural areas of Iran. Quarterly Journal of Economic Modeling, 17(62), 59-74 (In Persian).
- McKillop D, W. J. (2007). Financial exclusion. Public Money Manage, 27, 9-12.
- McKinnon, R. (1973). Money and Capital in Economic Development. Washington, DC: Brookings Institution.
- Mehrotra, A., & Yetman, J. (2014). Financial inclusion and optimal monetary policy. BIS Working Papers, 476, 45-56.
- Mohammadi, T., Nazeman, H., & khodaparast persarai, Y. (2014). A dynamic causality relation between financial development, trade openness and economic growth: A comparison between Iran and Norway. Iranian Energy Economics, 3(10), 151-178 (In Persian).
- Mohd Daud, S., N, Ahmad, A. H., & Trinugroho, I. (2024). Financial inclusion, digital technology, and economic growth. Further evidence, Research in International Business and Finance, Volume 70, Part B, 102-116.
- Mohd Daud, S. N., & Ahmad, A.H. (2023). Financial inclusion, economic growth and the role of digital technology. Finance Research Letters, 53(2), 103-126.
- Morgan, P. J., & Pontines, V. (2018). Financial stability and financial inclusion: The case of SME lending. Singapore Economic Review, 1, 111-124.
- Norris, E. D., Ji, Y., Townsend, R., & Unsal, D. F. (2015). Identifying Constraints to Financial Inclusion and Their Impact on GDP and Inequality: A Structural Framework for Policy. IMF Working Paper 22. IMF: Washington DC.
- Ong, H., B., Wasiuzzaman, S., Chong, L. L., & Choon, S., W. (2023). Digitalisation and financial inclusion of lower middle-income ASEAN. Celpress, 9 (2), 133-147.
- Hawkins, P. (2006, March 14–15). Financial Access and Financial Stability. [Conference on Central Banks and the Challenge of Development Bank for International Settlements]. Basel, Switzeland.
- Pasali, S., S. (2013, October 1). Where is the cheese? Synthesizing a giant literature on causes and consequences of financial sector development. [Synthesizing a Giant Literature on Causes and Consequences of Financial Sector Development]. World Bank Policy Research Working Paper, (6655).
- Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. (1998), Pooled Mean group Estimation of Dynamic Heterogeneous Panels. Journal of American Statistical Association, 94(3), 35-47.
- Raddatz C. (2006). Liquidity needs and vulnerability to financial underdevelopment. J Financial Econ, 80, 677-722.
- Rahimzadeh, F., Shokouhifard, S., & Hazeri Niri, H. (2022). The effects of corruption on financial inclusion (a system-generalized method of moments approach). Quarterly Journal of Economic Modeling, 57, 33-48 (In Persian).
- Rajan, R.G., & Zingales, L. (1998). Financial dependence and growth. American Economic Review, 88, 559- 586.
- Rezaei, M. (2016, May-12). The effect of financial development on economic growth in Iran [The second international conference on management, economy and development]. 2018, Tehran, Iran (In Persian).
- Samoui, A., Hassanvand, D., Khochiani, R. & Zahid Gharavi, M. (2019). Modeling financial inclusion and its threshold effects on the economic growth of OPEC member countries (threshold panel regression). Applied Economics, 10(32, 33), 66-77 (In Persian).
- Saraswati, B. D., Maski, G., Kaluge, D., & Sakti, R. K. (2020). The effect of financial inclusion and financial technology on effectiveness of the Indonesian monetary policy, Business: Theory and Practice. Verslas Teorija ir Praktika, 21(1):230-243.
- Sethi, D., & Debashis, A. (2018). Financial inclusion and economic growth linkage: some cross country evidence. Journal of financial Economic Policy, 48, 23-47.
- Wang, R., & Luo, H. (2022). How does financial inclusion affect bank stability in emerging economies?. Emerging Markets Review, 51, Part A110-118.
Full-Text:


Economic Modeling

sanad.iau.ir/journal/eco

 

img0 

Rriginal Article        

The effects of financial inclusion on economic growth and stability in the provinces of Iran

Tahmoures Elyasi Bakhtiari1img0, Abbas Memarnejad2img0,
Farhad Dejpasnd3img0, Farhad Ghaffari4img0

DOI

Abstract

In recent decades, the issue of strengthening the financial inclusion of the public in accessing financial services has become one of the priorities of policy makers and senior managers. The reason for the importance of this issue is that the strengthening of financial inclusion provides access to financing services for all income groups (including the poor), and this can strengthen the economic growth of countries and increase economic prosperity in the medium and long term. Therefore, in this study, the effects of financial inclusion on economic growth and stability in 30 provinces of the country during the period of 2006-2021 have been investigated using the vector autoregression method with distribution breaks, fully modified ordinary least squares and vector error correction. The results of the estimation of economic growth and stability model show that financial inclusion has increased economic stability and economic growth in the long term. It can argue that financial inclusion from both supply and demand channels has increased economic stability, growth, and development of investments. This impact can come from providing favorable financial services, improving and upgrading the financial system.

Received:

22/06/2024

 

Accepted:

14/10/2024

 

Keywords: 

Financial Inclusion, Growth, Economic Stability, Panel Vector Autoregression Method With Distribution Intervals

 

JEL Classification:

 G32, G10, F37, F41

 

 

 


1.       Introduction

One of the characteristics of most developing countries is that they have an unstable economic environment. In the discussions related to economic growth and development, the issue of economic instability has a special role. By establishing an environment without economic fluctuations, economic growth can provide, which is the basis of the economic development of any country. Financial inclusion effectively and efficiently allocates resources (labor, capital, technology, etc.) from surplus sectors to deficit sectors, which leads to the development of savings and investment, which in turn promotes economic growth and stability. In general, financial inclusion is usually considere as an important factor of economic growth.

 

2.       Research method and data  

in this study, the effects of financial inclusion on economic growth and stability in 30 provinces of the country during the period of 2006-2021 have been investigated using the vector autoregression method with distribution breaks, fully modified ordinary least squares and vector error correction.

 

3.       Analysis and discussion

In estimating equations by VECM, The results of estimating the short-term and long-term relationships of the effects of financial inclusion and other explanatory variables on economic stability show that with the increase of the financial inclusion index in the long term, economic stability decreases by 0.59 units. It seems that the increase of monetary and banking variables endangers financial and economic stability. In the short term, this relationship is not significant.

In addition, the results of estimating short-term and long-term relationships of the effects of financial inclusion and other explanatory variables on economic growth show that by increasing the financial inclusion index in the long term, economic growth increases by 0.35 units. This issue is analyized from several angles; on the one hand, financial inclusion as access to services and financial resources creates investment opportunities. On the other hand, the increase in demand for financial products leads to an increase in economic growth.

Based on the coefficients estimated in the panel causality test in the economic stability equation, the effect of household income variables, inflation rate and unemployment rate on economic stability are positive, negative and negative respectively are. However, financial inclusion and population growth rate have positive and negative effects on economic stability in the short term, respectively, which are not significant. According to the results of ECT, it can say that the speed of adjustment towards long-term equilibrium in the economic stability equation is 21.84%, which is significant at the 95% level. In other words, in each period, only 21.84% of the imbalances in the system are resolved to long-term balance.

In the financial inclusion equation, the changes in the household income variable are positive and significant, and the coefficient of the error correction component of this model is statistically significant at a high level of confidence and indicates that in each period 11.39 percent of Deviations in the system remove to achieve long-term balance. In the inflation rate equation, economic stability and household income have a positive and significant effect, but financial inclusion has a negative and significant effect. The adjustment speed of the variables from short to long term is about 54.57%. In the unemployment rate equation, only the inflation rate variable has a negative and significant effect. The error correction factor in this equation is 45.38%. The rest of the variables did not have a significant relationship.

 

4.       Conclusion  

In this study, the principal component analysis method used to estimate the financial inclusion index. Its results also indicate that this index is higher in Tehran province and lower in Sistan and Baluchistan province.

The results of the estimation of the economic stability model show that, in the long term, economic stability has decreased, and this relationship was positive but meaningless in the short term. It can argue that with the increase in access to financial services and the increase in the number of people with deposit accounts, the rate of withdrawal from the account has decreased in times of pressure; on the other hand, providing small loans has a lower systemic risk than large loans. Also, with access to better risk management tools, it indirectly improves the resilience of financial institutions. All these channels will improve economic stability.

The results of the estimation of the economic growth model show that, in the long term, the economic growth has increased, and this relationship has been positive and significant in the short term as well. It can argue that financial inclusion from both supply and demand channels has increased economic growth and development of investments. This impact can come from providing good financial services, improving and upgrading the financial system.

 

Funding 

There is no funding support.

 

Declaration of Competing Interest

The authors have no conflicts of interest to declare that are relevant to the content of this article.

 

Acknowledgments 

We extend our gratitude to the journal members and anonymous reviewers for their invaluable contributions to improving the quality of this article. 

 

 

 

[1] *  PhD Candidate in Economics, Faculty of Management and Economics, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran, tahmoures.elyasi@srbiau.ac.ir 

[2] ** Associate Professor of Economics, Faculty of Management and Economics, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran, (Corresponding Author) memarnejad@srbiau.ac.ir    

[3] + Associate Professor Economics, Faculty of Economics and Political Science, Shahid Beheshti University, Tehran, Iran, f_dejpasand@sbu.ac.ir

[4] × Associate Professor of Economics, Faculty of Management and Economics, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran, ghaffari@srbiau.ac.ir

How to Cite: Elyasi Bakhtiari T., Memarnejad, A., Dejpasnd, F. & Ghaffari F. The effects of financial inclusion on economic growth and stability in the provinces of Iran. Economic Modeling, 18(66): 25-56.

پژوهشی     

آثار فراگیری مالی بر رشد و ثبات اقتصادی در استان‌های ایران1

طهمورث الياسي بختياري2،  عباس معمارنژاد3، فرهاد دژپسند4، فرهاد غفاري5

 

DOI

 

تاریخ دریافت:

02/04/1403    

تاریخ پذیرش:

23/07/1403

 

واژگان کلیدی: 

فراگیری مالی، رشد، ثبات اقتصادی، روش خودرگرسیون برداری با وقفه‌های توزیعی پانلی

طبقه‌بندی JEL:

G32، G10، F37، F41

چکیده

در دهه­های اخیر مسئله تقویت فراگیری مالی عموم مردم در دسترسی به خدمات مالی به یکی از اولویت­های سیاستگذاران و مدیران ارشد تبدیل شده است. دلیل اهمیت این موضوع آن است که تقویت فراگیری مالی زمینه دسترسی تمامی گروه­های درآمدی (شامل فقرا) به خدمات تأمین مالی را فراهم می­کند و این در میان­مدت و بلندمدت می­تواند زمینه تقویت رشد اقتصادی کشورها و افزایش رفاه اقتصادی عموم مردم را فراهم کند. لذا در این مطالعه به بررسی آثار فراگیری مالی بر رشد و ثبات اقتصادی در 30 استان کشور در دوره زمانی 1401-1385 با استفاده از روش خودرگرسیون برداری با وقفه­های توزیعی، حداقل مربعات معمولی کاملاً اصلاح شده و تصحیح خطای برداری پرداخته شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل رشد و ثبات اقتصادی نشان می‌دهد، فراگیری مالی در بلندمدت باعث افزایش ثبات اقتصادی و رشد اقتصادی شده است. می­توان استدلال کرد که فراگیری مالی هم از کانال عرضه و هم از کانال تقاضا باعث افزایش رشد و ثبات اقتصادی و توسعه سرمایه­گذاری­ها شده­اند. این اثرگذاری می­تواند از طریق ارائه خدمات مالی مطلوب، بهبود و ارتقای سیستم مالی حاصل شود.

 


 

1.‌ مقدمه

یکی از ویژگی‌های بیشتر کشورهای درحال توسعه، محیط اقتصادی بی‌ثبات و توام با نوسانات شدید است. در مباحث مربوط به رشد و توسعه اقتصادی مسئله بی‌ثباتی اقتصادی جایگاه ویژه‌ای را به خود اختصاص داده است. با برقراری محیطی امن و بدون نوسانات اقتصادی می‌توان زیربنایی برای رشد اقتصادی فراهم کرد که پایه و اساس توسعه اقتصادی هر کشوری است. فراگیری مالی به­طور مؤثر و کارا منابع (نیروی کار، سرمایه، تکنولوژی و غیره) را از بخش‌های مازاد به بخش‌های دارای کسری تخصیص دهد که به توسعه پس‌انداز و سرمایه­گذاری منجر شده که آن هم به نوبه خود رشد و ثبات اقتصادی را ارتقا می‌دهد. به­طورکلی فراگیری مالی معمولاً موتور مهم رشد اقتصادی است (کلسینس و پرووتی6، 2007).

در ایران اگرچه به‌صورت غیرمستقیم، توسعه برخی از اجزای فراگیری مالی مورد توجه بوده و اطلاعات مربوط به برخی از شاخص‌ها نیز موجود است، اما تاکنون این موضوع کمتر به­صورت یکپارچه و در قالب مفهوم «فراگیری مالی» مورد توجه سیاستگذاران یا محققان قرار گرفته است. اگرچه، فراگیری مالی اخیراً مورد توجه سیاستگذاران، محققان و سایر ذینفعان در سطح جهان قرار گرفته و نهادهای بین‌المللی ازجمله بانک جهانی و صندوق بین‌المللی پول تلاش‌های گسترده‌ای را در راستای گسترش ادبیات موضوع و بررسی شواهد تجربی مرتبط با آن انجام داده‌اند، اما تدوین استراتژی ملی فراگیری مالی (NFIS) می‌تواند این اقدامات را به‌صورت هدفمند و یکپارچه دنبال کند. ازآن جاکه فراگیری مالی با بیشتر نظریه‌های مربوط به رشد فراگیر اقتصادی و توسعه پایدار همبستگی داشته و درهم‌تنیده است، نقش اصلی آن به‌طور گسترده‌ای توسط رهبران و سیاستگذاران جهانی شناخته ‌شده است. بنابراین بررسی این مفهوم و تعیین نقش قابل­توجه آن بر متغیرهای مهمی که عنوان شد، می­تواند راهنما و راهگشای مؤثری در راستای سیاستگذاری­ها و برنامه­ریزی­های اقتصادی به حساب آید. ازاین­رو در مقاله حاضر به بررسی آثار فراگیری مالی بر رشد و ثبات اقتصادی در 30 استان کشور طی دوره زمانی 1401-1385 پرداخته شده است.

سازماندهی مقاله حاضر به این ترتیب است؛ در بخش دوم به مبانی تئوریک موضوع پرداخته خواهد شد، بخش سوم به پیشینه‌های تجربی در داخل و خارج از ایران اختصاص دارد. در بخش چهارم ضمن معرفی روش‌شناسی پژوهش به معرفی متغیرها و مدل پرداخته می‌شود. در بخش پنجم، یافته‌های تجربی و در بخش ششم، نتیجه‌گیری و پیشنهادهایی ارائه خواهد شد.

 

2.‌ مبانی نظری

طبق تعریف بانک جهانی (2017) فراگیری مالی بدین معناست که بزرگسالان به انواع مختلف خدمات مالی مناسب دسترسی دارند و می­توانند به­طور مؤثر از آنها استفاده کنند. چنین خدماتی باید به­صورت مسئولانه و ایمن برای مصرف­کننده­ها و به­صورت پایدار برای ارائه­دهندگان در یک محیط به خوبی و قاعده­مند ارائه گردد. در پایین­ترین سطح خود، فراگیری مالی با داشتن حساب سپرده یا حساب معاملاتی (حساب جاری) در بانک یا سایر موسسات مالی یا ارائه­دهندگان خدمات پول موبایلی آغاز می­شود که می­تواند برای انجام و دریافت پرداخت­ها و ذخیره یا پس­انداز پول استفاده شود. داشتن حساب همچنان موضوع مهمی است، زیرا در سال 2014 دو میلیارد نفر یا 38 درصد از بزرگسالان گزارش کرده­اند که هیچ حسابی ندارند (دمیرگیو و همکاران7، 2015). فراگیری مالی دسترسی به اعتبارات و استفاده از محصولات بیمه را نیز شامل می­شود. دسترسی به اعتبارات نهادهای مالی رسمی به بزرگسالان اجازه می­دهد که در آموزش و فرصت­های کسب­وکار سرمایه­گذاری کنند، همچنین استفاده از محصولات بیمه رسمی به مردم اجازه می­دهد که ریسک­های مالی را بهتر مدیریت کنند.

   درادامه به بررسی اثرات این شاخص بر رشد اقتصادی و ثبات اقتصادی پرداخته می‌شود:

 

2-1. آثار فراگیری مالی بر رشد اقتصادی

طبق تئوری­ها، فراگیری مالی شرایط را برای رشد اقتصادی از طریق کانال عرضه (موتور رشد اقتصادی است) و تقاضا (رشد تقاضا برای محصولات مالی افزایش می­دهد) فراهم می­کند (دابلانوریس و همکاران8، 2015؛ فرج­زاده اولقی و نقیبی، 1397). علاوه بر این، یک سیستم مالی توسعه­یافته خوب، دسترسی به وجوه را افزایش می­دهد، به موجب آن عوامل اقتصادی به بودجه خود دسترسی دارند و نیازی نیست که با هزینه­های بالا به منابع غیررسمی مانند وام­دهندگان متوسل شوند. یک ویژگی مهم فراگیری مالی همچنین شامل میزان دسترسی افراد و بنگاه­ها به خدمات مالی مانند اعتبار، سپرده، پرداخت، بیمه و سایر خدمات مرتبط با امور مالی است. به خوبی ثابت شده است که نبود خدمات مالی و دامنه فعالیت­های کارآفرینی خانوارها و بنگاه­ها، به­ویژه کارهای کوچک و متوسط را محدود می­کند. در دهه 1910-1900 این دیدگاه وجود داشت که اگر اعتبار زیادی برای شروع مشاغل به مردم اعطا شود، درآمد بیشتری را به دنبال خواهد داشت که به رشد اقتصادی منجر می­شود و درنتیجه توزیع نابرابری درآمد در صورت توزیع یکسان ثروت اقتصادی کاهش می­یابد. با نبودن سیستم­های مالی فراگیر، تله­های فقر بروز می­کند و مانع توسعه اقتصادی می­شود (رحیم زاده و همکاران، 1401). به گفته شومپیتر9، فراگیری مالی هزینه­های منابع خارجی را برای بنگاه­های وابسته به منابع مالی که باعث ایجاد فرصت برای شرکت­های جدید می­شوند کاهش می­دهد و بنابراین نوآوری را ارتقاء می‌بخشد و ازاین­رو رشد غیرمستقیم را افزایش می­دهد. فراگیری مالی افراد فقیر را قادر می­سازد بر محدودیت­ها و هزینه بالای تراکنش­های مالی غلبه کند (معبودی، 1402). طبق گفته لوین10 (2005)، تأمین و فراگیری مالی مستلزم پیشرفت در عواملی مانند: تولید اطلاعات قبلی در مورد سرمایه­گذاری­های احتمالی و تخصیص سرمایه، تسهیل تجارت، تنوع و مدیریت ریسک، تجمیع و هم­افزایی و ادغام پس­انداز و سهولت در مبادله کالا و خدمات است. همه این عوامل ممکن است بر تصمیمات پس­انداز و سرمایه­گذاری و ازاین­رو رشد اقتصادی تأثیر بگذارد. با وجود این برای اینکه امور مالی بتواند راه خود را طی کند، باید یک سیستم مالی پایدار وجود داشته باشد، زیرا اعتماد به نفس را تقویت می­کند و محیط مساعدی را برای سرمایه­گذاران و وام­گیرندگان ایجاد می­کند. مک کینون11 (1973)، بر اهمیت بخش مالی مؤثر برای رشد اقتصادی تأکید کرد. با تأمین مالی فراگیر، می­توان یک عامل تسهیل­کننده برای موسسات مالی ایجاد کرد و سرمایه قابل انباشت را افزایش داد. این سرمایه انباشته می­تواند حداقل بدهی­های کوتاه­مدت را پوشش دهد و از خود در برابر شوک­های مختلف محافظت کند. فراگیری مالی تجمیع پس­انداز را افزایش می­دهد که منابع سرمایه­گذاری را فراهم می­کند. این انباشت پس­انداز را برای وام سرمایه­گذاران برای تأمین مالی فعالیت­های اقتصادی افزایش می­دهد و به افزایش بازده منجر می­شود (نوریس و همکاران12، 2015؛ گوهری و همکاران، 1397). علاوه­بر افزایش پس­انداز، فراگیری مالی باعث افزایش بهره­وری بنگاه­ها و خانواده­ها می­شود و درنتیجه باعث افزایش بهره­وری تولید کل می­شود. این افزایش در تولید کل از طریق تأمین اعتبار و به موقع مصرف کردن، سرمایه­گذاری و بیمه در برابر شوک اتفاق می­افتد. انتقال به موقع وجوه با به حداقل رساندن تحریف منابع ناشی از اصطکاک مالی ناشی از محدودیت در دسترسی و استفاده از خدمات مالی، کارایی را افزایش می­دهد (محقق­زاده و همکاران، 1397؛ نوریس و همکاران، 2015). همچنین فراگیری مالی مبتنی­بر فناوری، هزینه­های معاملات را کاهش می­دهد و به افزایش استفاده از خدمات مالی منجر می­شود. درنتیجه، تخصیص کارآمد وجوه در بین بخش­ها را تسهیل می­کند و درنتیجه هزینه­های واسطه­گری را کاهش می­دهد که باعث تحریک سرمایه­گذاری می­شود. علاوه­بر این شرکت­های کوچک و متوسط را قادر می کند به جای تکیه بر منابع محدود یا مکانیسم­های رسمی تأمین مالی محلی، از بودجه خارجی استفاده کنند (کارپویتز13، 2014).

شواهد تجربی و نظری متعددی نشان می‌دهد که میان توسعه مالی و رشد اقتصادی همبستگی مثبتی وجود دارد. نتایج مطالعات در سطوح کلان و در زیربخش­ها نشان می­دهند که فراگیری مالی اثر مثبت و قابل­توجهی بر رشد اقتصادی دارد (ستی و آکاریا14، 2018؛ ساراواتی و همکاران15، 2020؛ چینودا و ماشامبا16، 2021). سرآغاز این بحث را می­توان در مطالعات لوین (1997) یافت. وی رویکردی نظری در این­­خصوص ارائه کرده که نقطه شروع آن، نیاز به سیستم های مالی برای غلبه بر هزینه‌های اطلاعاتی و مبادلاتی است. در حقیقت، بدون واسطه‌های مالی، امکان دستیابی به اطلاعات و تحلیل آنها درخصوص فرصت‌های سرمایه‌گذاری دشوار است و این مسئله باعث عدم تخصیص بهینه سرمایه به فعالیت‌های اقتصادی متناسب با سوددهی آنها می‌شود. بنابراین، با توجه به متفاوت بودن هزینه‌ها و مبادلات، وجود انواع مختلفی از ابزارها، بازارها و مؤسسات در قالب یک سیستم مالی برای غلبه بر این نوع مشکلات ضرورت دارد. کارکرد اولیه این سیستم مالی، تخصیص منابع تحت شرایط نا اطمینانی است. علاوه­بر آن، چگونگی به‌کارگیری پس‌اندازها، تسهیل تجارت، مدیریت ریسک و نظارت بر مدیران از کارکردهای دیگر این سیستم مالی است. این کارکردها از دو کانال انباشت سرمایه و نوآوری فناوری بر رشد اقتصادی تأثیرگذار هستند. سیستم مالی در گام نخست با اثرگذاری بر نرخ پس‌انداز یا تبدیل پس‌اندازها به انواع سرمایه، بر انباشت سرمایه اثرگذار است. سپس، برای مثال با اثرگذاری بر نرخ نوآوری فناورانه، باعث تغییر رشد وضعیت پایدار می‌شود. به‌طور خاص، سیستم مالی با متنوع­سازی ریسک باعث انگیزه برای ایجاد تغییرات و نوآوری‌های فناورانه می‌شود.

 

 

 

2-2. آثار فراگیری مالی بر ثبات اقتصادی

شناسایی رابطه میان فراگیری مالی و ثبات مالی و اقتصادی از اهمیت بسیاری برخوردار است و می‌تواند اطلاعات مفیدی را برای تنظیم، طراحی و به‌کارگیری سیاست‌ها و نیز جلوگیری از وقوع بحران‌های مالی فراهم کند. در واکنش به بحران مالی جهانی، تلاش‌های سیاستی عمده­ای در زمینه مالی برای دستیابی به ثبات مالی در سطح اقتصاد کلان صورت گرفت. همزمان، سیاست‌گذاران تلاش‌های گسترده‌ای نیز برای شناسایی سیاست‌هایی که به ارتقاء فراگیری مالی منجر می‌شود، انجام داده‌اند. علیرغم برخی هماهنگی‌ها در سطح کشورها و جهان، این دو مجموعه سیاست در برخی مواقع به‌صورت موازی دنبال شده و روابط مثبت و منفی بین فراگیری مالی و ثبات مالی اقتصاد کلان نادیده گرفته‌شده است. به‌طورکلی، درخصوص ارتباط میان فراگیری مالی و ثبات مالی دیدگاه‌های متناقضی وجود دارد. یک دیدگاه این است که فراگیری مالی بیشتر از طریق رشد سریع و غیرمسئولانه اعتبارات، باعث به خطر انداختن ثبات مالی می‌شود. گسترش سریع بخش‌های فاقد نظارت و کنترل در یک سیستم مالی ممکن است ثبات واسطه‌های مالی قانونمند و تحت نظارت را نیز مختل کند. در حقیقت، منافع حاصل از مشارکت در دوره‌های باثبات می‌تواند به هزینه‌های جانبی منفی در دوره‌های بحران تبدیل شود.

دیدگاه دیگر این است که فراگیری مالی بیشتر، چندان باعث افزایش ریسک‌های سیستمی نمی‌شود؛ زیرا فراگیری بیشتر، تنها باعث قرار گرفتن در معرض تعداد زیادی از متغیرهای محدود می‌شود که با ابزارهای موجود به‌طور نسبی قابل مدیریت و کنترل است. با این ‌وجود، ازآنجاکه فراگیری مالی براثربخشی سیاست پولی مؤثر است، ممکن است چالش‌هایی را برای بانک‌های مرکزی ایجاد کند. در مقابل رویکردهای فوق، دیدگاه‌های دیگر بیان می‌کند که بهبود فراگیری مالی می‌تواند به‌طور مستقیم و غیرمستقیم موجب افزایش ثبات شود. برای مثال هاوکینس17 (2006) استدلال می‌کند که بهبود دسترسی به منابع مالی، ثبات مالی را هم در کوتاه‌مدت و هم در بلندمدت افزایش می‌دهد. وی پیشنهاد می‌کند که برای بهبود دسترسی و ثبات به‌صورت همزمان، یک سیستم بانکداری که در آن انواع مختلف بانک‌ها، تنها تعداد محدودی از خدمات (برای  مثال سپرده) را ارائه دهند، ایجاد شود. در این چارچوب، پاسالی18 (2010) اعتقاد دارد که فراگیری مالی بیشتر در پس‌اندازها، منابع مالی مورد نیاز برای سرمایه‌گذاری را با کاهش اتکا به منابع مالی خارجی بهبود می‌دهد که این امر به ثبات بیشتر منجر می‌شود. هان و ملکی19 (2013) دریافتند که افزایش تعداد افراد دارای حساب سپرده می‌تواند نرخ برداشت از حساب در مواقع فشار را کاهش دهد. در مورد اعتبارات نیز مورگان و پونتینس20 (2014) استدلال می‌کنند که وام­دهی به کسب‌وکارهای کوچک و متوسط  (SME)باعث کاهش مطالبات معوق (21NPLs) و کاهش احتمال نکول مؤسسات اعتباری می‌شود؛ زیرا وام­دهی به این نوع شرکت‌های کوچک و متنوع، ریسک سیستمی کمتری نسبت به وام‌های بزرگ ایجاد می‌کند. در همین راستا، مهروتا و یتمن22 (2014) به وجود یک اثر مثبت غیرمستقیم اذعان دارند، بدین‌صورت که دسترسی به ابزارهای بهتر مدیریت ریسک به‌طور غیرمستقیم باعث بهبود تاب‌آوری مؤسسات مالی می‌شود؛ به­عبارتی، تاب‌آوری بیشتر وام‌گیرندگان باعث تاب‌آوری بیشتر بانک‌ها می‌شود. بویگاف23 (2016) نیز هم‌راستا با این استدلال نشان دادند که کانال‌های غیرمستقیم دیگری نیز باعث ثبات مالی می‌شود. درمجموع، عمده مطالعات و شواهد تجربی بر رابطه مستقیم میان فراگیری مالی و ثبات اشاره دارد؛ اگرچه این امر مستلزم اتخاذ برخی ملاحظات سیاستی نیز می‌باشد. سیاست اقتصاد کلان مؤثر برای پایداری اقتصاد کلان ضرورت دارد که این موضوع خود لازمه تحقق رشد بادوام نیز است. سیاست‌های کلان مناسب می‌تواند احتمال وقوع دوره‌های رکود را کمتر یا طول این دوره‌ها را کوتاه‌تر کند که این امر بر دوام رشد اقتصادی مؤثر است.

 

3. مطالعات تجربی

3-1. مطالعات تجربی خارجی

هوانگ و همکاران24 (2024) در مطالعه­ خود تلاش کردند تا درک وسیع­تری از چگونگی تأثیر عوامل مالی و اجتماعی بر ثبات اقتصادی را ارائه دهند. لذا این مطالعه تعامل بین سرمایه اجتماعی و فراگیری مالی را در تقویت رشد پایدار بررسی کرده­اند. نتایج نشان داد که مشارکت مالی همبستگی قوی و معناداری با سواد مالی دارد و همچنین مشخص شد که تأثیر قابل­توجه و معناداری بر رشد پایدار دارد. هوانگ و همکاران (2024) در مطالعه دیگری موضوع را برای 60 کشور منتخب درحال توسعه پیگیری کرده و دریافتند؛ فراگیری مالی تأثیر ضعیفی بر ثبات مالی در کشورهای در حال توسعه دارد. در مقابل، رقابت بین این کشورها نشان­دهنده ظرفیت قابل­توجهی برای تقویت ثبات مالی است. علاوه­بر این مطالعه بر نقش محوری توسعه مالی تأکید می‌کند و آن را به­عنوان محرک اصلی شناسایی می‌کند که فراگیری مالی را قادر می‌سازد تا بر ثبات مالی در کشورهای درحال توسعه تأثیر مثبت گذارد.

مهد داوود و همکاران25 (2024) به بررسی تأثیرات فراگیری مالی و فناوری دیجیتال بر رشد اقتصادی می‌پردازند. آنها همچنین امکان استفاده از فناوری دیجیتال را برای بهبود کلی فراگیری مالی و پر کردن شکاف جنسیتی در فراگیری مالی بررسی کردند و شواهدی یافتند که نشان می‌داد فناوری دیجیتال تأثیر فراگیری مالی بر رشد اقتصادی را از طریق افزایش استفاده از خدمات مالی و همچنین پر کردن شکاف جنسیتی و فراگیری مالی تکمیل می‌کند.

آفنسو و بلانکو آرانا26 (2024) فراگیری مالی را با رشد اقتصادی در کشورهای کمتر توسعه یافته مرتبط دانستند. آنها ابعاد مختلف فراگیری مالی را در چند دسته طبقه­بندی کرده و دریافتند همه ابعاد فراگیری مالی تأثیر مثبتی بر رشد اقتصادی دارند، لکن همه ابعاد به­طور یکسان بر رشد اقتصادی تأثیر نمی­گذارند. ابعاد «تعداد شعب بانک­های تجاری» و «درصد تمرکز بانک­ها» قویاً با رشد اقتصادی مرتبط هستند، درحالی که «نسبت اعتبار بانکی به سپرده­های بانکی» و «تعداد سپرده­گذاران نزد بانک­های تجاری» تأثیر قابل­توجه، اما نسبتاً کمتری در کشورهای کمتر توسعه یافته ایجاد می‌کنند.

هووا و همکاران27 (2023) یک شاخص فراگیری مالی جهانی با استفاده از داده‌های بانک جهانی، صندوق بین‌المللی پول ساخته و یک رابطه U شکل معکوس بین فراگیری مالی و ثبات مالی پیشنهاد دادند. آنها معتقدند که شواهد تجربی نیز از فرضیه‌هایشان پشتیبانی می‌کنند و تأثیر فراگیری مالی بر ثبات مالی تحت نظارت و مقررات قوی کمتر برجسته است. علاوه­بر این، آنها از شاخص فراگیری مالی ساخته‌شده، نسبت کفایت سرمایه، قدرت بازار و متغیرهای کلان اقتصادی برای شبیه‌سازی و پیش‌بینی بحران مالی استفاده کردند.

اونگ و همکاران28 (2023) به بررسی این موضوع می‌پردازد که چگونه دیجیتالی‌سازی فرآیندهای کسب‌وکار ممکن است باعث فراگیری مالی در اقتصادهای با درآمد متوسط ​​پایین آسیایی شود. آنها دریافتند که دیجیتالی‌سازی فرآیندهای کسب‌وکار با استفاده از اشتراک‌های باند پهن، تلفن همراه و اینترنت با سرعت بالا بر فراگیری مالی تأثیر می­گذارد. همچنین دیجیتالی شدن فرآیندهای تجاری به­طور قابل­توجهی بر دسترسی مشاغل خصوصی به اعتبارات داخلی ارائه شده توسط بانک های آنها تأثیر می­گذارد. 

مهد داوود و احمد (2023) به بررسی رابطه بین فراگیری مالی، فناوری دیجیتال و رشد اقتصادی می‌پردازند. نتایج نشان می‌دهد که تأثیر مثبت و معنادار فراگیری مالی و فناوری دیجیتال بر رشد اقتصادی کشورهای مورد بررسی وجود دارد. علاوه­بر این، فناوری دیجیتال نقشی را در تکمیل آثار فراگیری مالی بر رشد اقتصادی ایفا می‌کند، به این معنی که تلاش‌های آن­ها باید در بهبود اکوسیستم‌های مالی از طریق زیرساخت فناوری دیجیتال صورت گیرد.

وانگ و لو29 (2022) در مطالعه­ای به بررسی چگونگی تأثیر فراگیری مالی بر ثبات بانک‌ها در 36 اقتصاد نوظهور پرداختند و دریافتند که توسعه فراگیری مالی ثبات بانک­­ها را افزایش می­دهد. در مقابل، قدرت دولتی قوی‌تر و محیط مالی سست‌تر ممکن است ریسک‌پذیری بالاتر یا ثبات بانکی پایین‌تر را در طول فرآیند فراگیری مالی افزایش دهد.

حانیف مالک و همکاران30 در مطالعه خود به بررسی نقش کیفیت حکمرانی در حفظ ثبات مالی و افزایش فراگیری مالی در کشورهای آسیایی با استفاده از تئوری ذینفعان پرداختند. متغیرهای ترکیبی برای ابعاد کیفیت حاکمیت، ثبات مالی و فراگیری مالی با استفاده از تحلیل مؤلفه اصلی (PCA) ساخته شدند. یافته‌های این مطالعه نشان می‌دهد که کیفیت حکمرانی بر فراگیری مالی تأثیر منفی می‌گذارد، اما تأثیر مثبتی بر ثبات مالی دارد. علاوه­بر این، فراگیری مالی به­طور مثبت بر ثبات مالی در آسیا تأثیر می­گذارد.

چینودا و ماشامبا (2021) روابط متقابل بین فراگیری مالی و رشد اقتصادی و رقابت در صنعت بانکداری را به کمک رویکرد خود رگرسیون با وقفه توزیعی پانلی برای 20 کشور آفریقایی بررسی قرار کردند. نتایج مطالعه آنها حاکی از آن است که رابطه مثبت و معناداری بین فراگیری مالی و رشد اقتصادی در بلندمدت وجود دارد. درواقع این مطالعه نظریه رشد – پیش برنده تأمین مالی- را تأیید می­کند. اما در کوتاه­مدت، رشد اقتصادی به کاهش فراگیری مالی منجر می­شود.

ناگوارا31 (2019)، در مطالعه­ای به بررسی آثار فراگیری مالی بر رشد اقتصادی در صحرای آفریقا با استفاده از مجموعه پانلی شامل 25 کشور در حوزه صحرای آفریقا، برای دوره زمانی 2014-2009، حاکی از آن است که کشورهای آفریقایی مورد بررسی در این تحقیق می­توانند با افزایش استفاده از فراگیری مالی و فناوری مالی، رشد اقتصادی را افزایش دهند.

براونبرییدج و همکاران32 (2019)، در مطالعه­ای بررسی آثار فراگیری مالی بر کانال­های نرخ بهره، مکانیسم انتقال سیاست­های پولی، با یک روش تصحیح خطای برداری پانلی برای دوره فصلی 2001 تا 2016 حاکی از آن است که اقتصادهایی با سطح بالاتری از فراگیری مالی، پاسخ­های قوی­تری نشان می­دهند، اگرچه این لزوماً دلالت بر این ندارد که سطوح بالاتر فراگیری مالی، دلیلی بر سازوکارهای انتقال پولی قوی­تر باشد، زیرا ممکن است درجه فراگیری مالی با سایر جنبه­های توسعه همبستگی داشته باشد که همچینن بر مکانیسم انتقال پول تأثیر می­گذارد.

سهتی و آچاریا33 (2018)، در مطالعه­ای به بررسی ارتباط بین فراگیری مالی و رشد اقتصادی: شواهدی از کشورها از برخی از مدل­های داده پانلی مانند اثر ثابت کشور، اثر تصادفی و اثر ثابت زمان و آزمون علیت پانلی نشان می­دهد که رابطه­ای مثبت و بلندمدت بین فراگیری مالی و رشد اقتصادی در 31 کشور جهان وجود دارد.

کیم و حسن34 (2018)، در مطالعه خود با عنوان فراگیری مالی و رشد اقتصادی در کشورهای سازمان همکاری اسلامی، براساس نتایج تخمین­های پانل پویا، نتیجه­گیری می­کنند که فراگیری مالی تأثیر مثبتی بر رشد اقتصادی کشورهای عضو سازمان همکاری اسلامی دارد.

 

3-2. مطالعات تجربی داخلی

محمدی و همکاران (1393)، در مطالعه­ای با عنوان «بررسی رابطه علیت پویای بین توسعه مالی، باز بودن تجاری و رشد اقتصادی؛ مقایسه موردی دو کشور نفتی ایران و نروژ»، با استفاده از مدل تصحیح خطای برداری دو دوره مورد مطالعه برای ایران سال­های 2009- 1967 و برای نروژ سال­های 2006-1967 رابطه علیت در کشور نروژ نشان می­دهد در بلندمدت بین شاخص­های اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی و شدت تجاری رابطه دوسویه وجود دارد.

رضایی (1395)، در مطالعه خود به تبیین و بررسی تأثیر توسعه مالی، نسبت تجاری، سرمایه­گذاری و نرخ بهره بر رشد اقتصادی پرداخته شده است. نتایج حاصل از این مطالعه نشان­دهنده رابطه مثبت و معنادار نرخ بهره و سرمایه­گذاری داخلی با رشد اقتصادی است. همچنین رابطه مثبت و معنادار شاخص توسعه مالی با رشد اقتصادی را در کوتاه­مدت نشان می­دهد.

صالحی­فر و زمان (1397)، در مطالعه­ای با عنوان «نقش فراگیری مالی در توسعه اقتصادی فراگیر»، با روش تحلیلی- توصیفی و با استفاده از مستندات و اطلاعات مربوط به سطح فراگیری مالی در کشورهای مختلف، دریافتند که آموزش و فرهنگ­سازی به‌عنوان یک مولفه اساسی در کشورهایی که فراگیری مالی را در سیاستگذاری­های خود تبیین می­کنند، می­تواند مقدمات لازم برای دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی فراگیر را به ارمغان آورد.

سارانی (1398) در پایان­نامه خود تحت عنوان «رابطه شمول بازار مالی و بازبودن تجارت در ایران» نشان می­دهد که تأثیر شوک مثبت و منفی اقتصاد سایه بر باز بودن تجارت در بلندمدت و کوتاه­مدت، نامتقارن بوده و این عدم تقارن به این­صورت است که در کوتاه­مدت و بلندمدت، شوک مثبت اقتصاد سایه، تأثیر بیشتری نسبت به شوک منفی آن دارد، لذا بهتر است دولت جهت حفظ سطح موجود از طریق کنترل آن این تأثیر را کاهش دهد.

سموعی و همکاران (1399) به تحلیل اثرگذاری استانه­های فراگیری مالی بر رشد اقتصادی کشورهای اوپک پرداخته‌اند. برای برآورد الگوی پژوهش از روش رگرسیون پانل استانه­های یکنواخت با داده­های پانل استفاده کرده­اند. نتایج نشان می­دهد که در فراگیری مالی با سطح پایین­تر، افزایش فراگیری مالی اثر معنادار و منفی بر رشد اقتصادی کشورهای اوپک دارد، اما در رژیم دولت­هایی با فراگیری مالی بزرگ­تر، فراگیری مالی اثری مثبت بر رشد اقتصادی دولت­ها دارد.

طبق مبانی نظری و مطالعات تجربی انجام شده، فراگیری مالی دارای آثار غیرقابل انکاری بر توسعه و رشد اقتصادی است. در بسیاری از بخش‌ها، دسترسی گسترده‌تر به خدمات مالی، به افراد و بنگاه‌ها اجازه می‌دهد تا از فرصت‌های کسب‌وکار بهره‌مند شوند، در تحصیلات سرمایه‌گذاری کنند، برای بازنشستگی پس‌انداز کنند و یا ریسک‌ها را پوشش دهند. در شرایطی که افراد با چالش‌هایی نظیر هزینه‌های مبادله‌ای بالا و عدم امنیت در استفاده از خدمات مالی غیررسمی یا نقدی مواجه باشند، فراگیری مالی می‌تواند با تسهیل دسترسی افراد به سیستم مالی رسمی، باعث غلبه بر این نوع مشکلات شود. لذا انتظار می‌رود در مقاله حاضر، ارتباط بین متغیرها در 30 استان کشور طی دوره زمانی 1401-1385، طبق مبانی نظری در دوره بلندمدت باشند. حتی در داخل کشور نیز مطالعه منسجمی در این خصوص صورت نگرفته است. لذا در این مطالعه، به بررسی تأثیر فراگیری مالی بر متغیرهای مهمی همچون رشد و ثبات اقتصادی پرداخته شده تا ابعاد بهتری از این متغیر مشخص شود. 

 

4. روش‌شناسی پژوهش و معرفی مدل و متغیرها

4-1. روش خودرگرسیون برداری با وقفه­توزیعی پانلی

رهیافت مورد استفاده در برآوردهای این مطالعه، مدل خودتوضیحی با وقفه­های توزیعی پانلی است. در مواردی که ایستایی متغیرها از درجه­های مختلف باشد، برآوردهای مختلف داده­های پانل مانند اثرات ثابت، اثرات تصادفی و برآورد حداقل مربعات معمولی ادغام شده35 (Pooled OLS) نامناسب هستند. همچنین در برخی روش­های یادشده مانند حداقل مربعات معمولی مختلط، عرض از مبدأ و ضرایب برای تمام مقاطع عرضی یکسان است. در روش اثرات ثابت نیز اگرچه عرض از مبدأ برای هر گروه یا کشور متفاوت بوده، اما دارای این محدودیت است که ضرایب برای تمام گروه­ها یکسان است (بالتاجی36، 2008). همچنین در صورتی که برخی متغیرهای مستقل، درون­زا نیز باشند و یا جمله پسماند همبستگی داشته باشند، برآوردگر اثرات ثابت با مشکل اریب مواجه خواهد بود. همچنین مدل­های اثرات ثابت دارای محدودیت در درجه آزادی هستند. در مقابل روش اثرات تصادفی با مشکلات کمتری ازجمله درجه آزادی مواجه است، اما روش یاد شده با فرض محدودیت زمان روبه­رو است (آرلانو 37، 2003). به­علاوه برآوردهای پویا مانند روش گشتاورهای تعمیم­یافته پانلی 38 (Panel GMM) برای مدل­های پانل که دارای دوره زمانی طولانی هستند، مناسب نیستند (احمد و همکاران 39، 2016).

در مقابل، رهیافت خودتوضیحی با وقفه­های گسترده پانلی، دارای ویژگی­های مناسبی است که موجب شده در مطالعات اخیر بیشتر مورد توجه پژوهشگران قرار گیرد. ازجمله اینکه روش یاد شده در مواردی که متغیرهای مورد استفاده در مدل، در یک سطح ایستا نباشند و تعدادی در سطح I(0) و تعدادی با یک دوره تفاضل­گیری I(1) ایستا شوند، مورد استفاده قرار می­گیرند (پسران و شین40، 1998). این رهیافت در برآورد داده­های پانل که دارای سری زمانی طولانی باشند نیز قابل استفاده است. البته این روش انعطا­ف­پذیری بالایی درخصوص تعداد داده دارد و ازاین­رو، در برآورد مدل­هایی با تعداد اندک داده­های سری­زمانی نیز کاربرد زیادی دارد (احمد و همکاران، 2016). رهیافت خودتوضیحی با وقفه­های گسترده پانلی دارای سه ساختار یا روش متفاوت برای برآورد روابط کوتاه­مدت و بلندمدت است که شامل روش میانگین گروهی 41 (MG)، روش میانگین گروهی تلفیقی 42 (PMG)، و روش اثرات ثابت پویا 43 (DEF) است. هر سه روش یاد شده از برآوردگر حداکثر راست­نمایی استفاده می­کنند. در این مطالعه، برای بررسی آثار فراگیری مالی بر متغیرهای رشد اقتصادی و ثبات اقتصادی از رابطه (1) در چهارچوب پانل ARDL استفاده شد.

 (1)                                      

که در آن،  بیان­کننده تعداد مقاطع و  به دوره زمانی اشاره دارد.  متغیر وابسته شامل یکی از متغیرهای رشد اقتصادی و ثبات اقتصادی می­شود و  متغیر­های توضیحی مدل شامل فراگیری مالی، نرخ تورم، میزان جمعیت، نرخ بیکاری، میانگین درآمد خانوار هستند.  اثر ثابت و  جمله پسماند معادله است.

نخستین ساختار رهیافت خودتوضیحی با وقفه­های گسترده پانلی، روش میانگین گروهی (MG) است که به­وسیله پسران و اسمیت (1995) ارائه شد. این روش، ضرایب بلندمدت را با میانگین­گیری از ضرایب بلندمدت برآورده شده برای هر مقطع عرضی برای مثال، برای هر کشور به­دست می­آورد. این چارچوب برای هر کشور یک رگرسیون جداگانه برآورد و سپس پارامترها را با میانگین­گیری غیروزنی از ضرایب برآورده شده برای هر کشور بدون اعمال هیچ­گونه محدودیتی، اندازه­گیری می­کند. ازاین­رو ضرایب کوتاه­مدت و بلندمدت برآورده شده در روش میان گروهی (MG) می­توانند ناهمگن باشند. یعنی، در این روش عرض از مبدأ ضرایب برآوردی و خطای معیار برای هر کشور متفاوت است (چایتیپ و همکاران، 2015).

روش میانگین گروهی تلفیقی (PMG) توسط پسران و همکاران (1999) توسعه داده شد. این روش برای تمام کشورها در بلندمدت ضرایب همگنی برآورد می­کند، اما در این روش، ضرایب کوتاه­مدت برآورد شده برای هر کشور به‌منظور تعدیل به سمت تعادل بلندمدت، ناهمگن هستند. همچنین در روش میانگین گروهی تلفیقی (PMG) علامت ضریب تصحیح خطا باید منفی به­دست آید و جملات پسماند مدل تصحیح خطا در این روش الزاماً خودناهمبسته باشند.

در روش اثرات ثابت پویا (DEF) مانند روش میان گروهی تلفیقی (PMG) ضرایب همجمعی بلندمدت برآورد شده برای تمام کشورها یکسان است. در مقابل روش اثرات ثابت پویا (DEF) برخلاف روش میان گروهی تلفیقی (PMG) دارای سرعت تعدیل کمتری است و ضرایب کوتاه­مدت آن همگن هستند. همچنین روش اثرات ثابت پویا (DEF) دارای مشکل اریب همزمانی معادلات هستند (بالتاجی و کائو44، 2001). بیان این مطلب ضروری است که با فرض شیب همگن در بلندمدت، روش میان گروهی تلفیقی (PMG) در مقایسه با دو روش اثرات ثابت پویا (DEF) و میان گروهی (MG) کارآتر است (پسران و همکاران، 1999). بنابراین در این مطالعه برای برآورد رابطه (1) از دو روش PMG  و MG و برای انتخاب الگوی مناسب بین این دو روش از آزمون هاسمن45 (1978) استفاده خواهد شد. فرضیه بیان­کننده این است که تفاوت در ضرایب، سیستماتیک و قاعده­مند نیست، رد نشدن این فرضیه به معنای برتری برآوردگر PMG نسبت به برآوردگر  MGاست (احمد و همکاران، 2016).

فرضیه : تفاوت در ضرایب سیستماتیک نیست.

فرضیه : تفاوت در ضرایب سیستماتیک است.

 

4-2. روش علیت تصحیح خطای برداری (VECM)

هنگامی که هم­انباشتگی بین سری­ها تأیید می­شود، باید جهت علیت بین متغیرها نیز تعیین شود. این مورد را نمی­توان از تحلیل­های هم­انباشتگی به­دست آورد. در این مطالعه از مدل تصحیح خطای برداری پانلی (PVECM) برای بررسی جهت علیت بین فراگیری مالی و سایر متغیرهای توضیحی با متغیر وابسته (رشد اقتصادی و ثبات اقتصادی) استفاده می­شود. یکی از فواید علیت پانلی این است که اجازه می­دهد آثار بازخورد میان متغیرها را نشان دهد. برخی از محققان (همچون لی46، 2001) نشان دادند که رابطه VECM قادر به محاسبه پویایی رابطه در یک چارچوب علیت زمانی است. در این مطالعه، ابتدا مدل بلندمدت برای به­دست آوردن باقیمانده­ها با استفاده از رویکرد دومرحله­ای انگل-گرنجر برآورد شده، سپس باقیمانده­های باوقفه به عنوان جمله تصحیح خطا تعیین می­شود. در این قسمت، از آزمون گرنجر برای پیدا کردن علیت بین دو متغیر استفاده می­گردد. علیت دو طرفه زمانی وجود دارد که اولاً X علت Y بوده و همچنین از طرف دیگر Y  علت X باشد، انجام این آزمون زمانی که داده­ها تماماً I(0) باشد به سادگی از روش معمول علیت گرنجر قابل اجرا است، ولی زمانی که داده­های مورد مطالعه I(1) باشد باید برای آزمون علیت از روش VECM استفاده کرد که فرم کلی این روش به­صورت معادله (2) است:

 (2)                                    

که در مدل (2) ECT رابطه بلندمدت را در بین متغیرها نشان می­دهد و معنا­دار بودن این متغیر بیانگر رابطه بلندمدت در بین متغیرهای مورد مطالعه است و  و جملات خطای هر مدل می­باشند که فرض می­شود دارای توزیع نرمال و میانگین صفر و واریانس ثابت هستند. عملگر   تفاضل بین متغیرها را نشان داده و رابطه­ کوتاه­مدت بین متغیرها نیز براساس این عملگر در مدل توضیح داده می­شود. به­طوری­ که می­توان گفت X علیت کوتاه­مدت Y است که  باشد و Y  وقتی علیت کوتاه­مدت X می­شود که  باشد.

 

4-3. معرفی مدل و متغیرها

باتوجه به ادبیات موضوع ارائه شده و مطالعه چینودا و ماشامبا (2021)، سهتی و آچاریا (2018) و ناگوارا (2019)، در مطالعه حاضر اثر فراگیری مالی به­صورت مدل­هایی مجزا بر رشد و ثبات اقتصادی در استان­های ایران با استفاده از روش خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی پانلی و علیت VECM تجزیه و تحلیل خواهد شد، که به­ترتیب در معادلات (3) و (4) نشان داده شده است:

 (3)                               

                                        (4)

   به­طوری که: : لگاریتم شاخص فراگیری مالی که در ادامه به نحوه محاسبه آن به تفصیل پرداخته شده است.

: لگاریتم رشد تولید ناخالص داخلی واقعی براساس سال پایه 1395 استفاده شده است، که برحسب درصد است. به­عبارتی از نسبت تفاضل تولید ناخالص داخلی سال جاری از سال گذشته به تولید سال گذشته استفاده می‌شود. شایان ذکر است داده­های این متغیر از حساب­های منطقه­ای موجود در مرکز آمار ایران به­دست آمده است.

: لگاریتم شاخص ثبات اقتصادی که در ادامه به نحوه محاسبه آن پرداخته خواهد شد.

: لگاریتم نرخ تورم؛ رشد شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی استانی به قیمت ثابت سال پایه 1395، نرخ تورم استانی را نشان می­دهد که اطلاعات آن از گزارشات شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی بانک مرکزی تهیه و گردآوری شده است.

: لگاریتم نرخ رشد جمعیت؛ رشد تعداد جمعیت موجود در هر استان که اطلاعات آن از مرکز آمار تهیه و گردآوری شده و برحسب درصد است.

: لگاریتم نرخ رشد درآمد سرانه خانوارها؛ میانگین درآمد خانوارهای شهری در هر استان به­عنوان یکی از عوامل مؤثر بر رشد اقتصادی، ثبات اقتصادی، فقر و نابرابری درآمدی می­باشد که اطلاعات آن از نشریات درآمد- هزینه خانوار موجود در مرکز آمار ایران تهیه و جمع­آوری شده است.

: نرخ بیکاری؛ که به­صورت نسبت تعداد جمعیت بیکار (10 ساله و بیشتر) به کل جمعیت فعال (10 ساله و بیشتر) (شاغل و بیکار)، ضربدر 100 محاسبه می­شود. داده­های مربوط به این متغیر از نتایج آمارگیری نیروی کار موجود در مرکز آمار گردآوری می­شود.

   به­علاوه 1, 2, …, N=i بیان­کننده تعداد مقاطع (استان­های کشور) و t=1, 2, …, T به دوره زمانی اشاره دارد. که در این مطالعه 30 استان کشور (به­غیر از استان البرز که اطلاعات آن در سال­های ابتدایی بازه زمانی انتخابی موجود نبود) و در دوره زمانی 1401-1385 انتخاب شده­اند. در ادامه به محاسبه متغیرهای فراگیری مالی و فقر پرداخته می­شود.

فراگیری مالی: مطالعات اقتصادی، چه از لحاظ نظری و یا تجربی، فراگیری مالی را برای توسعه و کاهش فقر با اهمیت عنوان می‌کنند؛ در ایران شبکه بانکی به‌عنوان محور اصلی خدمات مالی، نتوانسته است نیاز خانوارها را برای هموارسازی مصرف در طول زمان را فراهم کند47. شواهد تجربی نشان می‌دهد که عدم گسـترش کارت‌های اعتباری در ایران (رتبه هفتادوپنجم در دنیا) باعث شده تا خانوارها برای تأمین اعتبار، نیازمند دریافت تســهیلات از بانک باشند (رتبه نهم دریافت تسهیلات در دنیا.) علاوه­بر این، نسبت پایین وام مسکن به ارزش مسکن (18 درصد در سال 1398) و سهم پایین وام مسکن در سبد بدهی خانوار (20 درصد در سال 1398) نشان می‌دهد که نیاز به تأمین مالی کلان نیز توسط شبکه بانکی فراهم نشده است. در هر کشوری مفهوم «کمبود استفاده از خدمات مالی» با میزان فراگیری مالی، قابل رصد است. فراگیری مالی بــه معنای دستیابی بزرگسالان بــه انـواع گوناگونی خدمات مالی مناســب و اســتفاده مؤثــر از آن‌هاســت. این خدمــات مالی در دو سطح قابل ‌بررسی هستند که برای هریک از سطوح شاخص‌های مناسبی نیز تعریف‌شده است:

سطح پایه: داشــتن حســاب ســپرده یــا حســاب معاملاتــی (حساب ‌جاری) در بانــک یا ســایر مؤسســات مالی یا ارائه‌دهندگان خدمات پول موبایلی که می‌تواند برای انجام و دریافت پرداخت‌ها و ذخیره یا پس‌انداز پول استفاده شود؛ بنابراین در این سطح داشتن حساب برای ذخیره یا پس‌انداز پول و نیز خدمات مالی مرتبط به دریافت و پرداخت‌های مالی رصد می‌شود. شاخص‌ داشتن حساب به‌منظور ذخیره یا پس‌انداز پول عبارتند از: «حساب های سپرده نزد بانک­های تجاری که به­صورت متغیر حجم کل مانده سپرده­های ریالی و ارزی در بانک­های تجاری و موسسات اعتباری در پایان هر سال به­ازای هر 1000 بزرگسال و برحسب میلیارد ریال محاسبه شده است».

   شاخص‌ خدمات مالی مرتبط به دریافت و پرداخت‌ها نیز از این ‌قرار هستند: 1.شعب بانک­های تجاری که به­صورت متغیر تعداد شعب بانک­های تجاری و موسسات اعتباری در پایان هر سال به­ازای هر 1000 بزرگسال محاسبه شده است. 2.تعداد دستگاه‌های خودپرداز که به­صورت متغیر تعداد دستگاه‌های خودپرداز بانک‌های تجاری و موسسات اعتباری در پایان هر سال به­ازای هر 1000 بزرگسال محاسبه شده است.

سطح ثانویه: در این سطح دسترسی به اعتبارات نهادهای مالی رسمی که به بزرگسالان اجازه می‌دهد در آمــوزش و فرصت‌های کسب‌وکار سرمایه‌گذاری کنند و همچنین استفاده از محصولات بیمه رسمی که به مردم اجازه می‌دهد ریسک‌های مالی را بهتر مدیریت نمایند، مورد بررسی قرار می‌گیرد. در بررسی محصولات بیمه می‌توان شاخص ذیل را عنوان کرد: «بیمه­نامه که به­صورت متغیر حق بیمه عاید شده به­ازای هر 1000 بزرگسال و برحسب میلیارد ریال محاسبه شده است». 

مشکل اصلی فراگیری مالی در ایران مربوط به سطح ثانویه است. صندوق بین‌المللی پول (2018) مجموع بیمه‌نامه‌های (عمر و غیرعمر) به­ازای هر هزار نفر بزرگسال در ایران را 14/1 گزارش کرده است که در بین کشورهایی که این شاخص را گزارش کرده بودند، وضعیت مطلوبی را نشان نمی‌دهد. در بررسی سطح دسترسی به اعتبارات نهادهای مالی رسمی، به­دلیل اهمیت این سطح از دسترسی‌ها به­لحاظ مطالعات تجربی و نیز برای ارائه تصویر مناسب‌تری از وضعیت ایران در کنار شاخص‌های متعارف فراگیری مالی، معمولاً شاخص‌دیگری نیز بررسی می‌شود: «حساب­های وام نزد بانک­های تجاری که به­صورت متغیر کل مانده تسهیلات جاری و غیرجاری در بانک­های تجاری و غیرتجاری در پایان هر سال به­ازای هر 1000 بزرگسال و برحسب میلیارد ریال محاسبه شده است».

در مطالعه حاضر از روش تحلیل مولفه اصلی (PCA) برای محاسبه و ترکیب همه متغیرهای نشانگر فراگیری مالی استفاده می­شود. همچنین متغیرهای مورد استفاده در محاسبه شاخص فراگیری مالی از فصل بازارهای مالی سالنامه­های استانی موجود در مرکز آمار و حق بیمه­ها از سالنامه­های آماری بیمه مرکزی ایران تهیه و گردآوری شده است.

نمودار1 وضعیت این شاخص به­صورت میانگینی از دوره زمانی 1401-1385 را برای 30 استان کشور نشان می‌دهد. استان تهران، سمنان و یزد بالاترین میزان از شاخص فراگیری مالی را دارند، به­طوری که استان تهران با 84/3 واحد بالاترین میزان و استان سیستان و بلوچستان با 37/1- پایین­ترین میزان از فراگیری مالی را دارا هستند.

 

نمودار 1. میانگین شاخص فراگیری مالی هر استان در بازه زمانی (1401-1385)

 

   شاخص ثبات اقتصادی: تحولات بازارها و جریان وجوه در بازار دارایی­ها از موضوعات مورد توجه سیاستگذاران اقتصادی است. کارکرد بازار دارایی­ها شامل بازار پول، ارز، اوراق بهادار و دارایی­های حقیقی آثار مهمی بر متغیرهای عمده اقتصاد کلان به­ویژه سطح عمومی قیمت­ها بر جای می­گذارد. همچنین عوامل مختلفی مانند درجه نقدشوندگی دارایی­ها، بازدهی و ریسک و شرایط مختلف اقتصادی- سیاسی اثر قابل­توجهی بر تغییر رجحان افراد در نگهداری انواع دارایی­ها دارد. این تغییرات را می­توان با محاسبه شاخص­های مختلفی مانند نسبت شارپ48 که بازدهی و ریسک انواع دارایی­ها را با یک دارایی ایمن مانند اوراق مشارکت مقایسه می­کند، سنجید. در سطح کلی اقتصاد تنها با داشتن سری­های زمانی متغیرهای ذکر شده و استخراج شاخص دارایی­ها به­صورت کلی­تر می­توان اثر دارایی­ها را در بعد کلان اقتصاد بر اقتصاد سنجید.

در این مطالعه طبق شکل 1 از متغیرهای نرخ تورم، تفاوت نرخ ارز در بازار رسمی و غیررسمی، شاخص قیمت زمین در کلیه مناطق شهری، قیمت سکه بهار آزادی و شاخص قیمت ارزش معاملات سهام به عنوان عوامل مستقیم و غیرمستقیم مؤثر بر ثبات اقتصادی استفاده شده است. درواقع به­غیر از نرخ تورم، سایر متغیرهای ذکر شده از اقلام دارایی­ها به حساب می­آیند و ثبات اقتصادی در این مطالعه از کانال ثبات در دارایی­ها دیده شده است.

 

img0 

شکل 1. ارتباط میان دارایی­ها و ثبات اقتصادی

مأخذ: رسمی و قاسمی 1392.

همچنین، در این مطالعه از نوسانات متغیرهای تولیدناخالص داخلی، نرخ تورم، تفاوت نرخ ارز رسمی و غیررسمی، شاخص قیمت زمین، و شاخص قیمت سهام، قیمت سکه بهار آزادی براساس روش­های خانواده گارچ یا آرچ استفاده می­شود. بعد از استخراج نوسانات، با بهره­گیری از روش تحلیل مولفه اصلی، شاخص ثبات اقتصادی به‌دست می­آید. شایان ذکر است این متغیرها همگی اثر مثبتی بر بی­ثباتی اقتصادی می­گذارند و دارای اثر منفی بر ثبات اقتصادی هستند. لذا برای اهداف پژوهش حاضر که به دنبال مفهوم ثبات اقتصادی است، تک تک متغیرهای مورد استفاده در محاسبه شاخص ثبات اقتصادی، معکوس می­شوند که اثر منفی و کاهشی آنها نمود ثبات در اقتصاد را داشته باشد. ازسوی دیگر متغیرهای قیمت زمین، قیمت سکه بهار آزادی و قیمت سهام به صورت کشوری منتشر می­شوند. لذا برای همه­ استان­ها یکسان هستند. اطلاعات تولید ناخالص داخلی از حساب­های منطقه­ای، نرخ تورم از گزارشات شاخص قیمت مصرف‌کننده و نرخ ارز، قیمت زمین، قیمت سهام و قیمت سکه از اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی جمع­آوری و محاسبه شده است.

نمودار 2 وضعیت این شاخص را به­صورت میانگین دوره­های 1401-1385 برای 30 استان کشور نشان می­دهد. وضعیت به گونه­ای است که میانگین به­دست آمده برای همه استان­ها منفی بوده است، البته با بررسی دقیق داده­های هر سال، برخی سال­ها دارای میانگین مثبت هستند. ولی در میانگین­گیری کلی منفی غالب شده است. این موضوع دال بر وجود شرایط بی­ثباتی در اقتصاد استان­های ایران است که طبیعتاً با توجه به متغیرهای قیمت سهام، زمین، سکه و ارز که به­صورت کشوری و دستوری تعیین می­شوند، این بی­ثباتی به­وجود آمده ناشی از سوء اقدامات مدیریتی دولت بوده است که در مجموع بی­ثباتی بر استان­های کشور حاکم شده است. دامنه این اعداد بین 18/0- تا 25/0- است که پایین­ترین آن مربوط به استان­های آذربایجان غربی و شرقی است و بالاترین آن مربوط به استان­های خراسان رضوی و گیلان می­شود.

 

 

نمودار 2. میانگین شاخص ثبات اقتصادی هر استان در بازه زمانی (1401-1385)

 

5. یافته‌های تجربی

5-1. نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد پانلی

یکی از مشکلات عمده در رگرسیون سری­های زمانی پدیده رگرسیون ساختگی است. یعنی علیرغم ضریب تعیین بالا، رابطه معناداری بین متغیرها وجود ندارد. مسئله رگرسیون ساختگی می­تواند برای مدل تلفیقی و پانلی نیز همانند مدل‌های سری­زمانی مطرح شود. لذا قبل از برآورد مدل، لازم است مانایی متغیرهای مورد استفاده در مدل و همچنین وجود هم­انباشتگی بین متغیرها بررسی شود. برای بررسی مانایی متغیرها از آزمون­های ریشه واحد پانلی لوین، لین و چو49 (2002)، ایم، پسران و شین50 (2003)، فیلیپس و پرون51 (1988) و آزمون دیکی­فولر52 (2001) استفاده شده است. نتایج این آزمون­ها در جدول 1 پیوست ارائه شده است. فرضیه صفر این آزمون­ها، بیانگر نامانایی متغیرهاست.

بررسی مقادیر آماره‌های محاسبه شده و احتمال پذیرش آنها نشان می‌دهد که متغیرهای ثبات اقتصادی، رشد اقتصادی، نرخ رشد جمعیت، نرخ بیکاری در سطح مانا بوده و با دارا بودن میانگین، واریانس و ساختار خودکوواریانس ثابت در روند سری زمانی خود، فرضیه صفر مبنی­بر نامانایی در سطح اطمینان 95 درصد در مورد این متغیرها رد خواهد شد. ولی متغیرهای فراگیری مالی، نرخ تورم، درآمد خانوار در سطح مانا نبوده و با یکبار تفاضل‌گیری مانا شده­اند. 

 

5-2. نتایج حاصل از آزمون هم­انباشتگی پانلی کائو

ازآنجا که متغیرهای الگو طبق آزمون­های ریشه واحد جواب یکسانی در مورد مانایی متغیرها گزارش نمی­دهند، برای پرهیز از وجود رگرسیون کاذب در تخمین­ها، باید هم­انباشتگی بین متغیر وابسته و متغیرهای مستقل بررسی شود. برای بررسی و وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای الگو از آزمون هم­انباشتگی کائو53 (1999)، که بر پایه­ی انگل-گرنجر است، استفاده­ می­شود. فرضیه صفر این آزمون، نبود هم­انباشتگی است. نتایج در جدول 2 پیوست ارائه شده­ است. وجود هم­انباشتگی بین متغیرهای الگو رد نخواهد شد و فرضیه صفر مبنی­بر وجود هم­انباشتگی تأیید می­شود. بنابراین وجود رابطه­ تعادلی بلندمدت و نبود رگرسیون کاذب نیز بین متغیرهای الگو تأیید خواهد شد.

 

5-3. نتایج حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن

با توجه به مقادیر آماره­های محاسبه شده و سطح احتمال آن در هردو مدل، فرضیه صفر برای آزمون F  لیمر را نمی‌توان پذیرفت و بنابراین مدل­ها به روش داده­های تابلویی برآورد خواهد شد. همچنین نتایج آزمون هاسمن دال برای وجود اثرات تصادفی در معادله رشد اقتصادی و اثرات ثابت در معادله ثبات اقتصادی است.

 

5-4. نتایج حاصل از برآورد معادلات به روش خودرگرسیون برداری با وقفه­های توزیعی پانلی (Panel ARDL)

با توجه به نتایج آزمون­های حنان کوئین و شوارتز بیزین وقفه بهینه دو به­دست آمده است و اکنون اقدام به برآورد معادلات خودرگرسیون با وقفه­های توزیعی می­شود. نتایج برآورد معادلات در جداول (4) تا (5) گزارش شده است.

الف) نتایج برآورد روابط کوتاه­مدت و بلندمدت برای معادله ثبات اقتصادی:

جدول 1 آثار فراگیری مالی و سایر متغیرهای توضیحی را بر ثبات اقتصادی در استان­های ایران طی دوره 1401-1385 نشان می­دهد. به­گونه­ای که با افزایش شاخص فراگیری مالی در بلندمدت، ثبات اقتصادی به اندازه 59/0 واحد کاهش می­یابد. به نظر می­رسد افزایش متغیرهای پولی و بانکی باعث به خطر افتادن ثبات مالی و اقتصادی می­شود. نبود نظارت و کنترل در یک سیستم مالی، ثبات واسطه­های مالی قوانمند و تحت نظارت را مختل می­کند و ادامه این روند در بلندمدت به بحران پولی و بانکی منجر خواهد شد. در کوتاه­مدت این ارتباط معنادار نیست.

با افزایش درآمد خانوار، نرخ تورم و نرخ رشد جمعیت، ثبات اقتصادی نیز به­ترتیب به اندازه 0034/0، 0214/0، 0286/0 واحد در بلندمدت افزایش می­یابد. به­نظر می­رسد با افزایش درآمد خانوار، افزایش سپرده­های بانکی و سایر فعالیت­های دریافت و پرداخت نیز افزایش می­یابد. با افزایش نرخ تورم یا به­عبارتی افزایش رشد شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی، متغیرهای موجود در ثبات اقتصادی (قیمت سهام، زمین، طلا، نرخ ارز و تولید) دچار تغییر صعودی خواهند شد، لذا در مجموع افزایش نرخ تورم، ثبات اقتصادی را در بلندمدت افزایش می­دهد. با افزایش نرخ بیکاری، ثبات اقتصادی به­اندازه 08/0 واحد کاهش می­یابد و با افزایش تعداد افراد بیکار در جامعه، میزان تولید کاهش یافته، حجم سرمایه­گذاری­ها در زمین، سهام، طلا و ارز نیز کاهش یافته و در نتیجه ثبات اقتصادی مختل می­شود.

در روابط کوتاه­مدت، با افزایش نرخ تورم و وقفه یک دوره آن، ثبات اقتصادی کاهش معناداری داشته است، به‌عبارتی در کوتاه­مدت، افزایش نرخ تورم باعث کاهش ثبات اقتصادی می­شود، ولی با گذشت زمان و در بلندمدت این اثرگذاری مثبت و معناداری خواهد شد. نرخ بیکاری و وقفه یک دوره آن نیز در کوتاه­مدت باعث افزایش معنادار در ثبات اقتصادی می‌شود، به­نظر می‌رسد با توجه به متغیرهای موجود در محاسبه ثبات اقتصادی ازجمله نرخ ارز و سهام، ورود دلالان به این بازارها با افزایش نرخ بیکاری افزایش یافته و در کوتاه­مدت این بازارها دچار حباب افزایشی می‌شوند، ولی در بلندمدت این شرایط دوامی نداشته و باعث کاهش ثبات اقتصادی می‌شوند.

همچنین ضریب جمله تصحیح خطا در جدول 1  نشان­دهنده وجود رابطه بلندمدت معنادار بین متغیرهای الگو است. این ضریب در سطح احتمال یک درصد معنادار و دارای علامت منفی است، به­طوری که انتظار می­رود در هر دوره حدود 72 درصد انحراف رابطه کوتاه­مدت از مسیر بلندمدت تعدیل شود. براساس این، اثر یک شوک بر متغیر ثبات اقتصادی در کوتاه­مدت حدود هفت دوره زمان به­طور خواهد انجامید و پس از آن، رابطه کوتاه­مدت نیز در مسیر رابطه تعادلی بلندمدت قرار خواهد گرفت.

 

جدول 1. نتایج حاصل از برآورد مدل خودرگرسیون برداری با وقفه­های توزیعی پانلی برای معادله ثبات اقتصادی

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آماره t

احتمال

نتایج روابط بلندمدت

FI

5940/0-

0103/0

1288/57-

0000/0

HI

0034/0

0001/0

0788/22

0000/0

INF

0214/0

0009/0

5377/22

0000/0

POP

0286/0

0076/0

7219/3

0003/0

UN

0800/0-

0030/0

3132/26-

0000/0

نتایج روابط کوتاه­مدت

ECM

7290/0-

0403/0

8753/16-

0000/0

D(FI)

2798/0

4036/0

6932/0

4895/0

D(FI(-1))

2387/0-

3146/0

7587/0-

4496/0

D(HI)

0019/0

0028/0

6924/0

4901/0

D(HI(-1))

0024/0

0021/0

1652/1

2463/0

D(INF)

0093/0-

0043/0

1516/2-

0335/0

D(INF(-1))

0143/0-

0023/0

0267/6-

0000/0

D(POP)

0374/0-

0812/0

4609/0-

6457/0

D(POP(-1))

0617/0-

0495/0

2461/1-

2152/0

D(UN)

0391/0

0184/0

1255/2

0357/0

D(UN(-1))

0540/0

0169/0

1796/3

0019/0

C

7920/0-

1569/0

0462/5-

0000/0

Schwarz criterion=0518/2

Mean dependent var=0239/0-

Akaike info criterion=1220/1-

SE. of regression=2086/0

Log likelihood=2810/634

SD. dependent var=6091/0

توضیحات: * معناداری در سطح 1% و ** معناداری در سطح 5% و *** معناداری در سطح 10 درصد.    

مأخذ: یافته­های پژوهش

 

ب) نتایج برآورد روابط کوتاه­مدت و بلندمدت برای معادله رشد اقتصادی:

جدول 2 آثار فراگیری مالی و سایر متغیرهای توضیحی را بر رشد اقتصادی در استان­های ایران طی دوره 1401-1385 نشان می­دهد. به­گونه­ای که با افزایش شاخص فراگیری مالی در بلندمدت، رشد اقتصادی به اندازه 35/0 واحد افزایش می­یابد. این موضوع از چند زاویه تحلیل می­شود، از یک سو فراگیری مالی به­عنوان دستیابی به خدمات و منابع مالی باعث ایجاد فرصت­های سرمایه­گذاری شده و موتور رشد اقتصادی را فعال می­کند. ازسوی دیگر، افزایش تقاضا برای محصولات مالی به افزایش رشد اقتصادی منجر می­شود. یک سیستم مالی توسعه­یافته، دسترسی به وجوه را افزایش داده، خدمات­رسانی مالی تسهیل یافته و درنتیجه تصمیمات سرمایه­گذاری احتمالی و تخصیص سرمایه در چنین جامعه­ای با افزایش رشد اقتصادی همراه خواهد بود. با افزایش درآمد خانوار، ضریب جینی به اندازه 03/0 درصد افزایش یافته­است، به عبارتی افزایش متوسط درآمد خانوارها در بلندمدت می‌تواند تقاضا برای کالاها و خدمات و درنتیجه حجم تولید و رشد اقتصادی را افزایش دهد. ولی نرخ تورم و بیکاری، رشد اقتصادی را به­ترتیب به اندازه 32/0، 58/0، واحد در بلندمدت کاهش داده­اند. به­عبارتی با افزایش نرخ تورم، قیمت کالاها و خدمات مصرفی در سبد خانوارها افزایش یافته، تقاضا برای کالاها و خدمات کاهش یافته و درنتیجه تولید و رشد اقتصادی نیز کاهش می‌یابد. نرخ بیکاری نیز از عوامل اصلی تابع تولید کاب داگلاس است که با تولید و رشد اقتصادی رابطه معکوس دارد و همین رابطه در اینجا نیز برقرار است. افزایش جمعیت باعث افزایش رشد اقتصادی به اندازه 24/0 واحد شده است، این موضوع به­معنای افزایش تقاضا برای تولیدات و افزایش عرضه برای نیروی کار و درنتیجه افزایش نیروی کار و بهبود تولید و رشد اقتصادی است.

 

 

جدول 2. نتایج حاصل از برآورد مدل خودرگرسیون برداری با وقفه­های توزیعی پانلی برای معادله رشد اقتصادی

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آماره t

احتمال

نتایج روابط بلندمدت

FI

3510/0

2941/1

1347/4

0000/0

HI

0321/0

0065/0

9310/4

0000/0

INF

3208/0-

0281/0

3968/11-

0000/0

POP

2471/0

3181/0

7768/3

0080/0

UN

5838/0-

1408/0

1467/4-

0000/0

نتایج روابط کوتاه­مدت

ECM

8831/0-

0452/0

1205/26-

0000/0

D(FI)

4306/17

0207/8

1731/2

0308/0

D(HI)

0465/0-

0141/0

2902/3-

0012/0

D(INF)

3918/0

0844/0

6411/4

0000/0

D(POP)

1670/0

2323/1

1355/0

8923/0

D(UN)

4077/1-

4524/0

1116/3-

0021/0

C

2690/15-

6723/2

7137/5-

0000/0

Trand

0102/1

2005/0

0386/5

0000/0

Schwarz criterion=8187/8

Mean dependent var=1651/0-

Akaike info criterion=6884/6

SE. of regression=2140/10

Log likelihood=217/1360-

SD. dependent var=5377/16

توضیحات: * معناداری در سطح 1% و ** معناداری در سطح 5% و *** معناداری در سطح 10 درصد    

مأخذ: یافته­های پژوهش

 

در روابط کوتاه­مدت، ارتباط بین متغیرها توضیحی به­غیر از نرخ رشد جمعیت، با رشد اقتصادی معنادار هستند. با افزایش فراگیری مالی در کوتاه­مدت، رشد اقتصادی افزایش یافته است، این موضوع بدان معنا است که با تسهیل امکانات و منابع مالی، حجم پس­اندازها افزایش یافته، منابع سرمایه­گذاری توسعه یافته و درنتیجه شرایط برای افزایش رشد اقتصادی در کوتاه و بلندمدت فراهم می­شود. همچنین ضریب جمله تصحیح خطا در جدول 2 نشان­دهنده وجود رابطه بلندمدت معنادار بین متغیرهای الگو است. این ضریب در سطح احتمال یک درصد معنادار و دارای علامت منفی است، به­طوری که انتظار می­رود در هر دوره حدود 88 درصد انحراف رابطه کوتاه­مدت از مسیر بلندمدت تعدیل شود. براساس این، اثر یک شوک بر متغیر ثبات اقتصادی در کوتاه­مدت حدود هشت دوره زمان به­طول خواهد انجامید و پس از آن، رابطه کوتاه­مدت نیز در مسیر رابطه تعادلی بلندمدت قرار خواهد گرفت.

 

5-5. نتایج حاصل از برآورد معادلات به روش تصحیح خطای برداری پانلی (Panel VECM)

بعد از تخمین رابطه کوتاه و بلندمدت به روش خودرگرسیون برداری با وقفه‌های توزیعی بین متغیر فراگیری مالی و سایر متغیرهای توضیحی با دو متغیر وابسته؛ رشد و ثبات اقتصادی و به­صورت جداگانه برای 30 استان کشور طی دوره زمانی 1401-1385، در ادامه به بررسی رابطه کوتاه­مدت بین متغیرهای مدل و تعیین علیت متغیرهای مورد بررسی در دو معادله پرداخته می‌شود. جداول 3 و 4 آزمون‌های کوتاه و بلندمدت علیت بین متغیرهای مدل­ها را نشان می‌دهد. میزان وقفه در این مدل‌ها براساس معیارهای آکائیک و شوارتز، یک انتخاب شده است.

الف) نتایج برآورد آزمون علیت پانلی در معادله ثبات اقتصادی:

همان­طور که در جدول 3 مشاهده می­شود، براساس ضرایب برآورد شده در این مدل، تأثیر متغیرهای درآمد خانوار، نرخ تورم و نرخ بیکاری بر ثبات اقتصادی به­ترتیب، مثبت، منفی و منفی است و از لحاظ آماری در سطح اطمینان بالای 95 و 90 درصد معنا­دار هستند. ولی فراگیری مالی و نرخ رشد جمعیت در کوتاه­مدت به­ترتیب تأثیر مثبت و منفی بر ثبات اقتصادی داشته که معنا­دار نیستند. با توجه به نتایج ECT، می­توان گفت سرعت تعدیل به سمت تعادل بلندمدت در معادله ثبات اقتصادی 84/21 درصد است که در سطح 95 درصد معنا­دار است. به­عبارتی در هر دوره تنها 84/21 درصد از عدم تعادل­های موجود در سیستم به تعادل بلندمدت برطرف می­شود. در معادله فراگیری مالی، تغییرات متغیر درآمد خانوار مثبت و معنا­دار است و ضریب جزء تصحیح خطای این مدل نیز به­لحاظ آماری در سطح اطمینان بالایی معنا­دار است و نشان­دهنده این است که در هر دوره 39/11 درصد از انحرافات موجود در سیستم برای رسیدن به تعادل بلندمدت برطرف می­گردد. در معادله نرخ تورم، ثبات اقتصادی و درآمد خانوار دارای اثرگذاری مثبت و معنا­داری هستند، ولی فراگیری مالی دارای اثر منفی و معنا­دار است. با توجه به ضریب تعدیل در این مدل، سرعت تعدیل متغیرها از کوتاه به بلندمدت حدود 57/54 درصد است. در معادله نرخ بیکاری نیز تنها متغیر نرخ تورم دارای اثرگذاری منفی و معنا­دار است. ضریب تصحیح خطا در این معادله 38/45 درصد است. مابقی متغیرها از ارتباط معنا­داری برخوردار نبودند.

 

جدول 3. آزمون علیت پانلی و بررسی رابطه کوتاه­مدت بین متغیرها در معادله ثبات اقتصادی

متغیرهای مستقل

منابع علت و معلول (متغیرهای مستقل)

کوتاه­مدت

بلندمدت

D(EC)

D(FI)

D(HI)

D(INF)

D(POP)

D(UN)

ECT

D(EC(-1))

-

0002/0-

(0137/0-)

5202/2-

(1757/1-)

3814/2

(3026/6)**

0549/0-

(9829/0-)

0279/0-

(3257/0-)

2184/0-

(7297/11-)**

D(FI(-1))

0955/0

(6086/1)

-

9729/14

(9332/1)

1456/3-

(3041/2-)*

2540/0

(2588/1)

0864/0-

(2784/0-)

1139/0-

(7900/4-)**

D(HI(-1))

0033/0

(9141/6)**

0022/0

(0175/5)**

-

1240/0

(2453/11)**

0015/0-

(9255/0-)

0036/0-

(4662/1-)

9148/0-

(4959/4-)**

D(INF(-1))

0173/0-

(020/8-)**

0025/0-

(2458/1-)**

0036//0-

(0131/0-)

-

0002/0

(0397/0)

0528/0-

(684/4-)**

5457/0-

(9592/12-)**

D(POP(-1))

0049/0-

(4381/0-)

0058/0

(5422/0)

4255/0-

(2877/0-)

3609/0

(3845/0)

-

0307/0

(5189/0)

0312/0-

(4943/0-)

D(UN(-1))

0257/0

(7413/2)*

0164/0-

(8428/1-)

2322/0-

(1894/0-)

0487/0

(2254/0)

0484/0

(5118/1)

-

0441/0-

(4538/0-)

توضیحات: اعداد بالا ضرایب آماره آزمون­های مربوط به متغیرها و اعداد داخل پرانتز آماره t آنها است.

* معناداری در سطح 5% و ** معناداری در سطح 1% را نشان می دهد. مأخذ: نتایج تحقیق

ب) نتایج برآورد آزمون علیت پانلی در معادله رشد اقتصادی:

همان­طور که در جدول 4 مشاهده می­شود، براساس ضرایب برآورد شده در این مدل، تأثیر متغیرهای نرخ تورم و نرخ بیکاری بر رشد اقتصادی منفی است و از لحاظ آماری در سطح اطمینان بالای 95 و 90 درصد معنا­دار هستند. ولی سایر متغیرها با توجه به آماره t آنها، از سطح اطمینان کافی برخوردار نیستند. با توجه به نتایج ECT، می­توان گفت سرعت تعدیل به سمت تعادل بلندمدت در معادله ثبات اقتصادی 81/18 درصد است که در سطح 95 درصد معنا­دار است. به­عبارتی در هر دوره تنها 81/18 درصد از عدم تعادل­های موجود در سیستم به تعادل بلندمدت برطرف می­شود. در معادله فراگیری مالی، تغییرات متغیر درآمد خانوار و نرخ تورم به­ترتیب دارای آثار مثبت و منفی معنا­دار هستند، و ضریب جزء تصحیح خطای این مدل نیز به لحاظ آماری در سطح اطمینان 90 درصد معنا­دار است و نشان­دهنده این است که در هر دوره 23/0 درصد از انحرافات موجود در سیستم جهت رسیدن به تعادل بلندمدت برطرف می­شود. در معادله درآمد خانوار، فقط متغیر رشد اقتصادی دارای رابطه مثبت و معنا­داری با درآمد خانوار است. و با توجه به ضریب تعدیل بالایی که دارد12/61 درصد، سرعت تعدیل متغیرها نیز به­تبع آن از کوتاه به بلندمدت بیشتر است. باتوجه به ضریب تعدیل در این مدل، سرعت تعدیل متغیرها از کوتاه به بلندمدت حدود 14/31 درصد است.

 

جدول 4. آزمون علیت پانلی و بررسی رابطه کوتاه­مدت بین متغیرها در معادله رشد اقتصادی

متغیرهای مستقل

منابع علت و معلول (متغیرهای مستقل)

کوتاه­مدت

بلندمدت

D(GDP)

D(FI)

D(HI)

D(INF)

D(POP)

D(UN)

ECT

D(GDP(-1))

-

0002/0

(2384/0)

5598/0

(7724/3)**

1671/0-

(0336/7-)**

0065/0

(6867/1)

0086/0-

(4447/1-)

1881/0-

(1266/5-)**

D(FI(-1))

0587/3-

(2128/1-)

-

9613/10

(4254/1)

7665/1-

(4342/1-)

2439/0

(2096/1)

0398/0-

(1283/0-)

0023/0-

(9061/2-)*

D(HI(-1))

0256/0-

(3094/1-)

0017/0

(1509/4)**

-

1361/0

(2356/14)**

0017/0-

(1286/1-)

0038/0-

(5775/1-)

6112//0

(4598/5-)**

D(INF(-1))

5059/0-

(2352/6-)**

0039/0-

(1918/2-)*

1776/0

(7179/0)

-

0037/0

(5716/0)

0539/0-

(3985/5-)**

3114/0

(3677/17)**

D(POP(-1))

1954/0

(4075/0)

0056/0

(5376/0)

9889/0-(6762/0-)

5578/0

(3818/2)*

-

0370/0

(0590/0)

0008/0-

(275/0-)

D(UN(-1))

6966/1

(3319/4)**

0139/0-

(6060/1-)

4215/0-

(3529/0-)

1736/0

(9076/0)

0443/0

(4151/1)

-

0025/0

(5734/0)

توضیحات: اعداد بالا ضرایب آماره آزمون­های مربوط به متغیرها و اعداد داخل پرانتز آماره t آنها است.

* معناداری در سطح 5% و ** معناداری در سطح 1% را نشان می دهد. مأخذ: نتایج تحقیق

 

5-6. نتایج حاصل از برآورد معادلات به روش حداقل مربعات معمولی کاملاً اصلاح شده (FMOLS)

با توجه به اثبات وجود رابطه هم‌انباشتگی پانلی بین متغیرهای مدل، در این قسمت به تخمین و برآورد ضرایب بلندمدت متغیرهای مدل از طریق روش حداقل مربعات معمولی کاملا اصلاح شده پرداخته می‌شود. جهت تخمین رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل از روش‌های FMOLS و DOLS استفاده می‌شود، ولی با توجه به نتایج تخمین‌ها، روش FMOLS از لحاظ اقتصادسنجی دارای اعتبار بیشتری بود. جدول 5 نتایج حاصل از برآورد این روش را برای دو معادله نشان می‌دهد.  براساس معیارهای اعتبارسنجی نظیر آماره  و  تعدیل شده، صحت نتایج به­دست آمده از برآورد هر دو مدل جهت تجزیه و تحلیل و اظهارنظر تأیید می­گردند: 

 

جدول 5. برآورد رابطه بلندمدت از طریق روش FMOLS

توضیحات: اعداد بالا ضرایب آماره آزمون­های مربوط به متغیرها و اعداد داخل پرانتز آماره t آنها است.

* معناداری در سطح 5% و ** معناداری در سطح 1% را نشان می دهد.  مأخذ: نتایج تحقیق

 

علاوه­بر این، در بلندمدت شاخص فراگیری مالی به کاهش ثبات اقتصادی و افزایش رشد اقتصادی منجر شده است. این نتایج با نتایج رابطه بلندمدت روش خودرگرسیون با وقفه­های توزیعی پانلی هم­راستا است. به­گونه­ای که با افزایش شاخص فراگیری مالی، ثبات اقتصادی کاهش و رشد اقتصادی به­اندازه 59/0 واحد افزایش داشته است.  درآمد خانوار دارای رابطه مثبتی با رشد اقتصادی و ثبات اقتصادی است. با افزایش نرخ تورم، ثبات اقتصادی و رشد اقتصادی کاهش یافته‌اند. نرخ رشد جمعیت در هر دو معادله باعث افزایش متغیرهای وابسته (ثبات اقتصادی، رشد اقتصادی) شده است. و درنهایت نرخ بیکاری دارای رابطه منفی با ثبات اقتصادی و رشد اقتصادی است. در مورد سایر متغیرهای مستقل نیز همانطور که ملاحظه می­کنید نتایج با نتایج بلندمدت روش Panel ARDL مطابقت دارد.

 

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادات

به‌طور کلی، بخش مالی توسعه‌یافته یکی از عوامل اصلی ایجاد نوآوری و درنتیجه رشد اقتصادی بادوام است که این موضوع را می‌توان به فراگیری مالی تعمیم داد. در حقیقت، فراگیری مالی با ارائه محصولات نوآورانه مالی، افراد کم‌درآمد را تشویق به پس‌انداز بیشتر می‌کند که این امر زمینه‌ساز رشد اقتصادی بلندمدت است. عمده شواهد تجربی و تحقیقات انجام‌شده بر این مبنا نیز مؤید این موضوع است که فراگیری مالی می‌تواند باعث بهبود رشد اقتصادی شود. براساس مطالعه صندوق بین‌المللی پول حقایق ثبت ‌شده حاکی از رابطه مستقیم میان فراگیری مالی و رشد اقتصادی است؛ اگرچه تعیین جهت علیت این رابطه چالش‌برانگیز عنوان ‌شده است. عواملی از جمله تعارضات اجتماعی، فقدان حاکمیت قانون یا نابرابری شدید درآمد و ثروت، باعث فراگیری مالی کم و رشد اقتصادی کم می‌شود که رسیدگی به این موضوعات می‌تواند باعث بهبود رشد و حتی فراگیری مالی شود. علیرغم چنین چالش‌های مناقشه برانگیزی، شواهد حاکی از این است که بخش‌های مالی که نه‌تنها عمیق‌تر هستند، بلکه دسترسی بیشتری نیز به منابع مالی دارند، اثر بیشتری بر رشد اقتصادی دارند.

در این مطالعه از روش تحلیل مؤلفه اصلی به برآورد این شاخص اقدام شد. نتایج آن نیز در طول دوره زمانی مورد بررسی حاکی از بالاتر بودن این شاخص در استان تهران و پایین‌تر بودن آن در استان سیستان و بلوچستان است. برآورد دو مدل آثار شاخص فراگیری مالی بر رشد و ثبات اقتصادی با استفاده از روش خودرگرسیون برداری با وقفه‌های توزیعی صورت گرفته است. همچنین از روش حداقل مربعات معمولی کاملاً اصلاح شده و تصحیح خطای برداری نیز استفاده شد.  نتایج حاصل از برآورد مدل ثبات اقتصادی نشان می­دهد، در بلندمدت، ثبات اقتصادی کاهش یافته است که این ارتباط در کوتاه­مدت مثبت، ولی بی­معنا بوده است. می­توان استدلال کرد با افزایش بهبود دسترسی به خدمات مالی و افزایش تعداد افراد دارای حساب سپرده، نرخ برداشت از حساب در مواقع فشار کاهش یافته، ازسوی دیگر فراهم­سازی وام­های کوچک ریسک سیستمی کمتری نسبت به وام­های بزرگ دارد. همچنین با دسترسی به ابزارهای بهتر مدیریت ریسک، به­طور غیرمستقیم باعث بهبود تاب­آوری موسسات مالی می­شود. همه این کانال­ها بهبود ثبات اقتصادی خواهند شد. نتایج حاصل از برآورد مدل رشد اقتصادی نشان می­دهد، در بلندمدت، رشد اقتصادی به اندازه 35/0 واحد افزایش یافته است که این ارتباط در کوتاه­مدت نیز مثبت و معنادار بوده است. می­توان استدلال نمود که فراگیری مالی هم از کانال عرضه و هم از کانال تقاضا باعث افزایش رشد اقتصادی و توسعه سرمایه‌گذاری­ها شده­اند. این اثرگذاری می­تواند از طریق ارائه خدمات مالی مطلوب، بهبود و ارتقای سیستم مالی ناشی شود. این نتایج منطبق بر مطالعات نوریس و همکاران (2015)؛ براونبرییدج و همکاران (2019)؛ بالئا (2019)؛ چینودا و ماشامبا (2021)، کیم و همکاران (2018)، سموعی و همکاران (1399) و تئوری­های رشد اقتصادی است.

درواقع فراگیری مالی بسیج پس­انداز را افزایش می­دهد که منابع سرمایه­گذاری را فراهم می­کند. این انباشت پس‌انداز را برای وام سرمایه­گذاران برای تأمین مالی فعالیت­های اقتصادی افزایش می­دهد و به افزایش بازده منجر می‌شود. علاوه بر افزایش پس­انداز، فراگیری مالی باعث افزایش بهره­وری بنگاه­ها و خانواده­ها می­شود و درنتیجه باعث افزایش بهره­وری تولید کل می­شود. علاوه­بر این، فراگیری مالی مبتنی­بر فناوری، هزینه­های معاملات را کاهش می­دهد و به افزایش استفاده از خدمات مالی منجر می­شود. درنتیجه تخصیص کارآمد وجوه در بین بخش­ها را تسهیل می­کند و درنتیجه هزینه­های واسطه­گری را کاهش می­دهدکه باعث تحریک سرمایه­گذاری می­شود. لذا پیشنهاد می‌شود: در زمینه دسترسی فیزیکی علیرغم حضور گسترده شعب بانکی در سطح کشور، گسترش ابزارهای نوین همچنین بانکداری الکترونیک و بانکداری همراه می­تواند به رشد دسترسی مردم به خدمات بانکی منجر شود.

همین­طور کاهش یا رفع هرگونه مانع برای ورود به بازار مالی با بهبود کیفیت و در دسترس بودن خدمات و محصولات مالی مناسب و ترویج توسعه بازار مالی، بر رشد اقتصادی در کشورهای نوظهور تأثیر مثبتی خواهد داشت. و اجرای سیاست­های فراگیری مالی نه تنها به بهبود ثبات اقتصادی کمک می­کند، بلکه ثبات کلان اقتصادی را تسریع می‌بخشد. لذا باید این سیاست­ها با توجه و برنامه­ریزی اجرا نمود. به­علاوه لازم است سیاستگذاران اقدامات هوشمندانه‌ای را برای ایجاد ثبات مالی و جلوگیری از ایجاد بحران انجام دهند. همچون قوانین و مقررات مالی برای توسعه فضای رشد و ثبات سیاست­های اقتصادی بر محور توسعه طراحی گردد ضروری است. ریسک­های سیتماتیک54 و منظم موجود در بخش مالی شناسایی شوند تا سیاست­های مناسب (طراحی برنامه­ای جامع) و به موقع برای پیش‌بینی و دفع آنها اتخاذ شود. همچنین ایجاد ثبات اقتصادی و جلوگیری از افزایش تورم به واسطه انضباط مالی دولت­ها و هدایت منابع مالی به سمت فعالیت­های دارای ارزش­افزوده برای افزایش رشد اقتصادی نیز حائز اهمیت است.

 

حامی مالی

این مقاله حامی مالی ندارد.

تعارض منافع

تعارض منافع وجود ندارد.

سپاسگزاری

نویسندگان از داوران ناشناس که در بهبود کیفیت مقاله کمک کرده‌اند تشکر می‌کنند.

 

ORCID

متغیرها

معادله ثبات اقتصادی

معادله رشد اقتصادی

FI

8247/0- (1611/10-) **

5994/0 (8410/3)**

HI

0051/0 (8618/9)**

0171/0 (5153/6)**

INF

0330/0- (0907/5-)**

1921/0- (1853/6-)**

POP

0865/0 (3372/1)

1985/0 (7116/4)**

UN

0708/0- (5450/2-)*

3581/0- (3096/2-)*

 

8598/0

8141/0

 

8059/0

8047/0

Tahmoures ElyasiBakhtiari

img0 https://orcid.org/0009-0007-3880-5444

Abbas Memarnejad

img0 https://orcid.org/0000-0003-2701-7104

Farhad Dejpasnd

img0 https://orcid.org/0009-0001-7067-3994

Farhad Ghaffari

img0 https://orcid.org/0000-0002-9945-5720

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


 

منابع

-       رحیم زاده، فرزاد، شکوهی فرد، سیامک و حاضری نیری، هاتف (1401). اثر فساد بر شمول مالی )کاربرد رهیافت گشتاورهای تعمیم یافته سیستمی(، فصلنامه علمی مدلسازی اقتصادی، 16(57)، 33-48.

-       رضایی، مهدی (23 اردیبهشت، 1395). تأثیر توسعه مالی بر رشد اقتصادی در ایران، (مقاله ارائه شده در دومین همایش بین‌المللی مدیریت، اقتصاد و توسعه)، تهران، ایران، 403-413.

-       سارانی، سمیه (1398). رابطه بین شمول مالی و باز بودن تجارت در ایران؛ با استفاده از الگوی NARDL، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه سیستان و بلوچستان.

-       سموعی، عباس، حسنوند، داریوش، خوچیانی، رامین و زاهد غروی، مهدی (1399). مدل‌سازی فراگیری مالی و اثرات آستانه‌ای آن بر رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک (رگرسیون پانل آستانه‌ای)، فصلنامه اقتصاد کاربردی، 10(32،33)، 66-77.

-       صالحی‌فر، محمد و زمان، الهه (11 آبان، 1397). نقش فراگیری مالی در توسعه اقتصادی فراگیر، (مقاله ارائه شده در سومین کنفرانس بین‌المللی مدیریت، حسابداری و حسابرسی پویا)، تهران، ایران، 2112-2122. 

-       فرج‌زاده اولقی، زهرا، نقیبی، محمد (1379). بررسی تأثیر سیاستهای پولی و مالی بر اقتصاد ایران در بستری از رکود اقتصادی. اقتصاد کاربردی. 8 (24)، 48-39.

-       گوهری، لیدا، کریمی موغاری، زهرا و زروکی، شهریار (1397). تحلیل اثر تعاملی کیفیت نهادی و توسعه بخش بانکی بر رشد اقتصادی: کاربردی از شاخص ترکیبی مالی، فصلنامه علمی نظریه‎های کاربردی اقتصاد، 5 (1)، 183-212.

-       محمدی، تیمور، ناظمان، حمید و خداپرست پیرسرایی، یونس (1393). بررسی رابطه علیت پویای بین توسعه مالی، بازبودن تجاری و رشد اقتصادی؛ مقایسه موردی دو کشور نفتی ایران و نروژ، پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران، 3 (10)، 178-151.

-       معبودی، رضا (1402) شمول مالی و بیکاری در مناطق شهری و روستایی ایران. فصلنامه علمی مدلسازی اقتصادی، 17(62)، 59-74.

-       Salehifar, M., & Zaman, Elaha (2018, Novamber-2). The role of financial inclusion in inclusive economic development, [the third international conference on management, accounting and dynamic auditing]. 2018 Tehran, Iran. (In Persian).

-       Sarani, S. (2018). The relationship between financial inclusion and trade openness in Iran; Using the NARDL model. [Master's thesis]. University of Sistan and Baluchistan (In Persian).

-       Afonso, A., & Blanco-Arana, C., (2024). Does financial inclusion enhance per capita income in the least developed countries? International Economics, 177(79), 142-156.

-       Agnello, L., Mallick, S. K., & Sousa, R. M. (2012). Financial reforms and income inequality, Economics Letters, 116 (3), 47-58.

-       Baltagi, B. (2005). Economics Analysis of Panel Data. Third Edition John Wiley and Sons, Ltd.

-       Bateman, M. (2010). Why Doesn’t Microfinance Work? The Destructive Rise of Local Neoliberalism. London: Zed Books.

-       Beck, T., Demirgu, C.¸ Kunt, A., & Levine, R. (2007). Finance, inequality, and the poor. J Econ Growth, 12(45), 27-49.

-       Bougatef, K. (2017). Determinants of bank profitability in Tunisia: Does corruption matter? Journal of Money Laundering Control, 20(1), 70-78.

-       Chinoda, T., & Mashamba, T. (2021). Financial inclusion, bank competition and economic growth in Africa. Journal of Economic and Financial Sciences, 14(1), 9-21.

-       Claessens, S. & Perotti, E. (2007). Finance and inequality: channels and evidence. Journal of Comparative Economics, 35(4), 32-45.

-       Clarke, G., Xu, L. C., & Zou, H. (2006). Finance and inequality: what do the data tell us? South Econ, 72(4), 578-596.

-       Dabla-Norris, E., Ji, Y., Townsend, R., & Unsal, F. (2015). Identifying Constraints to Financial Inclusion and TheirImpact on GDP and Inequality: A Structural Framework for Policy, D.C. Washington. International Monetary Fund.

-       Demirgu, C.¸ Kunt, A., Beck, T., & Honohan, P. (2016). The World Bank Finance for All? Policies and Pitfalls in Expanding Access. A World Bank Policy Research Report, Development Research Group (DECRG). Washington DC: The World Bank Group.

-       Farajizadeh,  Z., & Naghibi, M. (2018). The Effect of Monetary and Fiscal Policies on Iran's Economy in the Situation of Economic Downturn. Iranian journal of applied economics, 8(24), 39-48 (In Persian).

-       Gohari, L., Karimi Moughari, Z., & Zaroki, S. (2018). An interactive effect of institutional quality and banking development on economic growth: The applied of financial combined indicator. Quarterly Journal of Applied Theories of Economics, 5(1), 183-212 (In Persian).

-       Han, R., & Melecky, M. (2013). Financial inclusion for financial stability: Access to bank deposits and the growth of deposits in the Global Financial Crisis. Policy Research Working Paper. the World Bank Series 6577.

-       Haneef Malik, A., bin Md Isa, A. H., bin Jais, M., Rehman, A. U., & Ali Khan, M., (2022). Financial stability of Asian Nations: Governance quality and financial inclusion. Borsa Istanbul Review, 22(2), 377-387.

-       Hua, X., Bi, J., & Shi, S. (2023). The appropriate level of financial inclusion: The perspective of financial stability. China Economic Quarterly International, 3(3), 167-178.

-       Huang, S., Shu, Z & Manli, C. (2024). Role of Social Capital and Financial Inclusion in Sustainable Economic Growth. Research in International Business and Finance,102525.

-       Kao, C. (1999). Spurious regression and residual based test for co-integration in panel data. Journal of Econometrics, 99 (1), 1-12.

-       Karpowicz, I. (2014). Financial Inclusion, Growth and Inequality: A Model Application to Colombia. Springer.

-       Kim, D. Y., & Hassan, F. (2018). Financial Inclusion and Economic Growth in IOC countries. Research in International Business and Finance, 43(1), 1-14.

-       King, R. G., & Levine, R. (1993). Finance and growth Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 10 (1), 717-737.

-       Levine, R. (1998). The legal environment, banks, and long-run economic growth. J Money Credit Bank, 30 (1):596-613.

-       Levine, R. (2005). Finance and growth: theory and evidence. In Handbook of Economic Growth, Edited by Aghion P, Durlauf S. Amsterdam, Elsevier.

-       Maaboudi, R. (2023).‏ the financial inclusion and unemployment in urban and rural areas of Iran. Quarterly Journal of Economic Modeling, 17(62), 59-74 (In Persian).

-       McKillop D, W. J. (2007). Financial exclusion. Public Money Manage, 27, 9-12.

-       McKinnon, R. (1973). Money and Capital in Economic Development. Washington, DC: Brookings Institution.

-       Mehrotra, A., & Yetman, J. (2014). Financial inclusion and optimal monetary policy. BIS Working Papers, 476, 45-56.

-       Mohammadi, T., Nazeman, H., & khodaparast persarai, Y. (2014). A dynamic causality relation between financial development, trade openness and economic growth: A comparison between Iran and Norway. Iranian Energy Economics, 3(10), 151-178 (In Persian).

-       Mohd Daud, S., N, Ahmad, A. H., & Trinugroho, I. (2024). Financial inclusion, digital technology, and economic growth. Further evidence, Research in International Business and Finance, Volume 70, Part B, 102-116.

-       Mohd Daud, S. N., & Ahmad, A.H. (2023). Financial inclusion, economic growth and the role of digital technology. Finance Research Letters, 53(2), 103-126.

-       Morgan, P. J., & Pontines, V. (2018). Financial stability and financial inclusion: The case of SME lending. Singapore Economic Review, 1, 111-124.

-       Norris, E. D., Ji, Y., Townsend, R., & Unsal, D. F. (2015). Identifying Constraints to Financial Inclusion and Their Impact on GDP and Inequality: A Structural Framework for Policy. IMF Working Paper 22. IMF: Washington DC.

-       Ong, H., B., Wasiuzzaman, S., Chong, L. L., & Choon, S., W. (2023).  Digitalisation and financial inclusion of lower middle-income ASEAN. Celpress, 9 (2), 133-147.

-       Hawkins, P. (2006, March 14–15). Financial Access and Financial Stability. [Conference on Central Banks and the Challenge of Development Bank for International Settlements]. Basel, Switzeland.

-       Pasali, S., S. (2013, October 1). Where is the cheese? Synthesizing a giant literature on causes and consequences of financial sector development. [Synthesizing a Giant Literature on Causes and Consequences of Financial Sector Development]. World Bank Policy Research Working Paper, (6655).

-       Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. (1998), Pooled Mean group Estimation of Dynamic Heterogeneous Panels. Journal of American Statistical Association, 94(3), 35-47.

-       Raddatz C. (2006).  Liquidity needs and vulnerability to financial underdevelopment. J Financial Econ, 80, 677-722.

-       Rahimzadeh, F., Shokouhifard, S., & Hazeri Niri, H. (2022). The effects of corruption on financial inclusion (a system-generalized method of moments approach). Quarterly Journal of Economic Modeling, 57, 33-48 (In Persian).

-       Rajan, R.G., & Zingales, L. (1998). Financial dependence and growth. American Economic Review, 88, 559- 586.

-       Rezaei, M. (2016, May-12). The effect of financial development on economic growth in Iran [The second international conference on management, economy and development]. 2018, Tehran, Iran (In Persian).

-       Samoui, A., Hassanvand, D., Khochiani, R. & Zahid Gharavi, M. (2019). Modeling financial inclusion and its threshold effects on the economic growth of OPEC member countries (threshold panel regression). Applied Economics, 10(32, 33), 66-77 (In Persian).

-       Saraswati, B. D., Maski, G., Kaluge, D., & Sakti, R. K. (2020). The effect of financial inclusion and financial technology on effectiveness of the Indonesian monetary policy, Business: Theory and Practice. Verslas Teorija ir Praktika, 21(1):230-243.

-       Sethi, D., & Debashis, A. (2018). Financial inclusion and economic growth linkage: some cross country evidence. Journal of financial Economic Policy, 48, 23-47.

-       Wang, R., & Luo, H. (2022). How does financial inclusion affect bank stability in emerging economies?. Emerging Markets Review, 51, Part A110-118.

 

پیوست

 

جدول 1. نتایج حاصل از آزمون­های ریشه واحد پانلی (با در نظر گرفتن عرض از مبدأ)

آماره آزمون PPF

آماره آزمون ADF

آماره آزمون IPS

آماره آزمون LLC

طول وقفه

متغیرها

0936/4

(0000/1)

0137/6

(0000/1)

8453/11

(0000/1)

8437/6*

(0000/1)

0

FL

600/216

(0000/0)

635/178

(0000/0)

3073/7-

(0000/0)

0246/5-

(0000/0)

1

D(FL)

043/728

(0000/0)

228/428

(0000/0)

6776/18-

(0000/0)

5662/28-

(0000/0)

0

ES

746/285

(0000/0)

438/262

(0000/0)

2188/13-

(0000/0)

8738/16-

(0000/0)

0

GDP

8901/36

(9918/0)

5235/59

(4931/0)

2858/1-

(0993/0)

7615/0

(7768/0)

0

INF

445/163

(0000/0)

580/165

(0000/0)

1337/8-

(0000/0)

2901/13-

(0000/0)

1

D(INF)

553/199

(0000/0)

542/198

(0000/0)

1245/11-

(0000/0)

2967/17-

(0000/0)

0

POP

3939/78

(0556/0)

0010/97

(0018/0)

2131/3-

(0007/0)

9666/3-

(0000/0)

0

UN

3792/0

(0000/1)

4294/0

(0000/1)

8321/18

(0000/1)

3777/13

(0000/1)

0

HI

4839/87

(0118/0)

9501/88

(0090/0)

3174/2-

(0102/0)

6447/2-

(0041/0)

1

D(HI)

*اعداد بالا ضرایب آماره آزمون­های مربوط به متغیرها و اعداد داخل پرانتز احتمال آن­ها می­باشد.

مأخذ: نتایج تحقیق

 

جدول 2. نتایج حاصل از آزمون­ هم­انباشتگی کائو

آماره ADF

آماره t

سطح احتمال

معادله ثبات اقتصادی

5486/25-

0000/0

معادله رشد اقتصادی

7104/5-

0000/0

مأخذ: نتایج تحقیق

 

 

 

جدول 3. نتایج آزمون­ها

معادلات

آزمون

آزمون لیمر (آماره F)

آزمون هاسمن (آماره )

نتیجه آزمون­ها چاو

معادله ثبات اقتصادی

مقدار

9826/2

4118/86

آزمون چاو: تایید روش داده­های پانلی

آزمون هاسمن: اثرات ثابت

درجه آزادی

(445، 29)

5

سطح احتمال

0000/0

0000/0

معادله رشد اقتصادی

مقدار

7922/45

6979/5

آزمون چاو: تایید روش داده­های پانلی

آزمون هاسمن: اثرات تصادفی

درجه آزادی

(445، 29)

5

سطح احتمال

0001/0

3367/0

مأخذ: نتایج تحقیق

 

25

img0 

[1]  این مقاله مستخرج از رساله دکتری طهمورث الیاسی بختیاری به راهنمایی دکتر عباس معمارنژاد، دکتر فرهاد دژپسند و مشاوره دکتر فرهاد غفاری در دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات است.

[2] * دانشجوي دكتري علوم اقتصادي، گروه اقتصاد، دانشكده مديريت و اقتصاد، واحد علوم و تحقيقات، دانشگاه آزاد اسلامي، تهران، ايران،

tahmoures.elyasi@srbiau.ac.ir 

[3] ** دانشيار گروه اقتصاد، دانشكده مديريت و اقتصاد، واحد علوم و تحقيقات، دانشگاه آزاد اسلامي، تهران، ايران. (نويسنده مسئول)

memarnejad@srbiau.ac.ir 

[4] + دانشيار گروه اقتصاد، دانشكده اقتصاد و علوم سياسي، دانشگاه شهيد بهشتي، تهران، ايران،                                          f_dejpasandi@sbu.ac.ir 

[5] ´ دانشيار گروه اقتصاد، دانشكده مديريت و اقتصاد، واحد علوم و تحقيقات، دانشگاه آزاد اسلامي، تهران، ايران،                      ghaffari@srbiau.ac.ir    

[6]  Claessens and Perotti

[7]  Demirguc-Kunt et al,

[8]  Dabla- Norris. et al

[9]  Schumpeter

[10]  Levine

[11]  McKinnon

[12]  Norris et al

[13]  Karpowicz

[14]  Sethi and Acharya

[15]  Saraswati et al.

[16]  Chinoda & Mashamba

[17]  Hawkins

[18]  Pasali

[19]  Han & Melecky

[20]  Morgan & Pontines

[21]  Nonperforming Loans

[22]  Mehrotra and Yetman

[23]  Bougatef

[24]  Huang & et al

[25]  Mohd Daud & et al

[26]  Afonso & Blanco-Arana 

[27]  Hua & et al

[28]  Ong & et al

[29]  Wang & Luo

[30]  Haneef Malik & et al

[31]  Nguling’wa

[32]  Brownbridge et al

[33]  Sethi & Acharya

[34]  Kim & Hassan

[35]  Pooled Ordinary Least Squares (pooled OLS)

[36]  Baltagi

[37]  Arellano

[38]  Panel Generalized Methods of Moments (panel GMM)

[39]  Ahmed et al.

[40]  Pesaran & Shin

[41]  Mean Group (MG)

[42]  Pooled Mean Group (PMG)

[43]  Dynamic Fixed Effect (DFE)

[44]  Baltagi & Kao

[45]  Hausman

[46]  Li

[47]  مجموعه گزارش­های فقرچندبعدی؛ «فقر استفاده از خدمات مالی در ایران (با تأکید بر شمول مالی)»، تهیه شده در وزارت تعاون، کار و رفاه اجتماعی، معاونت رفاه اجتماعی، دفتر مطالعات رفاه اجتماعی، تابستان 1400.

[48]  Sharpe ratio

[49]  Levin, Lin and Chu (LLC)

[50]  Im, Pesaran and Shin (IPS)

[51]  Phillips & Perron (PP)

[52]  Dicky Fuller (ADF)

[53]  Kao

[54]  Systematic risk


Related articles

The rights to this website are owned by the Raimag Press Management System.
Copyright © 2021-2025

Home| Login| About Us| Contact Us|
[فارسی] [العربية] [fa] [ar]