برآورد تابع سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در ایران با رویکرد اقتصاد اسلامی
Article data in English (انگلیسی)
مقدمه
سرمايه‌گذاري يکي از چهار ستون اصلي، در کنار مخارج دولتي، مصرف و تجارت خصوصي، در مدل‌هاي اقتصاد کلان جديد است. هرگونه نوسان در سرمایه‌گذاری، اثرات قابل توجهي بر فعاليت‌ها و رشد اقتصادي بلندمدت دارد. مطالعات زيادي نشان داده‌اند که کشورهاي داراي سطوح بالاي سرمايه‌گذاري، رشد اقتصادي بالاتري نيز دارند (استامپيني و همکاران، 2013).
سرمايه‌گذاري ناخالص، از سرمايه‌گذاري عمومي و سرمايه‌گذاري خصوصي تشکيل شده است. سرمايه‌گذاري عمومي نيز به سرمايه‌گذاري انجام شده توسط بخش دولتي (اما نه به طور انحصاري) در زيرساخت‌هاي اقتصادي و اجتماعي اصلي اشاره دارد. سرمايه‌گذاري خصوصي نيز به سرمايه‌گذاري توسط شرکت‌هاي خصوصي، به منظور ايجاد سود اشاره دارد (کومو، 2006). در دوران رکود، سرمايه‌گذاري خصوصي، تنها اميدوار به رونق اقتصادي است. در نتيجه، دولت‌ها تلاش‌هاي خود را براي جذب سرمايه‌گذاري خصوصي، از طريق مشارکت و سياست‌هاي مختلف انگيزشي افزايش مي‌دهند (فوکودا، 2011).
با توجه به اهميت سرمايه‌گذاري در اقتصاد کلان، اقتصاددانان مسلمان کوشيده‌اند عوامل تعيين‌کننده سرمايه‌گذاري را با رويکرد اسلامي شناسايي کنند. تلاش‌هاي بسياري در اين مسير صورت گرفته و نظريات مختلفي ارائه شده است. اين نظريات، عموماً بر تأثير آموزه‌هاي اسلامي بر ميزان سرمايه‌گذاري تأکيد کرده‌اند. در همين زمينه، در اين مطالعه تلاش شده با توجه به مباني نظري مطرح شده توسط اقتصاداسلامي‌دانان، تأثير اين موضوع بر تابع سرمايه‌گذاري خصوصي در ايران، به عنوان يک کشور اسلامي بررسي گردد. بنابراين مسئله اصلي اين تحقيق، برآورد تابع سرمايه‌گذاري با رويکرد اسلامي است. تصريح صحيح تابع سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، به دولتمردان کمک مي‌كند که در اين بخش، سياست‌هاي اثربخش‌تري اعمال کنند. در ادامة پس از بیان مباني نظري و پيشينة تحقيق، به معرفي مدل تصريح شده، به همراه داده‌هاي مورد استفاده مي‌پردازيم.
مباني نظري و پيشينة تحقيق
در مورد سرمايه‌گذاري در اقتصاد کلان متعارف، نظريات مختلفي وجود دارد که هر يک، به طريقي کوشيده‌اند تا عوامل تعيين‌کنندة سرمايه‌گذاري و تشکيل سرمايه را معرفي كنند. معيار ارزش فعلي براي سرمايه‌گذاري، به رابطة بين ميزان سرمايه‌گذاري، درآمدهاي حاصل از سرمايه‌گذاري، دورة زماني طرح و نرخ بهره مي‌پردازد. بر این اساس، بنگاه طرحي را براي سرمايه‌گذاري انتخاب مي‌کند که بالاترين ارزش فعلي را داشته باشد. از نظر معيار کارايي نهايي سرمايه‌گذاري، بنگاه مي‌خواهد براي بیشینه‌کردن مطلوبيت خود، بالاترين خط بودجه مماس بر منحني امکانات درآمد را انتخاب کند. اين معيار، نرخ بهره‌اي را براي هر يک از طرح‌ها انتخاب مي‌کند که قابل مقايسه با نرخ بهرة بازار است.
نظرية شتاب روي سرعت تعديل موجودي مطلوب سرمايه متمرکز ميشود و به رابطة سرمايه‌گذاري با تغيير سطح توليد، يا درآمد ملي و نسبت سرمايه به بازده يا ضريب متوسط سرمايه مربوط است. در مدل شتاب انعطاف‌پذير سرمايه‌گذاري، که در مطالعات تجربي کاربرد فراوان دارد، فرض ميشود در هر دوره، قسمتي از شکاف بين موجودي سرماية واقعي و موجودي سرماية مطلوب پر ميشود. در اين مدل، موجودي سرماية جاري متناسب با ميانگين وزني توليد دوره‌هاي قبل است و هرچه به عقب برمي‌گرديم، اهميت توليد در اين ميانگين کاهش مي‌يابد.
مدل جريان نقدينة سـرمايه‌گذاري، استفاده از جريان نقدينه داخلي، بر سرمايه‌گذاري را بهتر از تأمين مـالي خـارجي مي‌داند. در اين مدل، هزينه‌هاي سرمايه‌گذاري نسبت متغيري از جريان نقدينه داخلـي است و عرضة وجوه داخلي بستگي به سـطح سـود بنگـاه دارد. پـس موجـودي مطلـوب سرمايه، نه‌تنها به سطح توليد، بلکه به مقدار سودهاي انتظاري نيز وابسته است (برانسون، 1372، ص 378).
بیشتر نظریه‌های مطرح شده در مورد سرمايه‌گذاري، با فرض صفر بودن جانـشيني عوامل توليد صورت ارائه شده است. اين مشکل نظري اولين بار توسط جورگنسون مطرح شد. مطالعاتي که توسط وي و همکارانش انجام گرفت، به مـدل نئوکلاسـيک معـروف گرديد. در اين مدل، سرمايه‌گذاري از عامل سرمايه نشأت گرفته است و قيمت سرمايه، در تصميم‌گيري در مورد ميزان سرمايه‌گذاري اهميت فراواني دارد.
نظریه q توبين، نگـاه جديدي به سرمايه‌گذاري دارد. این نظریه، نقاط ضعف نظريه‌هاي قبلي يعني عدم شفافيت در درآمدها و هزينه‌هاي انتظاري، تأخيرها يا هزينه‌هاي تعديل طرح‌ها و ريـسک را مـي‌پوشـاند. مهم‌ترين جنبة نظریه توبين، که از مدل نئوکلاسيک استفاده مي‌کند، اين است که اگر هزينه‌هاي جايگزيني سرمايه و ماشين‌آلات سرمايه‌اي در دست باشد، مي‌تـوان ارزش بازاري سهام مؤسسه را پيدا کرد در مورد سرمايه‌گذاري تصميم گرفت (چرينکو، 1993).
در ادبيات اقتصاد اسلامي، دربارة تقاضاي سرمايه‌گذاري، مقالات متعددي نوشته شده است:
الزامل و جيلالي (1378) معتقدند: هزينة سرمايه‌گذاري در اقتصاد اسلامي، به علت تحريم نرخ بهره كاهش مي‌يابد و موجب تسهيل سرمايه‌گذاري، افزايش سرمايه، توليد و عرضة كل و كاهش بورس‌بازي مالي ميشود. عمدة سرمايه‌گذاري بخش دولتي و مقداري از سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، به انگيزة سود انجام نمي‌گيرد و فقط قسمتي از سرمايه بخش خصوصي، به انگيزة سود سرمايه‌گذاري ميشود. همچنين، توليد از ايمان مذهبي نيز متأثر است و ايمان بر كارآيي و بهره‌وري اثر مثبت دارد. هزينة كل، به دليل مشاركت بين سهام‌دار و مدير كاهش مي‌يابد. هزينة كل، شامل هزينة نيروي كار استخدام شده، مديران، و هزينة سرمايه است. هزينة سرمايه عبارت از: سهم سهام‌دار از سود (θ) و استهلاك سرمايه(δ) است. به دليل ايمان مذهبي و حرمت اتلاف اموال، نرخ استهلاك سرمايه کمتر است. هزينة كل عبارت است از:
C = WL + (θ + δ) qk
q قيمت يك واحد سرمايه و K مجموع سرمايه استفاده شده است.
p = pf(i,L,K) - WL - (θ + δ) qk
با بیشینه‌سازی سود به رابطة 〖MP〗_k = ((θ + δ) q)/P خواهيم رسيد.
با افزايش ايمان (i)، توليد نهايي سرمايه (MPk) افزايش مي‌يابد. از این‌رو، براي رسیدن به تعادل، لازم است سمت راست معادله تغيير كند. با توجه به ثبات δ و منحني عرضه، انتظار افزايش θ يا q در نتيجة افزايش تقاضا براي اوراق مالي و تجهيزات سرمايه‌اي وجود دارد. اگر منحني تقاضا ثابت باشد، انتظار مي‌رود با افزايش توليد و عرضه، سطح قيمت‌ها (p) كاهش يابد. آنها نشان دادند كه با مشخص شدن تابع توليد (مثلاً كاب - داگلاس)، مي‌توان تابع سرمايه‌گذاري را به‌دست آورد كه تابعي مثبت از تغييرات درآمد (y) و قيمت (p) و تابعي منفي از تغييرات قيمت سرمايه (q) خواهد بود. ايمان نيز از طريق تابع توليد، تأثير خود را خواهد گذاشت. در بلندمدت، به دليل افزايش توليد، كاهش هزينه‌ها، و افزايش سود، سهام‌داران جديد جذب بازار مي‌شوند. با افزايش عرضة وجوه مضاربه، سهم سهام‌دار كاهش مي‌يابد. بنابراين، ايمان مذهبي در بلندمدت، مقدار پارامتر θ را كاهش مي‌دهد.
تحت نظام مشاركت در سود و زيان (PLS)، به دليل حذف بهره، نمي‌توان گفت سطح سرمايه‌گذاري تا جايي كه بهره‌وري نهايي سرمايه به صفر برسد، افزايش مي‌يابد؛ زيرا به دليل محدوديت عرضة وجوه و وجود ريسك، هزينة فرصت سرمايه صفر نيست. به‌همين دليل، عرضه‌كنندة وجوه سرمايه‌گذاري، بدون وجود يك نرخ حداقل بازده كه ممكن است بالاتر يا كمتر از نرخ بهره باشد، سرماية خود را عرضه نمي‌كند. براين اساس، لزوماً تقاضاي سرمايه‌گذاري افزايش نمي‌يابد.
از سوي ديگر، چنانچه تقاضاي سرمايه‌گذاري افزايش يابد، عرضه‌كنندة سرمايه سهم بالاتري را طلب مي‌كند؛ زيرا ريسك وارد كردن تمام سرمايه در نوع خاصي از توليد افزايش مي‌يابد. مي‌توان گفت: از نظر تئوري چون سهم سود بالاتر از نرخ بهره است، بازده صاحبان سرمايه در مقايسه با نرخ بهره بالاتر و عرضة وجوه بيشتر ميشود. در نتيجه، به دليل تقسيم خطر بين عامل و صاحب سرمايه، تقاضاي سرمايه‌گذاري افزايش مي‌يابد. بنابراين، سطح تعادل در يك نرخ بازده بالاتر از نرخ بهره اتفاق مي‌افتد. علاوه بر آن، با حذف بهرة ثابت، كارآفرينان بيشتري جلب فعايت‌هاي اقتصادي مي‌شوند. در سيستم مشاركت، به دليل نبود وام‌هاي مصرفي، مصرف كاهش مي‌يابد و در نتيجه، تورم کاهش مي‌يابد. از سوي ديگر، وجوه سرمايه‌گذاري شده توليد را افزايش مي‌دهد و بر تورم اثر منفي مي‌گذارد (رضايي، 1380).
توتونچيان (1379)، اساس امر سرمايه‌گذاري را مبتني بر مشاركت مي‌داند. براساس اين ديدگاه، با نفي نرخ بهره در اقتصاد اسلامي، عامل محدودكنندة اجراي پروژه‌ها از بين مي‌رود و هزينة فرصت سرمايه، برابر با صفر ميشود. نبود نرخ بهره در فرآيند تصميم‌گيري موجب كاهش هزينة توليد كالاها و خدمات در هر مرحله از توليد مي‌گردد. افزايش حجم سرمايه‌گذاري و به تبع آن، افزايش اشتغال و كاهش هزينه توليد و در نتيجة آن، كاهش قيمت كالاها و خدمات، از آثار مثبت سرمايه‌گذاري، با الگوي اقتصاد اسلامي در مقايسه با اقتصاد سرمايه‌داري است.
قحف (1376)، سرمايه‌گذاري را وابسته به دو عاملِ نرخِ‌ِ بازده انتظاري سرمايه‌گذاري (R) و هزينة آن (Q) مي‌داند. از ديدگاه مديران، هزينة سرمايه‌گذاري، مبالغي است كه بايد به صاحبان سرمايه پرداخت؛ يعني سهمي از درآمد و بازده طرح است كه به صاحب سرمايه تعلق مي‌گيرد.
Q = R .q
مقدار سهم صاحب سرمايه (q) در بازار مضاربه تعيين ميشود و به موجودي قابل عرضه براي سرمايه‌گذاري و كارداني و مهارت مدير، كه تقاضا براي وجوه را معين مي‌كند، بستگي دارد. مقدار تعادلي سرمايه‌گذاري در نقطه‌اي تعيين ميشود كه هزينة آن برابر با بازده سرمايه باشد.
R = Q
R=Q⇒R=R.q ⇒q=1
به عبارت ديگر، مدير به ميزاني سرمايه‌گذاري تقاضا مي‌کند كه سهم صاحب سرمايه، به حداكثر يعني صددرصد برسد.
زنگنه و مهرباني (1386) نيز تأکيد مي‌کنند كه در اقتصاد بدون بهره، سرمايه‌گذاري تا نقطه‌اي انجام مي‌گيرد که توليد نهايي سرمايه، برابر با هزينه استفاده از سرمايه شود.
ميرمعزي (1384)، تقاضا براي سرمايه‌گذاري در اقتصاد اسلامي را به سه دسته تقسيم مي‌کند. سرمايه‌گذاري به انگيزه سود که از بانک تأمين مالي ميشود؛ سرمايه‌گذاري به انگيزة سود که از منابع داخلي تأمين مالي ميشود، سرمايه‌گذاري به انگيزه ثواب. وي دليل اين تقسيم‌بندي را اين‌گونه عنوان مي‌کند که در جامعه، تعداد بي‌شماري از مردم، وجوه مازاد خود را در بانک‌ها سرمايه‌گذاري مي‌کنند و تعداد بي‌شماري پروژه سرمايه‌گذاري، با نرخ‌هاي سود متفاوت از طريق بانک‌ها تأمين مالي مي‌شوند. پروژه‌هاي بسياري، از منابع مالي داخلي بنگاه‌ها سرمايه‌گذاري شده و بسياري از سرمايه‌گذاري‌ها در پروژه‌هاي گوناگون، به انگيزه ايثار صورت مي‌گيرد.
از نظر میرمعزی، تابع تقاضاي سرمايه‌گذاري نوع اول، تابعي از توليد يا درآمد ملي حقيقي، معدل نسبت سهم سود سپرده‌گذاران، معدل سهم سود بانک‌ها به صورت کارمزد، نرخ سود انتظاري، سطح ريسک سرمايه‌گذاري در جامعه و سطح ايمان افراد است. سرمايه‌گذاري نوع دوم، تابعي از توليد يا درآمد ملي حقيقي، معدل نسبت سهم سود سپرده‌گذاران، معدل سهم سود بانک‌ها، به صورت کارمزد، سطح ريسک سرمايه‌گذاري در جامعه و ايمان افراد است. در نهايت، سرمايه‌گذاري نوع سوم و يا سرمايه‌گذاري به انگيزة ايثار، نيز تابعي از سطح توليد يا درآمد ملي حقيقي، نسبت سهم سود صاحبان وجوه يا کارمزد بانک و سطح ايمان افراد است.
با توجه به نظرية شتاب، با افزايش سطح توليد و درآمد ملي، سطح سرمايه‌گذاري، از هر نوعي که باشد، افزايش مي‌يابد. با افزايش معدل نسبت سهم سود سپرده‌گذاران و معدل سهم سود، بانک‌ها به صورت کارمزد، هزينة سرمايه‌گذاري را در هر سه نوع سرمايه‌گذاري، افزايش داده و انتظار مي‌رود اين سطح سرمايه‌گذاري را در کل کاهش دهد. افزايش سطح ريسک سرمايه‌گذاري در جامعه، بر سرمايه‌گذاري کل، تأثيري منفي دارد. با افزايش نرخ سود انتظاري نيز انتظار مي‌رود سرمايه‌گذاري کل افزايش يابد.
ممکن است ابتدا تصور شود ايمان و انگيزه سود، دو امر متناقضند، ولي اين تصور صحيح نيست. ايمان مي‌تواند انگيزه سود را تقويت کند. مؤمن براي کسب ثواب آخرتياز درآمدهاي مازاد خود، دو راه پيش رو دارد: يکي آنکه درآمد مازاد خود را در راه خدا سرمايه‌گذاري کند. براي مثال مسجد، مدرسه، بيمارستان يا راه براي نيازمندان بسازد. دوم اينکه مازاد درآمد را به انگيزه سود، سرمايه‌گذاري کرده، سود حاصله را به نيازمندان بدهد. بنابراين، مي‌توان گفت: افزايش ايمان، سرمايه‌گذاري به انگيزه سود را نيز افزايش مي‌دهد (ميرمعزي، 1384، ص 193).
در تحليل نقش قرض‌الحسنه در مصرف، تقاضاي کل و سرمايه‌گذاري، مي‌توان به صورت زير تحليل کرد: عوامل گوناگوني مصرف را تحت تأثير قرار مي‌دهند که در اين ميان، مي‌توان به سطح قيمت‌ها، درآمد قابل تصرف جاري، ثروت، درآمد دائمي، توزيع درآمد، نرخ بهره، انتظارات، و تسهيل اعتبارات مصرفياشاره کرد. درآمد قابل تصرف جاري، ثروت، درآمد دائمي، توزيع مناسب درآمدها و تسهيل اعتبارات مصرفي، رابطه مستقيم و نرخ بهره و سطح قيمت‌ها رابطه معکوسي با مصرف دارند. بنابراين، تأثير مثبت (يا منفي) قرض‌الحسنه بر عوامل نوع اول، موجب افزايش (يا کاهش) مصرف و اثر مستقيم (يا معکوس) آن بر عوامل نوع دوم، موجب کاهش (يا افزايش) مصرف خواهد شد. گيرند‌گان قرض، پس از دريافت قرض‌الحسنه، مصرف خود را به طور مقطعي افزايش مي‌دهند. اما در ماه‌هاي بعد، به دليل بازپرداخت وام ميزان مصرف آنها کاهش پيدا خواهد کرد. در مجموع، مصرف حال و آينده آنها، به واسطه قرض‌الحسنه تغيير نمي‌کند. اين موضوع، زماني صحيح خواهد بود که دريافت‌کننده وام مجبور به تلاش بيشتر براي کسب درآمد بيشتر در دوره‌هاي بعدي نگردد. اگر غير از اين عمل كند، يا از طرق ديگري درآمد خود را در دوره‌هاي بعد افزايش دهد، انتظار مي‌رود که وام‌هاي قرض‌الحسنه افزايش مصرف را در پي داشته باشد (حبيبيان نقيبي، 1381). افزايش مصرف نيز مي‌تواند به نوبه خود، تقاضا را به طور مثبتي تحت تأثير قرار دهد که در نهايت، مي‌تواند سطح توليد و رشد اقتصادي و به تبع آن، سرمايه‌گذاري را تحت تأثير قرار دهد.
پس‌انداز نيز ترجيح فايده نهايي مصرف و قدرت خريد آينده به حال است. به عبارت ديگر، مي‌توان پس‌انداز را تأخير مصرف از حال به آينده تعبير کرد. بنابراين، پيش‌بيني افراد از آينده و در واقع ميزان بازدهي پس‌انداز در آينده بر اين رفتار بسيار مؤثر است.
اگرچه در علم اقتصاد متعارف، بازدهي مادي مدنظر قرار مي‌گيرد، اما در جامعه اسلامي و در رفتار فرد مسلمان، بازدهي معنوي و اخروي مي‌تواند از عوامل مؤثر در تصميم‌گيري‌ها باشد.
در متون اسلامي، ثواب زيادي براي قرض‌الحسنه بيان شده است، انتظار تخصيص بخشي از پس‌انداز به قرض‌الحسنه، به عنوان عملي پسنديده خلاف واقع نيست. اگر وام‌گيرنده اين وجوه را در سرمايه‌گذاري به کار بگيرد، يا آن را صرف خريد کالاهاي بادوام کند، از پس‌انداز کل کاسته نمي‌شود. اما اگر آن را در خريد کالاهاي مصرفي بي‌دوام هزينه کند، از پس‌انداز کل به نفع مصرف کل جامعه کم خواهد شد. در مجموع، نتايج حاصل از گسترش قرض‌الحسنه علاوه بر آنکه سبب تثبيت تقاضا ميشود، انگيزه‌ها براي سرمايه‌گذاري بيشتر در توليد کالاهاي ضروري را نيز فزايش خواهد داد (همان).
در رابطه با سرمايه‌گذاري بخش خصوصي با رويکرد اقتصاد اسلامي، مطالعات تجربي معدودي صورت گرفته که تنها محدود به بررسي حضور يا عدم حضور نرخ بهره، در تابع سرمايه‌گذاري است؛ که در ادامه به چند مورد اشاره ميشود:
ماين (2013) در مطالعه‌اي، به بررسي رابطه بين بانکداري اسلامي و سرمايه‌گذاري در مالزي، طي دوره 2000 تا 2010 در يک نمونه شرکت انتخابي پرداخته است. نتايج اين مطالعه نشان مي‌دهد که بانکداري اسلامي و بازار سرمايه، اثر مثبتي بر سرمايه‌گذاري در شرکت‌هاي خصوصی مورد بررسي داشته است. متغير زکات، در شرکت‌هاي مختلف نتايجي متفاوت داشته است؛ اما در مجموع اثر مثبتي بر سرمايه‌گذاري داشته است.
ناين و ترين (2018) در مطالعه‌اي، به بررسي اثر سرمايه‌گذاري عمومي بر سرمايه‌گذاري خصوصي در پاکستان، طي دوره زماني 1993 تا 2016، با رويکرد هم‌جمعي جوهانسن پرداخت. نتايج اين مطالعه، نشان داد که سرمايه‌گذاري عمومي تأثير منفي بر سرمايه‌گذاري بخش خصوصي داشته است. همچنين، براساس ساير نتايج اين مطالعه، رشد اقتصادي و تجارت نيز بر سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، اثر مثبت و معناداري داشته است.
رمضان مهر و حسن (2018)، در مطالعه‌اي، به بررسي عوامل مؤثر بر تابع سرمايه‌گذاري در پاکستان، از سال 1981 تا 2012 پرداخت. براي تجزيه و تحليل داده‌ها از روش ARDL استفاده كرده است. نتايج اين مطالعه نشان داد که سرمايه‌گذاري خارجي و بازده بازار سهام، تأثير منفي و GDP سرانه اثر مثبت بر تابع سرمايه‌گذاري داشته است.
ولدخاني (2004) در مطالعة خود، عوامل بلندمدت و کوتاه‌مدت تعيين کنندة تابع سرمايه‌گذاري خصوصي در ايران را طي دورة 1339 تا 1379 بررسي مي‌کند. مدل تخميني بر اساس تکنيک هم‌جمعي چندمتغيرة جوهانسن و مدل پوياي کوتاه‌مدت مي‌باشد. در اين تحقيق، از نرخ تورم به عنوان جانشين نرخ بهره استفاده شده است؛ يعني کاري که قبلاً توسط هاشم پسران در سال 1995، در تخمين مانده پول واقعي در ايران انجام شده بود. برآورد مدل نشان مي‌دهد که يک درصد کاهش در نرخ تورم بلندمدت، يک درصد سرمايه‌گذاري کوتاه‌مدت را افزايش مي‌دهد. همچنين، کشش بلندمدت سرمايه‌گذاري خصوصي، با توجه به توليد داخلي واقعي غيرنفتي در حدود 43/1 است.
کارشناسان (1384) در منتخبي از کشورهاي اوپک شامل الجزاير، اندونزي، ايران، نيجريه و ونزوئلا، تابع سرمايه‌گذاري خصوصي را در دورة 2001-1970، با روش Panel Data بر روي توليد ناخالص داخلي، حجم اعتبارات بانکي تخصيصي به بخش خصوصي، نرخ بهرة حقيقي و پنج شاخص نااطميناني (تورم، نرخ ارز حقيقي، رابطة مبادله، قيمت نسبي کالاهاي سرمايه‌اي و رشد توليد ناخالص داخلي) برآورد کرده و نتايج به‌دست آمده، حاکي از اين است که حجم اعتبارات بانکي تخصيصي به بخش خصوصي، تأثير مثبت معناداري بر سرمايه‌گذاري خصوصي دارد. قيمت نسبي کالاهاي سرمايه‌اي، تأثير منفي معناداري بر سرمايه‌گذاري خصوصي دارد. متغير نرخ بهرة حقيقي، تأثير معناداري بر سرمايه‌گذاري خصوصي ندارد و پراکسي تورم انتظاري براي آن، تنها در سطح اعتماد 10 درصد تأثير منفي معناداري بر سرمايه‌گذاري دارد.
از شاخص‌هاي نااطميناني ساخته شده، شاخص نااطميناني نرخ ارز حقيقي تأثير منفي معناداري بر سرمايه‌گذاري خصوصي دارد و شاخص نااطميناني قيمت نسبي کالاهاي سرمايه اي در سطح اعتماد 10 درصد، تأثير منفي معناداري بر سرمايه‌گذاري خصوصي دارد. اما شاخص نااطميناني رشد اقتصادي و شاخص نااطميناني رابطه مبادله و شاخص نااطميناني تورم، تأثير معناداري بر سرمايه‌گذاري خصوصي ندارد.
هاشمي (1388) در پايان‌نامه کارشناسي ارشد خود، با عنوان «تابع سرمايه‌گذاري خصوصي در يک اقتصاد غيرربوي»، تابع سرمايه‌گذاري خصوصي را با رويکرد اسلامي استخراج کرده است. نتايج برآورد تابع سرمايه‌گذاري خصوصي در ايران، نشان مي‌دهد که اين متغير از نرخ بازدهي قيمت سهام، به عنوان نماينده‌اي از بازار دارايي و هزينة فرصت براي سرمايه‌گذاري، به صورت منفي و معنا‌دار تأثير مي‌پذيرد. همچنين، سرمايه‌گذاري خصوصي، با شاخص قيمت مصرف‌کننده و سرمايه‌گذاري دولتي، ارتباط معکوس و معناداري داشته و با توليد ناخالص داخلي ارتباط مستقيم دارد. از ديگر يافته‌هاي اين مطالعه، اثر منفي واريانس شاخص قيمت سهام بر سرمايه‌گذاري خصوصي است که مي‌تواند بيانگر خطر سرمايه‌گذاري بنگاه‌ها باشد.
مهرآرا و همکاران (1394) در مطالعه‌اي به بررسي عوامل تعيين‌کنندة سرمايه‌گذاري خصوصي در ايران، با استفاده از روش ميانگين‌گيري بيزيني (BMA) پرداختند. نتايج حاصله نشان مي‌دهد که رشد واردات کالاهاي سرمايه‌اي و پس از آن، رشد توليد ناخالص داخلي غيرنفتي، مهم‌ترين عوامل مؤثر بر رشد سرمايه‌گذاري خصوصي به شمار مي‌روند. همچنين، متغير نسبت ماليات بر شرکت‌ها در رتبة بعدي قرار مي‌گيرد. از سوي ديگر، متغيرهاي اسمي مانند نرخ تورم، رشد پول و مانده اعتبارات بانکي، به بخش غيردولتي، نسبت به توليد غيرنفتي اثرات بااهميتي بر سرمايه‌گذاري بخش خصوصي ندارند. به علاوه، نرخ سود (نرخ سود تسهيلات) و نرخ ماليات، عوامل با اهميت و تعيين‌کننده‌اي در تحولات سرمايه‌گذاري طي دوره نمونه ( 1390-1338) نبوده‌اند.
تصريح مدل و معرفي داده‌ها
مدلي که در اين مطالعه، مبناي کار قرار گرفته، براساس الگوي ارائه شده توسط ميرمعزي (1384) است. مدل تصريح شده، بدين صورت است:
lnIPR=f(GDPN,B)
در رابطه بالا، IPR، مخارج سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، به قيمت ثابت 1383، GDPN، توليد ناخالص داخلي غيرنفتي، به قيمت ثابت 1383و B، سطح ايمان جامعه است که شاخص مورد نظر براي اين متغير، نسبت سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز، به کل سپرده‌هاي غيرديداري در نظر گرفته شده است. علت انتخاب اين شاخص، تأکيد اسلام بر قرض‌الحسنه است. انتظار مي‌رود، با توجه به نظريه شتاب، با افزايش سطح توليد، ميزان سرمايه‌گذاري بخش خصوصي افزايش يابد. همچنين با افزايش سطح ايمان جامعه، سطح سرمايه‌گذاري در جامعه افزايش يابد. داده‌هاي مورد نياز براي برآورد مدل در نظر گرفته شده، شامل مخارج سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، توليد ناخالص داخلي غيرنفتي، سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز و کل سپرده‌هاي غيرديداري، از بانک مرکزي ايران براي دورة زماني، 1395-1363، گرفته شده است. جامعه آماري اين مطالعه، مخارج سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، توليد ناخالص داخلي بدون نفت و سپرده‌هاي قرض‌الحسنه در ايران است. با توجه به مدل تحقيق، فرضيات زير مورد بررسي قرار مي‌گيرد:
توليد ناخالص داخلي غيرنفتي بر مخارج سرمايه‌گذاري بخش خصوصي تأثير مثبت دارد.
نسبت سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز، به کل سپرده‌هاي غيرديداري (به عنوان شاخص ايمان)، بر مخارج سرمايه‌گذاري بخش خصوصي تأثير مثبت دارد.
روش تحقيق
در اين مطالعه، براي برآورد مدل موردنظر، از آزمون کرانه‌اي باند ARDL استفاده ميشود. اين روش، براي مشخص کردن رابطة بلندمدت بين يک متغير وابسته و تعدادي از برآوردکننده‌ها است. اين آزمون، توسط پسران و همكارن (2001)، براي تعيين رابطه هم‌جمعي بين متغيرها ارائه شده است. اين روش، نسبت به ساير روش‌هاي آزمون همگرايي مثل انگل – گرنجر و جوهانسن – جوسيليوس مزيت‌هايي دارد. نخست اينکه، مي‌توان اين آزمون را – صرف نظر از اينکه متغيرهاي مدل کاملاً I(1) و I(0) يا ترکيبي از هر دو باشند – به کار برد. دوم اينکه، برخلاف روش انگل – گرنجر، اين روش پويايي‌هاي کوتاه‌مدت را در بخش تصحيح خطا وارد نمي‌کند. سومين مزيت اين است که اين روش را مي‌توان با تعداد مشاهدات اندک نيز به کار برد. برخلاف روش‌هاي همگرايي انگل-گرنجر و جوهانسن – جوسيليوس، که براي نمونه‌هاي کوچک قابل استفاده نيستند (نارايان، 2004) و در نهايت، اينکه استفاده از اين روش حتي زماني که متغيرهاي توضيحي درون‌زا هستند، ممکن مي‌باشد (آلام و کوازي، 2003).
در روش آزمون همگرايي باند، با فرض اينکه LnY متغير وابسته و LnX متغير توضيحي باشد، براي تحليل همگرايي نيازمند تخمين مدل تصحيح خطاي نامقيد (UECM) زير می‌باشیم:
∆LnY_t=a_0+∑_(i=1)^L▒a_1i ∆LnY_(t-i)+∑_(i=1)^L▒a_2i ∆LnY_(t-i)+a_3 LnY_(t-1)+a_4 LnY_(t-1)+μ_1t
که در آن، a_3 و a_4 ضرايب بلندمدت، a_0 عرض از مبدأ، ∆ عملگر تفاضل، μ_1t جملة اخلال و L تعداد وقفه‌هاي بهينه است که به کمک ضوابطي مانند آکائيک (AIC)، شوارتز بيزين (SBC)، حنان کوئين (HQC) يا (R^2) تعيين ميشود.
فرايند آزمون باند، براي عدم وجود ارتباط سطحي بين LnY و LnX، از طريق صفر قرار دادن ضرايب سطوح باوقفه متغيرهاي مذکور، در معادلات فوق به دست مي‌آيد. به عنوان مثال، در معادله (3) که Y متغير وابسته است، فرض صفر مبني بر عدم وجود همگرايي و فرض مقابل آن به صورت زير تعريف مي‌شوند:
H_0: a_3=a_4 ,H_1:a_3≠a_4≠0
در اين روش، دو کرانة بحراني ارائه شده است؛ کرانة بالايي براي سري‌هاي زماني I(1) و کرانة پاييني براي سري‌هاي زماني I(0). چنانچه مقادير آماره F محاسبه شدة مدل تصحيح خطاي نامقيد، از مقدار کرانة بالايي بيشتر باشد، فرض عدم همگرايي رد ميشود. چنانچه مقدار F محاسبه شده، کمتر از کرانة پاييني باشد، فرض صفر ردْ نمي‌شود و در صورتي که آماره F درون محدوده‌ها قرار گيرد، نمي‌توان نتيجه‌اي گرفت مگر اينکه، درجه انباشتگي متغيرها را بدانيم (پسران و همكاران، 2001).
برآورد مدل و تفسير نتايج
پيش از انجام آزمون همگرايي، بايد مطمئن شويم که متغيرهاي مورد بررسي، داراي درجه انباشتگي بيشتر از I(1) نيستند. در صورتي مي‌توان گفت که سري زماني X_t، که به صورت X_t~I(d) نشان داده ميشود، برحسب مرتبه d انباشته است که پس از d مرتبه تفاضل‌گيري، به صورت مانا درآيد (نوفرستي، 1389، ص 76-80). در حالي که متغيرها انباشته از درجه I(2) يا بيشتر باشند، مقدار آماره محاسبه شده توسط پسران، شين و اسميت (2001)، قابل اعتماد نيست (آنگ، 2007). بنابراين، بايد پيش از ذکر نتايج آزمون‌ها، درجه مانايي متغيرها تعيين شود. در اين مطالعه، براي تعيين درجه مانايي از آزمون ديکي- فولر تعميم يافته (ADF) استفاده شده است. نتايج اين آزمون، در جدول (1) آمده است. اين نتايج نشان مي‌دهد که متغيرها در سطح مانا نيستند؛ زيرا قدرمطلق آماره ديکي – فولر تعميم يافته براي متغيرهاي مورد بررسي از قدر مطلق مقادير بحراني کوچک‌تر است. اما پس از يک بار تفاضل‌گيري، تمام متغيرها به صورت مانا درآمده‌اند. در نتيجه، همه متغيرها I(1) می‌باشند.
جدول 1: نتايج آزمون ديکي – فولر تعميم يافته
متغيرها LnIPR LnGDPN LnB
مقدار آماره (ADF) سطح 0.931-
(2.96-) 0.245-
(2.96-) 0.709-
(2.95-)
تفاضل مرتبه اول 4.36-
(2.97-) 3.13-
(2.96-) 3.68-
(2.96-)
*مقادير داخل پرانتز مقادير بحراني در سطح اطمينان 95% است.
*وقفه انتخابي براي آماره ADF توسط معيار شوارتز انتخاب شده است.
(منبع: محاسبات تحقيق)
پس از بررسي ايستايي متغيرهاي مدل، رابطه بلندمدت بين متغيرها، با استفاده از آزمون باند ARDL، ارائه شده توسط پسران و همكاران (2001)، بررسي ميشود. سپس، در صورت تأييد رابطه مذکور، معادلات کوتاه‌مدت و بلندمدت، براي مشخص کردن ميزان اثرگذاري متغيرهاي توليد ناخالص داخلي غيرنفتي و نسبت سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز، به کل سپرده‌هاي مدت‌دار به عنوان شاخصي از ايمان افراد، با استفاده از روش ARDL، برآورد ميشود.
در آزمون کرانه‌ها، براي بررسي رابطة بلندمدت، با توجه به قاعده مطالعات تجربي براي کمتر از 80 داده، از آماره F مربوط به مقادير بحراني ناريان و اسميت (2005) استفاده ميشود. مقادير بحراني، براي آزمون کرانه‌ها در جدول (2) آورده شده است.
جدول 2: مقادير بحراني براي آزمون کرانه‌ها
10% 5% 1% K=3
N=30
I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) F
3.1 2.01 3.63 2.45 4.84 3.42
K تعداد متغيرها در مدل ARDL است وF آماره مربوط به مدل بدون عرض از مبدا و بدون متغير روند، برگرفته از نارايان و اسميت (2005) است.
در جدول (3)، نتايج محاسبه آماره F آزمون کرانه‌ها، با استفاده از مدل ARDL نشان داده شده است. آماره به‌دست آمده از آزمون کرانه‌ها، با وقفه انتخاب شده توسط معيار شوارتز-بيزين با مقادير بحراني آن مقايسه ميشود. معيار شوارتز-بيزين، به عنوان يک معيار صرفه‌جو کمترين طول وقفه ممکن را انتخاب مي‌کند. معمولاً در نمونه‌هايي با حجم کم، از اين معيار براي تعيين طول وقفه بهينه استفاده ميشود.
جدول 3: نتايج آزمون باند همگرايي
متغير وابسته LIPR
متغيرهاي مستقل LGDPN
LB
آماره F آزمون 3.99
(منبع: محاسبات تحقيق)
همان‌طور که در جدول (3) مشاهده ميشود، آمارة F، از مقدار کرانة بالايي در سطح 5 درصد بالاتر است. اين امر، بيانگر رد فرضيه صفر، مبني بر عدم همگرايي بين متغيرهاي موردنظر و وجود رابطة بلندمدت است. در ادامه، ضرايب بلندمدت و کوتاه‌مدت با استفاده از روش ARDL و بر مبناي معيار SBC، برآورد گرديده و نتايج در ادامه گزارش شده است:
معادلة پويا
lnIPR=0.621*lnIPR(-1)-0.198*lnIPR(-2)+0.189*lnB-0.514*lnB(-1)+0.521*lnB(-2)
(3.43) (-1.58) (0.67) (-1.39) (2.42)
+1.37*lngdpn-1.043*lngdpn
(3.11) (-1.91)
R^2=0.954 ,DW=2.16
معادله بلندمدت
lnIPR=0.945*lngdpn+0.429*lnB
(35.23) (2.54)
معادله تصحيح خطا
DlnIPR=0.26*DlnIPR(-1)+0.21*DlnB-0.57*DlnB(-1)
( 1.59) (1.004) (-2.53)
+1.53*Dlngdpn-0.601*ECM(-1)
(4.26) (-3.78)
در بلندمدت، با افزايش سطح توليد با توجه به نظريه شتاب، ميزان سرمايه‌گذاري بخش خصوصي افزايش مي‌يابد. به عبارت ديگر، با يک درصد افزايش در توليد ناخالص داخلي غيرنفتي، سرمايه‌گذاري بخش خصوصي به ميزان 945/0 درصد افزايش مي‌يابد. همچنين، نتايج نشان داد که با يک درصد افزايش در سطح ايمان جامعه، و به عبارتي، در اين مطالعه با يک درصد افزايش نسبت سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز به کل سپرده‌هاي غيرديداري، سطح سرمايه‌گذاري در جامعه به ميزان 0.429 افزايش مي‌يابد. براي اطمينان از نتايج برآورد شده آزمون‌هاي تشخيص انحراف از فروض کلاسيک نيز بررسي مي‌شوند. نتايج آزمون‌هاي تشخيص در جدول (4) گزارش شده است.
جدول 4: آزمون‌هاي تشخيص انحراف از فروض کلاسيک
آزمون آماره
همبستگي 264/0
شکل تابعي 427/0
نرماليتي 65/1
ناهمساني واريانس 78/1
(منبع: نتايج تحقيق.)
در سطح خطاي 5 درصد، کليه فروض صفر آزمون‌هاي همبستگي، شکل تابعي صحيح، نرمال بودن جملات خطا و ناهمساني واريانس تأييد مي‌شوند.
نتيجه‌گيري
سرمايه‌گذاري، نقش مهمي در بروز ادوار تجاري، در کشورها دارد و از عوامل اصلي توضيح دهنده نوسانات کوتاه‌مدت اقتصادي است. اين متغير کليدي اقتصاد کلان، در تعيين ظرفيت بالقوه رشد اقتصادي و مسير بلندمدت توليد ملي کشورها نيز نقش برجسته‌اي دارد. تشويق و تقويت سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، بايد به يک اولويت مهم براي کشورهايي نظير ايران باشد که وضعيت مناسبي در اين زمينه ندارند؛ زيرا برخورداري از يک بخش خصوصي پويا و جذب سرمايه‌هاي خصوصي، بيشتر مستلزم تدوين و اجراي سياست‌هاي حمايتي کلان و انجام اصلاحات ساختاري و نهادي است. اين امر، مستلزم شناسايي عوامل مؤثر بر سرمايه‌گذاري بخش خصوصي است.
در اين مطالعه، تابع سرمايه‌گذاري بخش خصوصي با رويکرد اسلامي، با استفاده از روش آزمون همگرايي باند، مبتني بر مدل تصحيح خطاي نامقيد (UECM)، طي دورة زماني 1395-1363، برآورد گرديد. تابع برآورد شده، حاکي از تأثيرپذيري مخارج سرمايه‌گذاري بخش خصوصي از توليد ناخالص داخلي غيرنفتي و شاخص ايمان افراد است؛ متغيري که براي شاخص ايمان افراد، در نظر گرفته شده، نسبت سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز به کل سپرده‌هاي مدت‌دار بانکي است. اين نتيجه، بيانگر تأثيرپذيري سرمايه‌گذاري بخش خصوصي، از رويکردهاي اقتصاد اسلامي در ايران است. با توجه به نتيجه به دست آمده، افزايش نسبت سپرده‌هاي قرض‌الحسنه پس‌انداز به کل سپرده‌هاي بانکي، به افزايش توان بانک در اعطاي تسهيلات قرض‌الحسنه و به تبع آن، مي‌تواند به افزايش اعتبارات براي مصارف سرمايه‌گذاري کمک کند.
با توجه به یافته‌های بالا، پيشنهاد ميشود که بسترهاي لازم براي به کارگيري اوراق قرض‌الحسنه، به عنوان ابزار جذب نقدينگي مبتني بر قانون عمليات بانکداري بدون ربا فراهم شود. عدم وجود يک نهاد مستقل، به عنوان متولي اصلي قرض‌الحسنه در کشور و عدم تناسب فعاليت‌هاي سودآور بانکي با ذات نهاد قرض‌الحسنه، موجب عدم اعتماد کامل مردم به بانک‌ها جهت سپرده‌گذاري قرض‌الحسنه شده است. این امر از جمله موانع پيش رو براي توسعه فرهنگ قرض‌الحسنه در کشور است. براي رفع اين مشکل، با توجه به سابقه نهادهاي متولي امر قرض‌الحسنه در کشور، می‌توان يکي را به عنوان متولي اصلي برگزيد و سايرين به عنوان زيرمجموعه آن فعاليت کنند.
از سوي ديگر، عدم تناسب برخی ابزارها با ماهيت قرض‌الحسنه مستلزم استفاده از ابزارهاي جايگزين است. اين ابزارها باید کارآمدي لازم را از جهت کيفيت و کميت فراهم‌آوري منابع و تخصيص بهينه آنها بر اساس ارکان اصلي قرض‌الحسنه دارا باشد.
در نهايت، فضاي اکتشاف در بانکداري و ماليه اسلامي، به دليل فقدان مطالعات زياد در اين زمينه، بسيار گسترده است. بخش عمده‌اي از ادبيات آکادميک در اين زمينه، شامل تجزيه و تحليل تطبيقي سيستم مالي اسلامي و همتايان متعارف آن و تفکيک بين بانکداري و بازارهاي سرمايه است. برخي مطالعات نيز بر ابزارهاي مورد استفاده در بانکداري اسلامي و تجاري تمرکز دارند و در مورد چالش‌هاي نظارتي و قانوني مرتبط با بانکداري اسلامي، بحث و تبادل نظر مي‌کنند. مطالعات آتي مي‌توانند بر ريسک‌هاي اعتباري در بانکداري اسلامي و غير اسلامي متمرکز شوند.
- الزامل، يوسف و بوعلام بن جيلالي، 1378، اقتصاد کلان با نگرش اسلامي، ترجمة نصرالله خليلي تيرتاشي، تهران، مؤسسة آموزشي و پژوهشي امام خميني.
- برانسون، ويليام اچ، 1372، تئوري‌ها و سياست‌هاي اقتصاد کلان، ترجمة عباس شاکري، تهران، ني.
- توتونچيان، ايرج، 1379، پول و بانکداري اسلامي و مقايسه آن با نظام سرمايه‌داري، تهران، توانگران.
- حبيبيان‌نقيبي، مجيد، 1381، «قرض‌الحسنه و راهبردهاي توسعه اقتصادي»، نامه مفيد، ش31، ص 123-150.
- رضايي، مجيد، 1380، «نظريه‌هاي سرمايه‌گذاري در اقتصاد اسلامي»، اقتصاد اسلامي، ش4، ص 61-81.
- زنگنه، حميد و وحيد مهرباني، 1386، «الگويي از اقتصاد کلان بدون بهره»، اقتصاد اسلامي، ش25، ص 179-196.
- قحف، منذر، 1376، مقدمه‌اي بر اقتصاد اسلامي، ترجمة عباس عرب مازار، تهران، سازمان برنامه و بودجه.
- کارشناسان، علي، 1384، بررسي عدم اطمينان اقتصاد کلان و تأثير آن بر سرمايه‌گذاري خصوصي در کشورهاي اوپک، پايان‌نامه کارشناسي‌ارشد، دانشگاه تهران.
- مهرآرا، محسن و همكاران، 1394، «بررسي عوامل تعيين‌کننده سرمايه‌گذاري خصوصي در ايران مبتني بر رويکرد ميانگين‌گيري بيزيني (BMA)»، سياست‌گذاري اقتصادي، ش14، ص 1-30.
- ميرمعزي، سيدحسين، 1384، اقتصاد کلان ( با رويکرد اسلامي)، تهران، پژوهشگاه فرهنگ و انديشه اسلامي.
- نوفرستی، محمد، 1389، ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی، تهران، رسا.
- هاشمي، نساء، 1388، برآورد تابع سرمايه‌گذاري خصوصي در يک اقتصاد غير ربوي، پايان‌نامه کارشناسي‌ارشد، دانشگاه شهيد بهشتي.
- Alam, M. I., and Quazi, R. M, 2003, “Determinant of Capital Flight: An Econometric Case Study of Bangladesh”, International Review of Applied Economics, Vol. 17, P 85-103.
- Ang, J.B, 2007, “Co2 Emisions, Energy Consumption, and Output in France”, Energy Policy, Vol. 35, Iss. 10, P 4772-4778.
- Chirinko, Robert, S, 1993, “Investment, Tobin's Q, and Multiple Capital Inputs”, NBER Working Papers ,Vol. 17, No. 5 & 6 , 907-928.
- Fukuda, S, 2011, “Nontraditional Financial Policies”, Japanese Economy, Vol. 38, No. 2, P 45–78.
- Khan, M. & Reinhart, C, 1990, “Private Investment and Economic Growth in Developing Countries”, World Development, Vol 18, P 19-27.
- Kumo, W. L, 2006, “Macroeconomic uncertainty and aggregate private investment in South Africa”, South African Journal of Economics, Vol. 74, No. 2, P 190–204.
- Main, M; Mohd Rafien, N.S; Che Arshad, N, 2013, “Investment, Islamic Bank and Financial design From Malaysian listed Firms”, International Journal of Business and Society, Vol. 14, P 480–495.
- Narayan, P., K. & Smyth, R, 2005, Electricity Consumption, Employment and Real Income in Australia Evidences from Multivariate Granger Causality Tests, Energy Policy, Article in Press.
- Narayan, S. and Narayan, P.K, 2004, “Determinant of Demand for Fiji’s Exports: an Empirical Investigation”, The Developing Economies, XLII-1, P 95−112.
- Nguyen, C and Trinh, L, 2018, “The impacts of public investment on private investment and economic growth: Evidence from Pakistan”, Journal of Asian Business and Economic Studies, Vol. 25, No. 1, P 15-32.
- Pesaran, M. H., Shin, Y. & Smith, R. J, 2001, “Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships”, Journal of Applied Econometrics, Vol. 16, P 289-326.
- Rmazan Mehr, M and Hasan, A, 2018, “The Factors Effecting Portfolio Investment in Pakistan”, International Journal of Family Business and Management Studies, Vol. 23, P 1-7.
- Stampini, M., Leung, R., Diarra, S. M., & Pla, L, 2013, “How large is the private sector in Africa? Evidence from national accounts and labour market”, South African Journal of Economics, Vol. 81, No. 1, P 140–165. doi:10.1111/saje. 12000.
- Valad Khani, A, 2004, “What Determines Private Investment in Iran?”, International Journal of Social Economics, Vol. 31, NO. 3, P 457-468.
