بررسی تأثیر ارائه تسهیلات بانکی در چارچوب عقود اسلامی بر ارزش افزوده بخش‌های اقتصادی: کاربرد الگوی خودرگرسیون برداری بیزین (BVAR)
Article data in English (انگلیسی)
مقدمه
متغيرهاي هدف سياست‌گذاران اقتصادي کشور با استناد قوانين برنامه‌هاي توسعه‌اي و برنامه‌هاي اعلامي دولت و بانک مرکزي، شامل اهداف رشد سرمايه‌گذاري واقعي، رشد اقتصادي بالا و نرخ تورم پايدار و پايين است. هرچند در اقتصاد ايران، بانک مرکزي در سياست‌گذاري اقتصادي داراي استقلال عمل نيست و به اصطلاح سياست پولي تحت سلطة سياست مالي قرار دارد، اما با کنترل و مديريت ترازنامه خود، که شامل اجزاي پايه پولي است؛ مي‌تواند حجم نقدينگي را مهار کند و از آن طريق بر متغيرهاي کلان اقتصادي اثر بگذارد (ر.ك: عظيمي و نوفرستي، 1394؛ شجري و همکاران، 1391).
عقود اسلامي به سبب ماهيت عملياتي و تعاملي خود با بخش‌هاي اقتصادي در بازار کالا و خدمات، مي‌توانند همچون نيروي محرک و ابزار مولدي در جهت هدايت و سامان‌دهي بخش حقيقي اقتصاد مورد استفاده قرار گيرند. لازمه کارکرد صحيح عقود اسلامي به‌کارگيري اين ابزارها در يک چارچوب دقيق و قانونمند است.
بدين‌منظور، تسهيلات جعاله، فروش اقساطي، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني و مضاربه انتخاب مي‌شوند تا تأثير اين تسهيلات بر ارزش افزوده بخش‌هاي اقتصادي ذکر شده در دوره زماني 138۵-139۴ بررسي شوند. فرضيه اصلي تحقيق آن است که تسهيلات مزبور تأثير مثبت و معناداري بر افزايش ارزش افزوده بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن دارند. نتايج پژوهش نيز حاکي از تاثير غيرهمگن تسهيلات بانکي بر بخش‌هاي اقتصادي است که به طور کامل، در بخش بررسي نتايج الگوهاي تحقيق بدان اشاره شده است.
در ادامه، در بخش دوم، مطالعات انجام شده در اين زمينه مطرح، و در بخش سوم مباني نظري مرتبط با موضوع بيان مي‌شود. بخش چهارم به معرفي روش‌شناسي تحقيق اختصاص دارد. سپس متغيرها و تصريح الگوهاي تحقيق معرفي مي‌شوند و پس از آزمون‌هاي تصريح الگو و تعيين وقفه بهينه الگوها، نتايج الگوهاي تحقيق بررسي مي‌شوند. در نهايت، نتيجه‌گيري و پيشنهادهاي پژوهش ارائه شده است.
پيشينة پژوهش
شريفي رناني و همکاران (1388) در پژوهشي با عنوان «بررسي اثرات سياست پولي بر توليد ناخالص داخلي از طريق نظام وامدهي سيستم بانكي در ايران» به بررسي اثرات سياست پولي بر توليد ناخالص داخلي و سطح عمومي قيمت‌ها از طريق سازوكار اعتباري (نظام وامدهي بانكي) در ايران طي دوره 1368-1387 پرداختند. آنها با استفاده از الگوي «تصحيح خطاي برداري» (VEC)، اثرات سياست پولي از طريق نظام وامدهي را بررسي كردند و به اين نتيجه رسيدند كه افزايش حجم پول، به سبب افزايش بدهي بانك‌ها به بانك مركزي، تنها در كوتاه‌مدت سطح توليد را افزايش مي‌دهد و حتي در بلندمدت اثر منفي بر آن دارد؛ ولي سطح عمومي قيمت‌ها را هم در كوتاه‌مدت و هم در بلندمدت افزايش مي‌دهد.
شاهچرا و کشيشيان (1393) در پژوهشي با عنوان «اثرات همزمان تمرکز بانکي و سياست پولي بر نظام وامدهي بانک‌ها در نظام بانکداري ايران»، الگوي «دادههاي تابلويي پويا» و روش «گشتاورهاي تعميم يافته»، و همچنين متغيرهاي کلان اقتصادي و دادههاي ترازنامه‌اي ۱۸ بانک از شبکه بانکي کشور از سال ۱۳۸۰ تا ۱۳۹۰ را براي تخمين الگوي خود به‌کار گرفتند. يافته‌هاي پژوهش آنها نشان مي‌دهد که ضريب متغير تمرکز با استفاده از سه شاخص «هرفيندال-هيرشمن»، «نسبت تمرکز چهار بنگاه برتر»، و «شاخص آنتروپي»، بر نظام وامدهي بانک‌ها براي هر سه شاخص معنادار و منفي است؛ به اين معنا که با افزايش تمرکز، از ميزان وامدهي بانک‌ها کاسته و تظام وامدهي به‌عنوان يکي از سازوکارهاي انتقال سياست پولي تضعيف مي‌شود.
گامباکورتا (2001) در مطالعه‌اي با عنوان «ويژگي‌هاي سازوکار انتقال سياست پولي از طريق نظام اعتباري در ايتاليا»، با استفاده از روش «دادههاي ترکيبي» (42 بانک ايتاليايي در دوره 1986-1998)، به بررسي تاثيرگذاري نظام وامدهي بانکي در سياست‌گذاري پولي ايتاليا پرداخته است. يافته‌هاي اين مطالعه نشان مي‌دهد تأثير سياست پولي انقباضي بر حجم سپرده‌هاي بانک‌هاي کوچک‌تر و بانک‌هايي که ارزش سرمايه‌اي بالايي داشته‌اند، بيش از بانک‌هاي بزرگ‌تر است، اما اندازه بانک‌ها تأثيري بر ميزان اعتبارات اعطايي آنها نداشته است.
آلتونباس، فازيلاو و مولگنوس (2002) در مقاله‌اي با عنوان «شواهدي بر وجود نظام وامدهي در اروپا»، در پي اثبات وجود سازوكار وامدهي در اروپا بوده‌اند. آنها از دادههاي ترازنامه‌اي بانک‌ها و روش «دادههاي ترکيبي» به‌منظور تخمين واکنش نظام وامدهي بانک‌ها به تغيير سياست پولي در دوره زماني ۱۹۹۱ تا ۱۹۹۹ استفاده كرده‌اند. آنها دريافتند که در کشورهاي عضو اتحاديه پولي اروپا، بانک‌هايي که نسبت سرمايه کوچک‌تري دارند (با هر اندازه‌اي)، به تغييرات سياست‌هاي پولي بيشتر واکنش نشان مي‌دهند. به بيان ديگر، آلتونباس و همکاران او (2002) نشان دادند که وام‌هاي بانکي به وضعيت پولي واکنش نامتقارني نشان مي‌دهند که در آن قدرت سرمايه، منبع اين واکنش‌هاي نامتقارن بانک‌هاست.
آنگلوني و بنويت (۲۰۰۲) در پژوهشي با عنوان «سياست پولي در منطقه يورو؛ در کجا قرار داريم؟» با استفاده از دادههاي مربوط به تقاضاي کل، ترازنامه بخش بانکي و بنگاه‌هاي غير مالي کشورهاي منطقه اروپا (آلمان، فنلاند، فرانسه، ايرلند، ايتاليا، لوگزامبورگ، هلند، پرتغال و اسپانيا) و آمريکا با استفاده روش «تخمين الگوهاي ساختاري»، «خودرگرسيون برداري» و روش «دادههاي تابلويي» به بررسي سازوکار اثرگذاري پولي پرداختند. آنها دريافتند که افزايش در نرخ بهره کوتاه‌مدت، توليد را به صورت لحظه‌اي کاهش مي‌دهد و قيمت‌ها نيز به آرامي واکنش نشان مي‌دهند، به‌گونه‌اي‌که تورم در سال اول افزايش مي‌يابد و در چند سال بعد، به تدريج تنزل مي‌يابد. از سوي ديگر، تقاضاي سرمايه‌گذاري نيز نسبت به مخارج مصرفي در انتقال انقباضي پولي به توليد، نقش مهم‌تري به عهده دارد. سازوكار نرخ بهره در بيشتر کشورها وجود دارد، ولي بدين‌معنا نيست که اين سازوكار همواره اصلي بوده است. نقش سازوكار اعتباري در کشورها با هم متفاوت است و شايد نقش سازوكار اعتباري از آن مقداري که در منطقه اروپا از نظام بانکي در تأمين مالي انتظار مي‌رفته کمتر بوده است.
آلفارو، فرانکن، گارسيا و جارا (۲۰۰4) نيز در مطالعه‌اي با عنوان «کانال اعتبارات بانکي در شيلي» با استفاده از دادههاي ترکيبي فصلي مجموعه بانک‌هاي کشور شيلي در دوره 1990-2002 دريافتند که با اعمال يک سياست پولي، بانک‌ها متناسب با سبد دارايي خود، نسبت به اين سياست واکنش نشان مي‌دهند. آنها به اين نتيجه رسيده‌اند که بانک‌هاي با نقدينگي بيشتر حساسيت کمتري به اجراي سياست‌هاي پولي از خود نشان مي‌دهند.
سنگونول و توربک (۲۰۰۵) در پژوهشي با موضوع «اثر سياست پولي انقباضي بر عرضه وام‌هاي بانکي در ترکيه» و استفاده از يک الگوي «سري‌زماني» و دادههاي ترازنامه‌اي بانکي در ترکيه دريافتند که کاهش عرضه پول حتماً عرضه وام‌هاي بانکي در ترکيه را کاهش مي‌دهد؛ به‌گونه‌اي‌که احتمالاً افزايش نرخ‌هاي بهره، طي يک دوره بحرانِ تراز پرداخت‌ها ممکن است ضد توليد باشد. چنين سياستي ممکن است نيازمند جذب سرمايه و تقويت نرخ ارز باشد. به هر حال، اگر بتوان از طريق اعمال سياستي، وامدهي بانک را کاهش داد، اثر انقباضي آن چند برابر خواهد شد. رکود اقتصادي حاصل از اين سياست ممکن است سبب کاهش اعتماد سرمايه‌گذار و تشديد بحران شود.
ژوريکالا و کاراس (2011) نيز در پژوهشي با عنوان «نقش بانک‌ها در انتقال سياست پولي: شواهد تجربي از روسيه» با استفاده از دادههاي «سري‌زماني» فصلي دوره 1999-2007 در چارچوب دو الگوي «دادههاي ترکيبي بر بانک‌هاي با سطح سرمايه بالا و پايين» و بر اساس روش «گشتاورهاي تعميم‌يافته» به اين نتيجه رسيده‌اند که بانک‌هايي با سرمايه بالا، رفتار وامدهي خود را سازگار با اعمال سياست پولي نمي‌دانند، و در هنگام اعمال اين نوع سياست‌ها، حساسيت و واکنشي کمي در وامدهي از خود نشان مي‌دهند.
مباني نظري
بر اساس ديدگاه اعتبارات بانكى، بانک‌ها نقش ويژه‌اى در اقتصاد دارند. اين نقش، نه به خاطر ايجاد بدهى (سپرده‌هاى بانكى)، كه در خلق حجم نقدينگى جامعه مهم است، بلكه به سبب نگهدارى دارايى‌ها (اعتبارات بانكى)، كه جايگزين نزديک بسيار كمى براى آن وجود دارد، مهم است. به طور ويژه، در نظريه‌ها و الگو‌هاى سازوكار اعتباردهى بانكى، تأكيد مى‌شود كه سپرده‌هاى بسيارى از بانک‌ها، به‌ويژه بانک‌هاى كوچك، منبع اصلى وجوه آنهاست، و اعتبارات بانكى براى بسيارى از شركت‌ها، به‌ويژه شركت‌هاى كوچک، منبع اصلى تأمين مالى براى سرمايه‌گذارى است. ازاين‌رو، عمليات بازار باز، كه منجر به انقباض ذخاير بانک‌ها و به تبع آن، انقباض سپرده‌هاى بانكى مى‌شود، بانک‌ها را به‌ويژه آنهايى را كه به سپرده‌هايشان وابستگى بيشتري دارند، مجبور مى‌كنند تا اعتباردهى خود را كاهش دهند. در نتيجه، شركت‌ها، به‌ويژه آنها كه به اعتبارات بانكى وابسته هستند، مخارج سرمايه‌گذارى خود را كاهش مى‌دهند. ناقصى‌هاى بازار مالى، كه براى تک‌تک بانک‌ها و شركت‌ها وجود دارد، در مجموع، موجب كاهش توليد و اشتغال و در نتيجه، انقباض پولى مى‌گردد (آيرلند، 200۵).
علاوه بر اين، بانک‌ها مسئوليت حل مشكلات ناشى از وجود اطلاعات نامتقارن را در بازار اعتبارات برعهده دارند. ازاين‌رو، در نظام مالى نقشى محورى دارند. به سبب همين نقش خاص بانک‌ها، برخى نمى‌توانند به بازار اعتبارات دسترسى داشته باشند، مگر اينكه از طريق نظام بانكى چنين ارتباطى ايجاد گردد. تا زمانى كه جانشين كاملى بين سپرده‌هاى بانكى و ساير منابع تأمين وجوه، دست‌كم براى يک بنگاه وجود نداشته باشد، سازوكار ارائه تسهيلات بانكى به طور مؤثر عمل خواهد كرد (علي‌نژاد مهرباني، 1391 به نقل از: برنانک و گرتلر، 199۵).
در کشورهايي که بازارهاي خصوصي اعتبار چندان توسعه نيافته و يا از طريق مقررات دولتي آزادي عمل ندارند، سياست پولي بر تقاضاي کل بيشتر از طريق تغيير در مقدار و يا دسترسي به اعتبار مؤثر واقع مي‌شود تا از طريق اثرات مستقيم و غيرمستقيم تغيير در قيمت اعتبار. اين موضوع، به‌ويژه در بيشتر کشورهاي در حال توسعه، که کنترل‌ها و يا راهنمايي‌هايي بر حجم اعتبار بانکي وجود دارد، نمود بيشتري پيدا مي‌کند. علاوه‌براين، سقف‌بندي نرخ بازدهي، بانک‌ها را مجبور مي‌کند تا از ابزارهاي غير قيمتي جيره‌بندي اعتبارات استفاده کنند و ازاين‌رو، اثر سازوكار دسترسي به اعتبار تقويت گردد. همچنين دخالت مستقيم دولت در بازار تسهيلات، چه از طريق بانک‌هاي تخصصي رسمي و يا از طريق کمک‌هاي مالي به تسهيلات‌دهي بانک‌هاي تجاري به تقويت سازوكار تسهيلات‌دهي بانکي در انتقال آثار سياست پولي منجر مي‌گردد (گرتلر و گلچريست، 199۴).
سازوكار اعطاي تسهيلات بانکي فرض مي‌کند که اعتبارات بانکي منبع اصلي تامين مالي بنگاه‌هاي کوچک و متوسط هستند، و حال آنکه بنگاه‌هاي بزرگ مي‌توانند به طور مستقيم، از طريق انتشار سهام و ارواق قرضه، به بازارهاي اعتباري دسترسي داشته باشند. درصورتيکه نياز مالي بنگاه‌هاي کوچک و متوسط، بيش از وجوه داخلي آنها باشد، به سراغ منابع بانکي خواهند رفت، ولي دستيابي آنها به منابع بانکي (تسهيلات بانکي) به طور مستقيم به قيمت و مقدار اعتبارات در دسترس و نيز به سياست تعيين عرضه بستگي دارد. بنابراين، اعتبارات، نقش مهمي در انتقال و ايجاد ارتباط بين بخش پولي و مالي و بخش حقيقي اقتصاد ايفا مي‌کنند. فرايند اثرگذاري سياست پولي از طريق سازوکار اعطاي تسهيلات بانکي بدين‌صورت است که اعمال سياست پولي انقباضي موجب کاهش سپرده‌هاي بانکي شده، به تبع آن، اعتبارات بانکي کاهش مي‌يابد. کاهش اعتبارات بانکي، خود موجب کاهش سرمايه‌گذاري و بنابراين، افت توليد واقعي خواهد شد. در واقع، سياست پولي انقباضي موجب کاهش سپرده‌هاي بانکي مي‌شود و بانک‌ها نمي‌توانند به آساني ميزان کاهش در سپرده‌ها را با منابع ديگر جايگزين کنند و بنابراين، به ناچار، تعدادي از متقاضيان دريافت اعتبار، از چرخه اعتبارات حذف مي‌شوند و به دنبال آن، سرمايه‌گذاري و توليد واقعي کاهش مي‌يابد. عکس اين حالت زماني اتفاق مي‌افتد که سياست پولي انبساطي اعمال شود (تقوي و لطفي، ۱۳۸۵).
سازوكار اعطاي تسهيلات مبتني بر اين پيش‌فرض است که سياست پولي مي‌تواند از طريق انتقال منحني عرضه منابع اعتباري، به‌ويژه تسهيلات بانکي، هزينه تامين مالي از خارج از بنگاه را تحت تأثير قرار دهد. بانک‌ها، که در بيشتر کشورها منبع اصلي منابع اعتباري هستند، در غلبه بر مشکلات اطلاعاتي و ديگر نواقص بازارهاي اعتبارات تخصص يافته‌اند. اگر عرضه منابع اعتباري کاهش يابد، فرد بايد به دنبال تسهيلات‌دهنده ديگري باشد و با آن ارتباط مالي برقرار کند. در اين صورت، يا به منابع جايگزين دسترسي پيدا نمي‌کند، يا اين منابع را با هزينه بيشتري عايد خود خواهد ساخت. در نتيجه، مخارج سرمايه‌گذاري بنگاه‌ها تحت تأثير قرار خواهد گرفت. در اين مسير، بر تأثيرات ارتباطات متقابل بين تکانه‌هاي پولي و اقلام مهم ترازنامه بانک‌هاي تجاري تأکيد مي‌شود (اولينر و رودنبوش، ۱۹۹۶).
دو ديدگاه اصلي متضاد در خصوص سازوكار تسهيلات‌دهي بر اثرگذاري سياست پولي وجود دارد که شامل ديدگاه رومر و رومر (۱۹۸۹) و ديدگاه کاشياپ و استين (۲۰۰۰) است (شريفي رناني و همکاران، 1388).
رومر و رومر (۱۹۸۹) با استفاده از نظام معادلات همزمان، بيان مي‌دارند که سياست پولي فعاليت‌هاي واقعي اقتصاد را تحت تأثير قرار داده، روي بخش واقعي اقتصاد اثرگذار است. در نهايت، آنها به اين نتيجه رسيدند که تسهيلات بانکي نقشي مهمي در سازوکار اثرگذاري سياست پولي ايفا نمي‌کند و پاسخ تسهيلات نظام بانکي به اين سياست‌ها صرفاً يک پاسخ دروني به شکل کاهش در محصول و توليد است (همان).
از سوي ديگر، کاشياب و استين (۲۰۰۰) بيان مي‌دارند که بانک‌هاي تجاري نتيجه‌اي متضاد ديدگاه رومر و رومر (۱۹۸۹) به دست آوردند. آنها اعتقاد دارند که تأثير سياست پولي بر رفتار تسهيلات‌دهي بانک‌ها بستگي به نقدينگي و ترازنامه مالي بانک‌ها دارد. آنها در نهايت، به اين نتيجه رسيدند که اگر سياست پولي، تسهيلات‌دهي بانک‌ها را تحت تأثير قرار دهد، همين سبب کاهش بيشتر تسهيلات در بانک‌هاي با دارايي‌هاي کمتر نقدشونده خواهد شد؛ زيرا بانک‌ها با دارايي‌هاي نقدتر مي‌توانند از سبد دارايي تسهيلات‌دهي خود از طريق کم کردن ذخاير احتياطي و اوراق بهادار محافظت نمايند. اين در حالي است که اگر بانک‌ها با دارايي‌هاي کمتر نقدشونده نخواهند نسبت وجوه نقد و اوراق بهادار خود را خيلي کم کنند، مجبور خواهند بود تسهيلات‌دهي خود را کاهش دهند (همان).
روش پژوهش
روش‌هاي بيزين به‌عنوان روشي براي غلبه بر مسئله وفور عوامل به طور روزافزون، مورد توجه و محبوبيت محققان قرار گرفته است. کوگلي و سارجنت (200۵) در مقاله خود، به اين نکته اشاره كرده‌اند که «فدرال رزرو» از روش‌هاي بيزين براي به‌روزرساني تخمين‌هاي مربوط به سه الگو، از منحني فيليپس استفاده مي‌كنند. از سوي ديگر، بانک مرکزي اتحاديه اروپا نيز با تشکيل يک گروه پژوهشي تخصصي در حوزه اجراي سياست‌ها، از رويکرد بيزين به طور ويژه استفاده مي‌كند (مديگلياردو، 2010).
با توجه به ماهانه بودن دادههاي پژوهش، به پيشنهاد ساي (201۴) و بر اساس مطالعه اوليه سيمز و ژا (1998)، از پيشين نرمال - فلت سيمز- ژا (پيشين نرمال θ و پيشين غير اطلاعات محور ϵ) براي طراحي الگوي «خودرگرسيون برداري» بيزين و استخراج توابع واكنش آني و تابع واريانس خطاي پيش‌بيني استفاده شده است.
در اين پژوهش، تأثير عقود اسلامي جعاله، فروش اقساطي، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني و مضاربه بر ارزش افزوده بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن طي سال‌هاي 138۵-139۴ بررسي مي‌شود. هدف از اين پژوهش، بررسي عملياتي و سنجش ميزان موفقيت نظام بانکداري بدون ربا (مبتني بر نظام اعتباري عقود اسلامي) در تاثيرگذاري اقتصادي بر بخش حقيقي اقتصاد از طريق سازوکار اعتبارات بانکي است که در مباني نظري، به طور کامل به اين چارچوب اشاره شد. بر مبناي مطالعات مونتل (1991)، گنلي و سالمون (1997)، کرستيانو، اچنبام و اوانس (1998) و اندوت (2۰0۵) در بانکداري متعارف و همچنين مطالعات فرکاني و مولياني (2009) (که با استفاده از الگوي خودرگرسيون برداري مقيد و با تمرکز بر سازوكار اعتبارات بانکي در بانک‌هاي اسلامي مالزي به انجام رسيده)، عبده و چدوري (2012) (که با استفاده از الگوي خودرگرسيون برداري و آزمون «هم‌انباشتگي» و با تمرکز بر اعتباردهي بانک‌هاي اسلامي به بخش حقيقي در بنگلادش انجام يافته)، عبده و عزمي عمر (2012) (که با استفاده از الگوي خودرگرسيون با وقفه‌هاي توزيعي و آزمون هم‌انباشتگي و با تمرکز بر تاثيرگذاري بانک‌هاي اسلامي به بخش حقيقي در اندونزي به انجام شده)، ابوبدر و ابوقرن (2008) (که با استفاده از الگوي خودرگرسيون برداري، در چارچوب دادههاي پانلي و با تمرکز بر تاثير اعتباردهي بانک‌هاي اسلامي بر بخش حقيقي در 6 کشور حوزه منا به انجام رسيده)، حسن، سانچز و يو (2011) (که با استفاده از الگوي دادههاي ترکيبي و با تمرکز بر تاثير اعتباردهي بانک‌هاي اسلامي بر بخش حقيقي در 27 کشور با درآمدهاي پايين، متوسط و بالا به انجام گرفته)، و سوکمانا و کاسيم (2010) (که با استفاده از الگوي «خودرگرسيون برداري» و با تمرکز بر اعتباردهي بانک‌هاي اسلامي به بخش حقيقي در مالزي صورت گرفته است)، متغيرهاي تحقيق به صورت ذيل معرفي مي‌شوند:
جدول ۱. اسامي متغيرهاي تحقيق
نماد نام متغير
CPI سطح عمومي قيمت‌ها
EXR نرخ ارز
OIL درآمد نفت
F_HOU ارزش افزوده بخش مسکن
F_IMN ارزش افزوده بخش صنعت و معدن
JOA تسهيلات جعاله
FOR تسهيلات فروش اقساطي
MOS_H تسهيلات مشارکت حقوقي
MOS_M تسهيلات مشارکت مدني
MOZ تسهيلات مضاربه
ارزش افزوده بخش‌ها به قيمت ثابت سال 1383 مي‌باشد.
تمام متغيرها به صورت ماهانه وارد الگو مي‌شوند و بازه زماني پژوهش سال‌هاي 138۵ الي 139۴ را شامل مي‌شود. واحد دادههاي مربوط به ارزش افزوده بخش‌هاي ذکر شده، تسهيلات اعطايي و همچنين درآمد نفتي ميليارد ريال است. سطح عمومي قيمت‌ها بدون واحد و نرخ ارز نيز، که در اين پژوهش ميانگين موزون نرخ ارز رسمي و غيررسمي است، به‌عنوان ارزش ريالي يک واحد دلار وارد الگو شده است.
چارچوب ارزيابي عملياتي پژوهش حاضر بررسي تأثير هر يك از عقود اسلامي بر روي ارزش افزوده بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن است. بنابراين، با وجود پنج عقد متفاوت و دو ارزش افزوده، بايد ده الگو طراحي کرد که در هر يک از الگوها، علاوه بر متغيرهاي سطح عمومي قيمت‌ها، نرخ ارز و درآمد نفتي، يکي از تسهيلات اعطايي و يکي از ارزش افزوده‌ها نيز وارد شود تا ميزان تأثيرگذاري تسهيلات اعطايي بر روي ارزش افزوده بخش‌ها بررسي شود. براي اين منظور، ده الگوي مورد نظر پژوهش در جدول 2 ارائه شده است:
جدول 2. انواع الگوهاي تحقيق
انواع الگوها متغيرهاي الگو
الگو اول CPI, EXR, OIL, F_HOU, JOA
الگو دوم CPI, EXR, OIL, F_HOU, MOS_H
الگو سوم CPI, EXR, OIL, F_HOU, MOS_M
الگو چهارم CPI, EXR, OIL, F_HOU, MOZ
الگو پنجم CPI, EXR, OIL, F_HOU, FOR
الگو ششم CPI, EXR, OIL, F_IMN, JOA
الگو هفتم CPI, EXR, OIL, F_IMN, MOS_H
الگو هشتم CPI, EXR, OIL, F_IMN, MOS_M
الگو نهم CPI, EXR, OIL, F_IMN, MOZ
الگو دهم CPI, EXR, OIL, F_IMN, FOR
آزمون‌هاي اوليه تصريح الگو
آزمون مانايي متغيرها
به منظور به‌کارگيري الگوي خودرگرسيون برداري بيزين، ابتدا بايد نسبت به شناسايي متغيرها و بررسي مانايي يا نامانايي متغيرها اقدام شود. روش‌هاي متفاوتي براي بررسي مانايي متغيرها وجود دارد که در اين پژوهش، از آزمون «KPSS» استفاده مي‌شود. نتايج آزمون تک‌تک متغيرها نشان مي‌دهد که متغيرهاي تسهيلات جعاله، فروش اقساطي، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني، مضاربه و همچنين متغير درآمد نفتي مانا مي‌باشد؛ اما متغيرهاي سطح عمومي قيمت‌ها، نرخ ارز و همچنين ارزش افزوده بخش‌هاي مسکن، صنعت و معدن و خدمات I(1) هستند و با يک بار تفاضل‌گيري مانا خواهند شد.
آزمون هم‌جمعي ميان متغيرها
لوتکيپول و کراتزيگ (200۴) در توضيح هم‌انباشتگي، بيان مي‌کنند که اگر متغيرها داراي روند تصادفي بوده و يا به عبارت ديگر I(1) باشند، درصورتي اين متغيرها هم‌انباشته خواهند بود که يک ترکيب خطي از اين متغيرها وجود داشته باشد که آن ترکيب خطي پايا باشد. اين مفهوم قابل تعميم به حالتي است که متغيرهاي الگو از درجه انباشتگي صفر و يک باشند. در اين حالت نيز اگر ترکيب خطي متغيرهاي الگو يک متغير I(0) باشد، گفته مي‌شود که متغيرها هم‌انباشته هستند. همچنين ايشان يادآور مي‌شوند که الگوي تصحيح خطاي برداري براي الگو‌هايي مناسب است که تعدادي از متغيرهاي حاضر در الگو، انباشته از درجه يک باشند. به عبارت ديگر، درصورتيکه متغيرهاي الگو، هم‌انباشته باشند، امکان استفاده از اين الگو براي ترکيبي از متغيرهاي I(0) و I(1) وجود دارد. سيمز (1980) و سيمز، استاک و واتسون (1990) معتقدند که حتي اگر متغيرها داراي ريشه واحد باشند، نبايد تفاضل آنها را در سيستم وارد کرد. استدلال آنها اين است که هدف از تحليل خودتوضيحي برداري، تعيين روابط متقابل ميان متغيرهاست و نه برآورد عوامل. در واقع، استدلال اصلي آنها اين است که با تفاضل‌گيري، اطلاعاتي را، که نشان‌دهنده وجود روابط هم‌جمعي ميان متغيرهاست، از دست خواهيم داد. به همين سان، استدلال مي‌شود که نيازي به روند‌زدايي از متغيرهاي موجود در الگوي خود توضيحي برداري نيست (اندرس، 2008).
براي آزمون وجود رابطه هم‌جمعي ميان متغيرها در الگوي «خودتوضيحي برداري» از آزمون يوهانسن جوسيليوس استفاده مي‌شود. بنابراين، براي تمام هشت الگوي پژوهش، وجود رابطه هم‌جمعي يا نبود رابطه هم‌جمعي بررسي مي‌شود. نتايج آزمون نشان مي‌دهد که در سطح معناداري 5 درصد، بر اساس آماره «آزمون اثر» و آماره «آزمون حداکثر مقادير ويژه»، در تمام الگوهاي ده‌گانه پژوهش حداقل يک و حداکثر چهار رابطه هم‌جمعي بين متغيرها وجود دارد. بنابراين، فرضيه نبود رابطه هم‌جمعي ميان متغيرهاي الگو ،که ترکيبي از متغيرهاي I(1) و I(0) هستند، رد مي‌شود.
تعيين وقفه بهينه الگو
در اين پژوهش، از معيار اطلاعات شوارتز براي تعيين وقفه بهينه الگوي «خودرگرسيون برداري» بيزين استفاده مي‌شود. در جدول 3 طول وقفه بهينه هشت الگوي پژوهش نشان داده شده است:
جدول 3. آزمون تعيين طول وقفه بهينه الگوها
الگوهاي پژوهش مقدار معيار اطلاعاتي شوارتز طول وقفه بهينه
الگوي اول 29/71 ۶
الگوي دوم 84/70 ۶
الگوي سوم 08/75 ۶
الگوي چهارم 78/69 ۶
الگوي پنجم 32/71 6
الگوي ششم 06/73 ۶
الگوي هفتم 37/72 8
الگوي هشتم 48/76 ۶
الگوي نهم 36/71 ۶
الگوي دهم 79/74 6
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
بررسي نتايج الگوهاي تحقيق
در اين قسمت، نتايج الگوهاي هشت‌گانه پژوهش بررسي مي‌شود. بدين‌منظور، توابع عکس‌العمل آني و تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني براي تک‌تک الگوها بررسي مي‌شود تا تأثيرپذيري هر کدام از بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن از عقود اسلامي جعاله، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني و مضاربه مشخص گردد. به‌منظور بررسي دقيق‌تر توابع عکس‌العمل آني الگوهاي اول تا پنجم، که نشان‌دهنده تأثير عقود اسلامي جعاله، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني، مضاربه و فروش اقساطي بر بخش مسکن است، در کنار يکديگر بررسي مي‌شوند. همچنين، توابع عکس‌العمل آني الگوهاي ششم تا دهم، که نشان‌دهنده تأثير تسهيلات مذکور بر بخش صنعت و معدن است، در کنار يکديگر مقايسه شده‌اند.
توابع عکس‌العمل آني الگوهاي اول تا پنجم
در الگوهاي خودتوضيحي برداري، براي بررسي تأثير ايجاد يک شوک در يک متغير خاص بر ساير متغيرهاي الگو، بايد از تابع عکس‌العمل آني استفاده كرد. در الگوهاي اول تا پنجم - به ترتيب - تأثير شوک تسهيلات جعاله، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني، مضاربه و فروش اقساطي بر روي ارزش افزوده بخش مسکن بررسي مي‌شود. در شکل 1 توابع عکس‌العمل آني الگوهاي اول تا پنجم نشان داده شده است:
شکل 1. واکنش ارزش افزوده بخش مسکن به شوک وارد شده به تسهيلات جعاله، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني، مضاربه و فروش اقساطي
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
بر اساس شکل 1 نتايج ذيل حاصل مي‌شود:
تأثير شوک تسهيلات جعاله بر روي ارزش افزوده بخش مسکن، مثبت و پايدار است. ايجاد شوکي به اندازه يک واحد انحراف معيار در تسهيلات جعاله موجب مي‌شود ارزش افزوده بخش مسکن تا 8 دوره با شدت زيادي افزايش پيدا کند، سپس تا دوره 1۶ روند نسبتاً پايدار و باثباتي داشته باشد و پس از دوره شانزدهم، روند کاهشي پيدا کند. اما اثر شوک تا 2۴ دوره پس از وارد شدن شوک همچنان باقي است. بنابراين، تسهيلات جعاله بر روي بخش مسکن تأثير مثبت و معناداري تا 1۶ دوره دارد.
تأثير شوک تسهيلات مشارکت حقوقي بر روي ارزش افزوده بخش مسکن، به سبب نوسانات شديد و افزايش و کاهش‌هاي فراوان، معنادار نيست. اين در حالي است که بر اساس قانون «بانکداري بدون ربا»، تسهيلات مشارکت مدني به‌منظور مشارکت در تأمين بخشي از سرمايه لازم براي توليد و سرمايه‌گذاري در همه بخش‌هاي اقتصادي، مورد استفاده قرار مي‌گيرد و از مشارکت حقوقي نيز به‌منظور مشارکت مستقيم در سرمايه‌گذاري‌هاي انتفاعي در تمام بخش‌هاي اقتصادي استفاده مي‌شود (صمصامي و داودي، 1389، ص132). بنابراين، تسهيلات مشارکت حقوقي تأثير قابل ملاحظه‌اي بر روي بخش مسکن ندارد. بروز شوکي به اندازه يک واحد انحراف معيار در تسهيلات مشارکت حقوقي موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش مسکن تا 2 دوره به شدت کاهش پيدا کند ولي در 2 دوره بعدي به شدت افزايش يابد. با طي شدن روند صعودي دو دوره‌اي، مجدداً روندي نزولي و منفي را در دوره‌هاي بعد شاهد خواهيم بود. اين فرايند نوساني و بي‌ثبات را مي‌توان در تمام طول دوره 2۴ ساله تحت بررسي مشاهده کرد.
تأثير شوک تسهيلات مشارکت مدني بر روي ارزش افزوده بخش مسکن، معنادار، ولي ناچيز است. يک واحد انحراف معيار شوک در تسهيلات مشارکت مدني موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش مسکن تا 3 دوره با شدت زيادي کاهش پيدا کند، سپس تا دوره 7 با شدت زيادي افزايش يابد و در ادامه، روندي پايدار داشته باشد. ضمن اينکه اين روند در دوره 12 به اوج خود مي‌رسد و تا 2۴ دوره پس از وارد شدن شوک، اثرگذاري آن هرچند ناچيز باقي است.
تأثير شوک تسهيلات مضاربه بر روي ارزش افزوده بخش مسکن، مثبت و پايدار است. يک واحد انحراف معيار شوک در تسهيلات مضاربه موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش مسکن تا 8 دوره با شدت زيادي افزايش پيدا کند و پس از دوره هشتم، با روند کندي کاهش پيدا کند؛ اما تأثير آن همچنان تا 2۴ دوره پس از وارد شدن شوک، در سطح قابل ملاحظه‌اي باقي است. بنابراين، تسهيلات مضاربه بر روي بخش مسکن داراي تأثير مثبت و معناداري است.
در نهايت، تأثير شوک تسهيلات فروش اقساطي بر روي ارزش افزوده بخش مسکن، معنادار و قابل توجه است. يک واحد انحراف معيار شوک در تسهيلات فروش اقساطي موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش مسکن تا 3 دوره کاهش پيدا کند، سپس تا دوره 9 با شدت زيادي افزايش پيدا کند (به اوج برسد) و در ادامه، روندي نسبتاً ميرا داشته باشد. علي‌رغم اينکه اين روند در دوره 9 به اوج خود مي‌رسد، ولي تا 2۴ دوره پس از وارد شدن شوک، اثرگذاري آن به ميزان قابل توجهي در سيستم باقي است.
توابع تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني الگوهاي اول تا چهارم
در مطالعات خودتوضيحي برداري، معمولاً از ابزار تجزيه واريانس به‌منظور دستيابي به اطلاعات بيشتر درباره تأثيرات شوک‌ها استفاده مي‌شود. با توجه به متغيرهاي الگوهاي اول تا پنجم لازم است تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني براي متغيرهاي اين الگوها و بخش مسکن صورت گيرد تا تأثير هر يک از متغيرهاي الگو (به ويژه تسهيلات مورد بررسي) مشخص گردد. با توجه به اينکه در تجزيه واريانس متغيرهاي الگو، بيشترين تأثيرگذاري متعلق به متغير مورد بررسي است، بدين‌روي، براي بررسي مقايسه‌اي بهتر ميزان تأثيرگذاري ساير متغيرها، در شکل‌هاي 2 تا 6 از رسم ميزان تأثيرگذاري متغير مسکن خودداري شده است.
شکل 2. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي اول.
(منبع: يافته‌هاي تحقيق) شکل 3. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي دوم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
شکل 4. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي سوم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق) شکل 5. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي چهارم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
شکل 6. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگو پنجم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
همان‌گونه‌که در شکل‌هاي 2 تا 6 نمايش داده شده، نمودار تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوهاي اول تا پنجم شبيه يکديگر است. در تمام الگوها، سطح عمومي قيمت‌ها بيشترين سهم را در واريانس خطاي پيش‌بيني تغييرات ارزش افزوده بخش مسکن در ميان ساير متغيرهاي الگو به خود اختصاص داده است. به عبارت ديگر، اگر متغير ارزش افزوده بخش مسکن ـ که بيشترين سهم را در خطاي پيش‌بيني تغييرات ارزش افزوده دارد - در تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني در نظر گرفته نشود، بيشترين سهم خطاي پيش‌بيني ارزش افزوده بخش مسکن، مربوط به سطح عمومي قيمت‌ها خواهد بود. درآمدهاي نفتي نيز با سهم کمتر در خطاي پيش‌بيني نسبت به سطح عمومي قيمت‌ها در رتبه دوم قرار مي‌گيرد. نرخ ارز و تسهيلات چهارگانه پژوهش نيز - به ترتيب - رتبه‌هاي بعدي را به خود اختصاص داده، ولي سهم ناچيزي دارند. بنابراين، در الگوهاي اول تا پنجم، متغير تسهيلات مورد بررسي سهم ناچيزي در خطاي پيش‌بيني تغييرات بخش مسکن دارد و بيشترين اخلال و ايجاد خطا در فرايند پيش‌بيني تأثير تسهيلات بر بخش مسکن - به ترتيب - مربوط به متغيرهاي سطح عمومي قيمت‌ها، درآمد نفتي و نرخ ارز است.
توابع عکس‌العمل آني الگوهاي ششم تا دهم
در الگوهاي پنجم تا هشتم - به ترتيب - تأثير تسهيلات جعاله، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني، مضاربه و فروش اقساطي بر ارزش افزوده بخش صنعت و معدن بررسي مي‌شود. در شکل 7 توابع عکس‌العمل آني الگوهاي ششم تا دهم با يکديگر مقايسه شده است:
شکل 7. واکنش ارزش افزوده بخش صنعت و معدن به شوک وارده شده به تسهيلات جعاله، مشارکت حقوقي، مشارکت مدني، مضاربه و فروش اقساطي
منبع: يافته‌هاي تحقيق
بر اساس شکل 7 نتايج ذيل حاصل مي‌شود:
تأثير شوک تسهيلات جعاله بر روي ارزش افزوده بخش صنعت و معدن، مثبت و پايدار است. ايجاد شوکي به اندازه يک واحد انحراف معيار در تسهيلات جعاله موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش صنعت و معدن تا 3 دوره با شدت نسبتاً زيادي کاهش پيدا کند و پس از دوره سوم با شدت زيادي افزايش يابد و تا دوره‌هاي پاياني به روند افزايشي خود ادامه دهد تا در نهايت، در دوره بيست و يکم، به اوج خود برسد. بنابراين، تسهيلات جعاله بر روي بخش صنعت و معدن داراي تأثير مثبت و معناداري است.
تأثير شوک تسهيلات مشارکت حقوقي بر روي ارزش افزوده بخش صنعت و معدن، به سبب نوسانات شديد و افزايش و کاهش‌هاي فراوان روند الگو، معنادار نيست. بنابراين، تسهيلات مشارکت حقوقي تأثير قابل ملاحظه‌اي بر بخش صنعت و معدن ندارد. درصورتيکه شوکي به اندازه يک واحد انحراف معيار به تسهيلات مشارکت حقوقي وارد شود، موجب مي‌گردد که ارزش افزوده بخش صنعت و معدن تا 2 دوره به شدت کاهش يابد، ولي در دوره‌هاي بعدي نوسانات زيادي پيدا کند. در ضمن، تسهيلات مشارکت حقوقي در هيچ دوره‌اي تأثير مثبتي بر بخش صنعت و معدن ندارد و روند تأثيرگذاري اين تسهيلات بر بخش صنعت و معدن در تمام دوره‌ها در ناحيه منفي نمودار شکل گرفته است.
تأثير شوک تسهيلات مشارکت مدني بر روي ارزش افزوده بخش صنعت و معدن، مثبت و پايدار است. يک واحد انحراف معيار شوک در تسهيلات مشارکت مدني موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش صنعت و معدن تا 3 دوره با شدت زيادي کاهش يابد. واکنش 22۶- واحدي روند تأثيرگذاري اين بخش از تسهيلات مشارکت مدني مؤيد اين مطلب است. سپس از دوره سوم با شدت زيادي افزايش مي‌يابد و تا دوره‌هاي پاياني به روند افزايش خود ادامه مي‌دهد تا در نهايت، در دوره بيست و چهارم به اوج خود مي‌رسد. بنابراين، تسهيلات مشارکت مدني بر روي بخش صنعت و معدن پس از دوره سوم داراي تأثير مثبت و معناداري است.
تأثير شوک تسهيلات مضاربه بر روي ارزش افزوده بخش صنعت و معدن، مثبت و پايدار است. يک واحد انحراف معيار شوک در تسهيلات مضاربه موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش صنعت و معدن تا 7 دوره با شدت زيادي افزايش پيدا کند و در دوره دوازدهم به اوج خود برسد. سپس از دوره دوازدهم با روند کندي کاهش پيدا کند. اما اثر آن کماکان تا 2۴ دوره پس از وارد شدن شوک، در سطح قابل ملاحظه‌اي باقي است. بنابراين، تسهيلات مضاربه بر روي بخش صنعت و معدن داراي تأثير مثبت و معناداري است.
تأثير شوک فروش اقساطي بر روي ارزش افزوده بخش صنعت و معدن، مثبت و پايدار است. ايجاد شوکي به اندازه يک واحد انحراف معيار در تسهيلات فروش اقساطي نيز موجب مي‌شود که ارزش افزوده بخش صنعت و معدن تا 3 دوره کاهش پيدا کند و پس از دوره سوم، با شدت زيادي افزايش يابد و تا دوره سيزدهم به روند افزايشي خود ادامه دهد.در دوره 13 به اوج خود مي‌رسد و پس از آن سير نزولي به خود مي‌گيرد که با شيب کمي به روند تاثيرگذاري خود ادامه مي‌دهد. بنابراين، فروش اقساطي بر روي بخش صنعت و معدن تأثير مثبت، معنادار و پايداري دارد.
توابع تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني الگوهاي ششم تا دهم
در شکل‌هاي 8 تا 12 توابع تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني الگوهاي ششم تا دهم در کنار يکديگر رسم شده‌اند تا تأثير متغيرهاي الگوها (به ويژه تسهيلات مورد بررسي) بر خطاي پيش‌بيني مشخص گردد:
شکل 8. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي ششم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق) شکل 9. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي هفتم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
شکل 10. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي هشتم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق) شکل 11. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي نهم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
شکل 12. تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني متغير ارزش افزوده بخش مسکن در الگوي دهم
(منبع: يافته‌هاي تحقيق)
همان‌گونه‌که در شکل 8 نمايش داده شده، در ميان ساير متغيرهاي الگوي سطح عمومي، قيمت‌ها بيشترين سهم را در واريانس خطاي پيش‌بيني تغييرات ارزش افزوده بخش صنعت و معدن به خود اختصاص داده است. به عبارت ديگر، اگر متغير ارزش افزوده بخش صنعت و معدن – که بيشترين سهم را در خطاي پيش‌بيني تغييرات ارزش افزوده دارد - در تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني در نظر گرفته نشود، بيشترين سهم خطاي پيش‌بيني ارزش افزوده بخش صنعت و معدن مربوط به سطح عمومي قيمت‌ها خواهد بود. درآمدهاي نفتي سهمي نوساني داشته‌اند، ولي تسهيلات جعاله روندي افزايشي در توضيح‌دهندگي خطاي پيش‌بيني دارد. ضمن اينکه متغير نرخ ارز نيز سهمي در توضيح‌دهندگي واريانس خطاي پيش‌بيني ارزش افزوده بخش صنعت و معدن ندارد، اما همان‌گونه‌که در شکل‌هاي 9 تا 12 نشان داده شده، در الگوهاي هفتم، هشتم، نهم و دهم، سطح عمومي قيمت‌ها بيشترين سهم را در واريانس خطاي پيش‌بيني تغييرات ارزش افزوده بخش صنعت و معدن در ميان ساير متغيرها به خود اختصاص داده است و متغيرهاي نرخ ارز، درآمدهاي نفتي و تسهيلات نيز در رتبه‌هاي بعدي قرار دارند. بنابراين، در الگوهاي ششم، هفتم و هشتم، تسهيلات مورد بررسي سهم ناچيزي در خطاي پيش‌بيني تغييرات بخش صنعت و معدن دارد و بيشترين اخلال و ايجاد خطا در فرايند پيش‌بيني تأثير تسهيلات بر بخش صنعت و معدن، - به ترتيب - مربوط به متغيرهاي سطح عمومي قيمت‌ها، نرخ ارز و درآمد نفتي است.
نتيجه‌گيري
بررسي توابع عکس‌العمل آني الگوهاي پژوهش نشان مي‌دهد که عقود اسلامي جعاله، مشارکت مدني، فروش اقساطي و مضاربه تأثير مثبت و معناداري بر بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن دارد، اما تسهيلات مشارکت حقوقي تأثير مثبت و معناداري بر اين بخش‌ها ندارد. بررسي توابع تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني الگوها نيز نشان مي‌دهد که متغير سطح عمومي قيمت‌ها بيشترين سهم از واريانس خطاي پيش‌بيني در بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن را به خود اختصاص مي‌دهد. با توجه به نتايج تحقيق، دلالت‌ها و پيشنهادات ذيل مطرح مي‌شود:
تسهيلات مشارکت حقوقي تأثير مثبت و معناداري بر بخش‌هاي اقتصادي ندارد. بنابراين، پيشنهاد مي‌شود که با توجه به سهم اندک اين عقد در تسهيلات، نظام بانکي به دنبال اصلاح ساختار اعتباري مشارکت حقوقي باشد. در حقيقت، مشارکت حقوقي به سبب ماهيت کارکردي خود در به‌کارگيري برخي طرح‌هاي اقتصادي تکميل شده، در مقابل، مشارکت مدني که مي‌تواند براي ساخت و توليد طرح‌هاي جديد استفاده شود از قابليت تاثيرگذاري کمتري برخوردار است.
با بررسي روند تأثيرگذاري تسهيلات جعاله بر بخش‌هاي گوناگون، مشخص مي‌شود که اين تسهيلات در دوره زماني کوتاه‌مدت، تأثير قابل قبولي بر بخش مسکن دارد. بنابراين، با يک هدف‌گذاري کوتاه‌مدت، پيشنهاد مي‌شود که نظام بانکي سهم بيشتري از تسهيلات خود را براي تسهيلات جعاله در بخش‌هاي مرتبط با مسکن در نظر بگيرد.
تسهيلات مشارکت مدني در بلندمدت، تأثير مثبت و معناداري بر بخش صنعت و معدن دارد. بنابراين، براي هدف‌گذاري بلندمدت در بخش صنعت و معدن، تسهيلات مشارکت مدني پيشنهاد مي‌شود.
فروش اقساطي نيز به‌عنوان ابزاري قدرتمند براي تاثيرگذاري مثبت و پايدار (در بلندمدت) بر ارزش افزوده بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن، قابل بهره‌برداري است. اين در حالي است که در کوتاه‌مدت، اين سازوكار اعتباري مي‌تواند به کاهشي موقتي در ارزش‌افزوده‌هاي بخشي منجر شود، ولي در بلندمدت، تاثيرگذاري آن بر ارزش افزوده بخشي، قابل توجه و مثبت ارزيابي مي‌شود.
در کوتاه‌مدت، بيشترين تأثيرپذيري بخش‌هاي مسکن و صنعت و معدن، از تسهيلات مضاربه است. علاوه‌براين، در کوتاه‌مدت، روند اين تأثيرپذيري با شدت زيادي افزايش مي‌يابد. ميزان واکنش بخش‌ها به اين تسهيلات نيز زياد است. بنابراين، پيشنهاد مي‌شود نظام بانکي منابع بيشتري براي اعطاي تسهيلات مضاربه در نظر بگيرد.
با بررسي توابع تجزيه واريانس خطاي پيش‌بيني در الگوها، مشخص مي‌شود که متغير سطح عمومي قيمت‌ها بيشترين سهم اخلال در روند تأثيرگذاري تسهيلات بر بخش‌هاي اقتصادي را دارد. بنابراين، پيشنهاد مي‌گردد با کنترل نوسانات متغيرهاي کلان اقتصادي، به‌ويژه سطح عمومي قيمت‌ها، زمينه تنظيم تأثيرگذاري تسهيلات گوناگون بر بخش‌هاي اقتصادي فراهم گردد.
در اين مقاله، با به‌کارگيري چارچوب علمي و دقيقِ يک الگوي اقتصادسنجي پيشرفته براي ارزيابي بروز سازوكار اعتبارات بانکي، مشخص شده است که نظام بانکداري بدون ربا در ايران، علي‌رغم الزام قانوني به «تحقق واقعي عقود اسلامي» و «بروز مستقيم عملکرد نظام بانکي در بخش حقيقي»، از سازوكار اعتبارات بانکي بر بخش حقيقي مؤثر برخوردار بوده است که تفاوتي ماهوي با چارچوب «بانکداري بدون رباي» دارد.
- تقوی، مهدی و علي‌‌اصغر لطفي، 1385، «اثرات سياست پولي بر حجم سپرده‌ها، تسهيلات اعطايي و نقدينگي نظام بانكي كشور (1382-1374)»، پژوهشنامه اقتصادي، ش20، ص 131-166.
- شاهچرا، مهشيد و کشيشيان، ليان، 1393، «اثرات هم زمان تمرکز بانکي و سياست پولي بر نظام وامدهي بانک‌ها در نظام بانکداري ايران»، پژوهش‌هاي پولي و بانکي، ش 19، ص 27-50.
- شريفي رناني، حسين و همكاران، 1388، «بررسي اثرات سياست پولي بر توليد ناخالص داخلي از طريق كانال وامدهي سيستم بانكي در ايران»، الگوسازي اقتصادي، ش 10، ص 27-48.
- شجري، هوشنگ و همكاران، 1391، «بررسي وابستگي بودجه دولت به نفت و تأثير بودجه بر تورم و موازنه پرداخت‌ها در ايران دوره زماني (88-1370)»، در: اولين همايش بين‌المللي اقتصاد سنجي، روش‌ها و کاربردها، سنندج، ص 1-17.
- صمصامي، حسين و پرويز داودي، 1389، به سوي حذف ربا از نظام بانکي (از نظريه تا عمل)، تهران، دانايي توانايي.
- عظيمي، سيدامير و محمد نوفرستي، 139۴، «بررسي رابطه بين کسري بودجه دولت و تراز تجاري در ايران در چارچوب يک الگوي اقتصادسنجي کلان ساختاري پويا»، پژوهش‌هاي اقتصادي، ش 2، ص 1۵۶-137.
- علي‌نژاد مهرباني، فرهاد، 1392، «ارزيابي کارايي و اثربخشي کانال‌هاي وامدهي و سرمايه بانکي در مکانيزم انتقال پولي ايران با استفاده از الگو SVECM»، در: نخستين کنفرانس ملي توسعه مديريت پولي و بانکي، تهران، ص 1-22.
- Abduh, M., & Azmi Omar, M., 2012, “Islamic banking and economic growth: the Indonesian experience”, International Journal of Islamic and Middle Eastern Finance and Management, No. 5, P. 35-47.
- Abduh, M., & Chowdhury, N. T, 2012, “Does Islamic banking matter for economic growth in Bangladesh?”, Journal of Islamic Economics, Banking and Finance, No. 8, P. 104-113.
- Abu‐Bader, S., & Abu‐Qarn, A. S, 2008, “financial development and economic growth: empirical evidence from six MENA countries”, Review of Development Economics, No. 12, P. 803-817.
- Alfaro, R., Franken, H., García, C., & Jara, A, 2004, “The bank lending channel in Chile”, Banking Market Structure and Monetary Policy, No. 12, P. 121-145.
- Altunbas, Y., Fazylov, O. & Molyneux, P, 2002, “Evidence on the bank lending channel in Europe”, Journal of Banking and Finance, No. 26, P. 2093-2110.
- Angeloni, I., Anil, K., Benoit, M. and Daniele, T, 2002, “Monetary Transmission in the Euro Area: Where Do We Stand?”, ECB Working Paper, No. 114, P 43-63.
- Bernanke, B. S., & Gertler, M, 1995, “Inside the black box: the credit channel of monetary policy transmission”, National bureau of economic research, No. 5146, P 14-76.
- Christiano, L. & Eichenbaum, M. & Evans, C, 1998, “Monetary Policy Shocks: What Have We Learned and To What End?”, NBER Working Paper, No. 6400, p 32-45.
- Cogley, T., & Sargent, T. J., 2005, Drifts and volatilities: monetary policies and outcomes in the post WWII US, Review of Economic dynamics, No. 8, P 262-302.
- Enders, W., 2008, “Applied econometric time series”, John Wiley & Sons.
- Endut, N, 2005, Identifying and Testing the Transmission Mechanism of Monetary Policy, Economics Dissertation, Saint Louis, Missouri, USA.
- Furqani, H., & Mulyany, R., 2009, “Islamic banking and economic growth: Empirical evidence from Malaysia”, Journal of Economic Cooperation and Development, No. 30, P 59-74.
- Gambacorta, L, 2001, Bank-specific characteristics and monetary policy transmission: the case of Italy, ECB,Working Paper Serie, No.103, P 1-17
- Ganley, J. & Salmon, C., 1997, “the Industrial Impact of Monetary Policy Shocks: Some Stylised Facts”, Bank of England Working Paper, No. 68, P 121-133.
- Gertler, Mark & Simon Gilchrist, 1994, “Monetary Policy, Business Cycles, and the Behavior of Small Manufacturing Firms”, the Quarterly Journal of Economics, No. 109, P. 309-40.
- Hassan, M. K., Sanchez, B., & Yu, J. S, 2011, “financial development and economic growth: New evidence from panel data”, The Quarterly Review of economics and finance, No. 51, P. 88-104.
- Ireland, P., 2005, “The Monetary Transmission Mechanism”, FRB Boston Working Paper, NO. 6, P 1-12.
- Juurikkala, T., Karas, A., & Solanko, L., 2011, “The role of banks in monetary policy transmission: Empirical evidence from Russia”, Review of international economics, NO. 19, P. 109-121.
- Kashyap, A. K., & Stein, J. C, 2000, “What do a million observations on banks say about the transmission of monetary policy?”, American Economic Review, NO. 132, P. 407-428.
- Lütkepohl, H., & Krätzig, M., 2004, Applied Time Series Econometrics, Cambridge University Press.
- Migliardo, C., 2010, “Monetary policy transmission in Italy: A BVAR analysis with sign restriction”. AUCO Czech Economic Review, No. 4, P. 139-168.
- Montiel J. Peter, 1991, “The Transmission Mechanism for Monetary Policy in Developing Countries”, International Monetary Fund, No. 1, P. 83-108.
- Oliner, S. D., & Rudebusch, G. D, 1996, “Is there a broad credit channel for monetary policy?”, Economic Review-Federal Reserve Bank of San Francisco, No. 1, P. 3-23.
- Romer, C. D., & Romer, D. H, 1989, “Does monetary policy matter? A new test in the spirit of Friedman and Schwartz”, NBER macroeconomics annual, No. 4, P. 121-170.
- Sengonul, A., & Thorbecke, W., 2005, “The effect of monetary policy on bank lending in Turkey”, Applied Financial Economics, No. 15, P. 931-934.
- Si, W., 2014, “Foreign Exchange Derivatives and International Trade in China”, Financial Markets & Corporate Governance Conference.
- Sims, C.A., 1980, “Macroeconomics and Reality”, Econometrica, No. 48, P. 148- 169.
- Sims, C. A. & Stock, J. & Watson, M. W., 1990, “Inference in Linear Time Series Models with Some Unit Roots” Econometrica, No. 15, P. 113-144.
- Sims, C.A. and Zha, T., 1998. “Bayesian methods for dynamic multivariate models”, International Economic Review, No. 7, P. 949-968.
- Sukmana, R., & Kassim, S. H, 2010, “Roles of the Islamic banks in the monetary transmission process in Malaysia”, International Journal of Islamic and Middle Eastern Finance and Management, No. 3, P. 7-19.
