Blundell–Bond System GMM усули эконометрист, ки дар маълумоти динамикии панелӣ, ки шумораи зиёди воҳидҳо дар давоми шумораи нисбатан ками давраҳо мушоҳида мешаванд, барои ҳамзамон ба ҳисоб гирифтани тағйирёбандаи вобастаи таъхирдор, эндогенӣ ва гетерогении мушоҳиданашавандаи хоси воҳид муодилаҳои сатҳ ва фарқи аввалро дар як системаи умумии Generalized Method of Moments арзёбӣ мекунад. Таҳқиқоте, ки Maria Kalogera, Antonios Georgopoulos, Eleftherios Aggelopoulos ва Ioannis Ch. Lampropoulos таҳия кардаанд, месанҷад, ки оё System GMM махсусан дар панелҳои муҳосибии кӯтоҳмуддат, дорои вазни баланди КХМ ва ноустувории давраи буҳрон дар Аврупои Ҷанубу Шарқӣ метавонад ҳамчун benchmark-и методологӣ истифода шавад. Татбиқи эмпирикӣ 284 ширкати истеҳсолии Юнонро барои давраи 2005–2017 ва дар маҷмӯъ 3692 сабти ширкат-сол, ки аз ICAP DataPrisma гирифта шудаанд, фаро мегирад.

Асоси мантиқии таҳқиқот ин аст, ки тағйирёбандаҳои ҳисоботи молиявӣ дар тӯли вақт мустақил аз таърихи худ ҳаракат намекунанд. Даромаднокии сармояи худӣ, ҳосилнокӣ ё даромаднокии амалиётии корхона дар як сол на танҳо аз шароити ҳамон сол, балки аз сохтори сармоя, захираҳои ҷамъшуда, қарорҳои идоракунӣ ва хусусиятҳои хоси корхона, ки дар давраҳои пешин ташаккул ёфтаанд, таъсир мегирад. Ин сохтор истифодаи тағйирёбандаи вобастаи таъхирдорро зарур мегардонад, дар ҳоле ки дар панелҳои кӯтоҳ арзёбии классикии fixed-effects бо ғарази Nickell рӯ ба рӯ мешавад. Ҳамзамон, тағйирёбандаҳои молиявӣ ба монанди содирот, даромаднокӣ, ҳосилнокӣ ва сохтори сармоя метавонанд сабабияти дуҷонибаро нишон диҳанд; ин метавонад ба вобастагии тағйирёбандаҳои тавзеҳдиҳанда бо аъзои хато ва ба мушкили эндогенӣ оварда расонад.

Дар таҳқиқоти манбаъ чор модели алоҳидаи нишондиҳандаҳо бо one-step System GMM арзёбӣ шудаанд. Коэффисиентҳои тағйирёбандаи вобастаи таъхирдор барои ҳосилнокии меҳнат 0,8189, барои ROE 0,5025, барои таносуби EBITDA/сармояи худӣ 0,6034 ва барои таносуби EBITDA/дороиҳои умумӣ 0,6433 муайян шуданд ва дар ҳамаи чор модел дар сатҳи %1 аҳамиятнок буданд. Тестҳои Hansen рад нашуданд, қиматҳои p-и AR(2) болотар аз ҳадҳои анъанавии аҳамиятнокӣ монданд ва шумораи асбобҳо дар ҳар модел аз шумораи гурӯҳҳо кам нигоҳ дошта шуд. Ин натиҷаҳо нишон медиҳанд, ки спецификатсияҳои истифодашудаи System GMM дар намунаи баррасишуда аз санҷишҳои ташхисӣ гузаштаанд. Бо вуҷуди ин, ин тестҳо худ аз худ сабабиятро исбот намекунанд; таҳқиқот онҳоро ҳамчун воситаҳои ташхисӣ шарҳ медиҳад, ки нишон медиҳанд шартҳои моментӣ ва спецификатсияи модел аз ҷониби маълумот рад нашудаанд.

Чаро маълумоти муҳосибӣ акси статикӣ нест?

Арзише, ки дар тавозун ё ҳисоботи фоида ва зарар нишон дода мешавад, танҳо маҳсули шароити иқтисодии соли ҳисоботӣ нест. Сохтори сармояи корхона, қарорҳои маблағгузорӣ, сармоягузориҳои гузашта, муносибатҳои муштариён, сармояи инсонӣ, арзиши бренд ва сиёсати муҳосибӣ аз як давра ба давраи дигар мегузаранд. Аз ин рӯ, таносубҳои молиявӣ метавонанд дар тӯли вақт устувории баланди замонӣ нишон диҳанд.

Таҳқиқот ин сохторро ҳамчун accounting inertia, яъне муодили эконометрии инерсияи муҳосибӣ ё давомнокии замонии арзишҳои муҳосибӣ баррасӣ мекунад. Масалан, таъсир гирифтани нишондиҳандаи натиҷанокӣ дар давраи t аз арзиши он дар давраи t−1 тавассути истифодаи тағйирёбандаи вобастаи таъхирдор дар модел ифода мешавад.

Сохтори умумии динамикӣ чунин аст:

\[ Y_{i,t}=c_i+\beta_1Y_{i,t-1}+\beta_2X_{i,t}+\beta_3Z_{i,t}+\text{Year Dummies}_t+\varepsilon_{i,t} \]

Дар ин ҷо \(Y_{i,t}\) нишондиҳандаи натиҷанокии корхонаи i дар давраи t мебошад. \(Y_{i,t-1}\) арзиши як давра таъхиркардаи ҳамон нишондиҳанда буда, устувории замонии натиҷанокиро инъикос мекунад. \(X_{i,t}\) тағйирёбандаҳои асосии тавзеҳдиҳандаро, ки эҳтимолан эндогенӣ мебошанд; \(Z_{i,t}\) тағйирёбандаҳои назоратиро, ки сахт экзогенӣ қабул шудаанд, ифода мекунад. \(c_i\) хусусиятҳои мушоҳиданашавандаи хоси корхонаро, ки дар тӯли вақт тағйир намеёбанд; \(\varepsilon_{i,t}\) бошад аъзои хатои idiosyncratic-ро нишон медиҳад. Dummy-ҳои солона шокҳои умумии давраро, ки метавонанд ҳамзамон ба ҳамаи корхонаҳо таъсир расонанд, ҷаббида мекунанд.

System GMM кадом мушкилро ҳал мекунад?

System GMM арзёбандаи динамикии панелӣ аст, ки дар панелҳои кӯтоҳи ширкатҳо ғарази динамикии ба вуҷудомада аз тағйирёбандаи вобастаи таъхирдор, эндогении тағйирёбандаҳои тавзеҳдиҳанда ва гетерогении мушоҳиданашавандаи ширкатро дар як системаи арзёбӣ ба ҳисоб мегирад. Равиши Blundell–Bond сатҳҳои таъхирдорро дар муодилаҳои фарқи аввал ва фарқҳои аввалини таъхирдорро дар муодилаҳои сатҳ ҳамчун асбобҳои дохилӣ истифода бурда, ҳадаф дорад мушкили асбобҳои сустеро, ки Difference GMM дар шароити устувории баланд метавонад бо он рӯ ба рӯ шавад, коҳиш диҳад.

Чор мушкили асосии эконометрӣ

Таҳқиқот дар маълумоти панелии муҳосибӣ чор мушкили сохтории эконометриро муайян мекунад.

1. Устувории динамикӣ

Тағйирёбандаҳои молиявӣ бо арзишҳои гузаштаи худ робитаи қавӣ доранд. Илова кардани тағйирёбандаи вобастаи таъхирдор ба модели fixed-effects дар ҳолати T-и кӯтоҳ ғарази Nickell-ро тақрибан дар тартиби \(O(1/T)\) ба вуҷуд меорад. Азбаски T дар панелҳои муҳосибӣ аксаран танҳо 5–15 сол аст, ин ғараз аҳамияти амалӣ дорад.

2. Эндогенӣ ва сабабияти дуҷониба

Дар мисоли робитаи содирот ва даромаднокӣ, ширкатҳои даромадноктар метавонанд ба содирот ворид шаванд, дар ҳоле ки таҷрибаи содирот баъдан метавонад ба ҳосилнокӣ таъсир расонад. Вақте ки робита дар ду самт амал мекунад, тағйирёбандаи тавзеҳдиҳанда метавонад бо аъзои хато вобаста шавад ва арзёбиҳои OLS ғаразнок гарданд.

3. Гетерогении мушоҳиданашавандаи ширкат

Омилҳое ба монанди хашин будани сиёсати муҳосибӣ, сифати идоракунии корпоративӣ, фарҳанги ташкилӣ ё сифати менеҷмент метавонанд дар ҳисоботи молиявӣ мустақиман дида нашаванд; аммо метавонанд ҳам ба тағйирёбандаи вобаста ва ҳам ба тағйирёбандаҳои тавзеҳдиҳанда таъсир расонанд. Fixed effects метавонад ин гетерогении тағйирнаёбандаи замониро хориҷ кунад, аммо дар модели динамикӣ мушкили ғарази Nickell-ро ба вуҷуд меорад.

4. Хатои ченкунӣ дар тағйирёбандаҳои муҳосибӣ

Он ки стандартҳои муҳосибӣ дар эътироф ва ченкунӣ ба роҳбарият дараҷаи муайяни ихтиёр медиҳанд, метавонад ба тағйирёбандаҳои ҳисоботӣ садо илова кунад. Дар OLS хатои ченкунӣ метавонад attenuation bias ба вуҷуд оварад, ки коэффициентҳоро ба сӯи сифр мекашад. Таҳқиқот далел меорад, ки истифодаи таъхирҳои гуногун ҳамчун асбоб метавонад таъсири хатои ченкунии хоси танҳо як давраро коҳиш диҳад.

Фарқи Difference GMM ва System GMM дар чист?

Difference GMM таъсирҳои собити ширкатро бо гирифтани фарқи аввал хориҷ мекунад ва сатҳҳои таъхирдори тағйирёбандаҳои эндогениро ҳамчун асбоб истифода мебарад; System GMM илова бар ин муодилаҳои сатҳро низ ба система ворид карда, дар ин муодилаҳо аз фарқҳои аввалини таъхирдор асбоб месозад. Ҳангоми устувории баланди тағйирёбандаҳои молиявӣ асбобҳои сатҳи таъхирдор дар Difference GMM метавонанд суст шаванд; шартҳои иловагии моментии сатҳ дар System GMM барои тақвияти идентификатсия дар чунин шароит пешбинӣ шудаанд.

Мантиқи муҳосибии истифодаи асбобҳои дохилӣ

Яке аз хусусиятҳои фарқкунандаи System GMM ин аст, ки ба ҷои ҳамеша ҷустуҷӯ кардани тағйирёбандаи нави асбобӣ аз берун, аз арзишҳои гузаштаи тағйирёбандаҳои панел истифода мекунад. Тибқи тафсири муҳосибии таҳқиқот, азбаски натиҷанокии гузашта натиҷанокии кунуниро пешгӯӣ мекунад, таъхирҳо барои асбоб relevance таъмин мекунанд. Дар доираи шартҳои муносиби моментӣ, фарз кардани он ки арзишҳои гузашта бо шокҳои ғайричашмдошти ҷорӣ робита надоранд, инчунин ба ташаккули шарти exogeneity мусоидат мекунад.

Аммо аз ин набояд хулоса кард, ки “агар таъхир бошад, асбоби дуруст худкор вуҷуд дорад”. Дурустии асбобҳои таъхирдор ба сохтори коррелятсияи силсилавӣ, шартҳои моментӣ ва тестҳои ташхисӣ вобаста аст. Аз ин рӯ, дар System GMM дар баробари натиҷаи арзёбӣ рафтори маҷмӯи асбобҳо низ бояд гузориш дода шавад.

Чаро шумораи асбобҳо муҳим аст?

Дар GMM ҳар як таъхир ва давраи иловагӣ метавонад шартҳои нави моментӣ ба вуҷуд оварда, шумораи асбобҳоро босуръат зиёд кунад. Аз ҳад зиёд шудани шумораи асбобҳо метавонад ба мушкили instrument proliferation оварда расонад; модел метавонад ба маълумот аз ҳад зиёд мутобиқ шавад ва қудрати тести Hansen барои фарқ кардани асбобҳои нодуруст коҳиш ёбад.

Дар ин таҳқиқот instrument matrix дар ҳамаи моделҳо ба шакли collapsed истифода шудааст ва шумораи асбобҳо аз шумораи гурӯҳҳо кам нигоҳ дошта шудааст. Дар чор модели гузоришшуда шумораи асбобҳо мутаносибан 100, 96, 95 ва 88 буда, шумораи гурӯҳҳо дар фосилаи 281–282 мебошад.

Сохтори намуна

Ширкат ҳамчун содироткунанда тасниф шудааст, агар дар ҳамаи солҳои мушоҳидашуда таносуби содирот/фурӯш ҳадди ақал %50 бошад. Export status ва вазъи КХМ дар сатҳи ширкат дар тӯли вақт собит мебошанд. Азбаски ин хусусиятҳо дар муодилаи фарқи аввал аз байн мераванд, онҳо дар муодилаи сатҳи System GMM идентификатсия мешаванд.

Арзишҳои берунӣ чӣ гуна коркард шуданд?

Тағйирёбандаҳои натиҷанокӣ бо таҳлили boxplot санҷида шуданд ва таъсири арзишҳои хеле дур тавассути winsorization маҳдуд карда шуд. Тағйирёбандаҳои осебдидаи натиҷанокӣ, аз ҷумла ROE, дар персентилҳои 5. ва 95. winsorize шуданд. Ин равиш ба ҷои пурра нест кардани мушоҳидаҳо таъсири нуқтаҳои ифротиро ба арзёбӣ маҳдуд мекунад.

Тағйирёбандаҳои натиҷанокӣ

Дар байни тағйирёбандаҳои назоратӣ ва ҳамтаъсир export activity, SME, crisis, Export Activity × SME, Export Activity × Crisis, SME × Crisis, SME × Export Activity × Crisis, синни ширкат, сохтори сармоя, пардохтпазирӣ, соҳа ва ҷойгиршавӣ мавҷуданд.

Усул ва Натиҷаҳои Таҳқиқот

Чор саволи таҳқиқотӣ

1. Фаъолияти содиротӣ бо натиҷанокии умумии иқтисодӣ, ки бо ҳосилнокӣ ва даромаднокӣ чен мешавад, чӣ гуна алоқаманд аст?
2. Вазъи КХМ робитаи байни содирот ва натиҷанокиро чӣ гуна тағйир медиҳад?
3. Оғози буҳрони молиявӣ робитаи динамикии байни самти содирот ва натиҷанокии ширкатро чӣ гуна тағйир медиҳад?
4. Таъсири муштараки андозаи ширкат ва буҳрон ба робитаи байни содирот ва натиҷанокӣ чӣ гуна аст?

Сохтори техникии татбиқи System GMM

Арзёбиҳо дар Stata 13 бо истифода аз xtabond2 тавассути one-step System GMM анҷом дода шудаанд. Forward orthogonal deviations истифода шуда, ба хатогиҳои стандартии устувор ба гетероскедастикӣ ислоҳи намунаи маҳдуд татбиқ шудааст.

Тағйирёбандаҳои вобастаи таъхирдор ва сохтори сармоя ҳамчун эндогенӣ баррасӣ шуда, бо сатҳҳои таъхирдори худ GMM-style instrument карда шудаанд.

Дар силсилаҳои устувортар ба монанди ROE, EBITDA/equity ва сохтори сармоя таъхирҳои L2–L13 истифода шуданд. Дар силсилаҳои камтар устувор, ба монанди ҳосилнокии меҳнат ва EBITDA/total assets, L2–L3 кофӣ дониста шуданд.

Ин диапазонҳои таъхир барои ҳамаи моделҳо механикӣ яксон муқаррар нашудаанд; муаллифон мегӯянд, ки барои ҳар модел кӯтоҳтарин умқи мувофиқи таъхирро интихоб кардаанд, ки арзишҳои дурусти ташхисиро нигоҳ медорад ва instrument proliferation ба вуҷуд намеорад.

Натиҷаҳои асосии System GMM

*** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,10.

Қавӣ ва мусбат будани нишондиҳандаи таъхирдори натиҷанокӣ дар ҳамаи чор модел устувории баланди натиҷанокии молиявиро нишон медиҳад. Баландтарин коэффициенти динамикӣ дар ҳосилнокии меҳнат 0,8189 ва пасттарин коэффициент дар ROE 0,5025 мебошад.

Тафсири ин коэффициентҳо ин нест, ки “арзиши гузашта ояндаро қатъӣ муайян мекунад”. Коэффициентҳо ҳангоми назорат кардани дигар ҷузъҳои модел робитаи қавии натиҷанокии давраи пешинаро бо натиҷанокии ҷорӣ ифода мекунанд.

Тестҳои Hansen ва AR(2) дар System GMM чиро месанҷанд?

Тести Hansen J фарзияи overidentifying restrictions-ро месанҷад, ки мувофиқи он асбобҳои истифодашуда дар маҷмӯъ бо аъзои хато робита надоранд, дар ҳоле ки тести Arellano–Bond AR(2) месанҷад, ки оё дар бақияҳои фарқи аввал коррелятсияи силсилавии дараҷаи дуюм вуҷуд дорад ё не. Дар System GMM пайдо шудани AR(1) метавонад интизор шавад; аммо AR(2)-и аҳамиятнок дурустии таъхирҳои дуюмро ҳамчун асбоб зери хатар мегузорад. Рад нашудани ин тестҳо назорати зарурии спецификатсия аст, вале далели автоматии сабабият нест.

AR(1) дар ҳамаи чор модел аҳамиятнок аст; дар бақияҳои фарқгирифтаи System GMM ин ҳолат интизор аст. Баръакс, AR(2) дар ҳеҷ яке аз чор модел рад намешавад. Тестҳои Hansen ва Difference-in-Hansen низ дар спецификатсияҳои гузоришшуда рад намешаванд.

Чаро қимати p-и Hansen набояд ба 1 наздик шавад?

Гарчанде ки қимати баланди p дар тести Hansen дар назари аввал мусбат менамояд, ҳангоми аз ҳад зиёд шудани шумораи асбобҳо қудрати фарқкунандаи тест метавонад заиф шавад ва қимати p ба таври сунъӣ ба 1 наздик гардад. Аз ин рӯ, таҳқиқот шумораи асбобҳоро маҳдуд кардааст, instrument matrix-ро collapse намудааст ва натиҷаҳои Hansen-ро ҳамроҳ бо хатари instrument proliferation арзёбӣ кардааст.

Муаллифони манбаъ дар доираи сохтори намунаи худ ва адабиёти татбиқии истифодашуда қиматҳои p-и Hansen-ро тақрибан дар фосилаи 0,10–0,25 ҳамчун нишондиҳандаи амалии солим муҳокима мекунанд. Ин фосила набояд ҳамчун ҳадди универсалии математикии қабул, балки дар заминаи дастури амалие, ки таҳқиқот истифода мекунад, хонда шавад.

Чаро таъсири содиротро аз як коэффициент хондан мумкин нест?

Азбаски дар модел Export Activity якҷо бо SME, Crisis ва ҳамтаъсирҳои дуҷониба/сеҷонибаи онҳо мавҷуд аст, “коэффициенти содирот” худ аз худ таъсири умумии содиротро барои ҳамаи корхонаҳо ё ҳамаи давраҳо ифода намекунад. Таъсири умумии содирот дар як навъи мушаххаси ширкат ва шароити буҳронӣ арзёбии якҷояи коэффициентҳои асосӣ ва ҳамтаъсири дахлдорро талаб мекунад.

Робитаи КХМ ва содирот

Коэффициенти Export Activity × SME дар ҳамаи чор модел мусбат аст. Аммо таҳқиқот дар моделҳои даромаднокӣ танҳо бар асоси як коэффициенти инфиродӣ бартарии содиротии КХМ-ро эълон намекунад; барои ҳамаи interaction terms дахлдор joint significance test ва натиҷаҳои combined marginal effects-ро асос мегирад.

Дар модели ҳосилнокии меҳнат аъзои ҳамтаъсир дар маҷмӯъ аҳамиятноканд: тести Wald p=0,030. Таъсири умумии маржиналии содирот барои КХМ-ҳои содироткунанда дар давраи буҳрон 0,340 ва p=0,012 муайян шудааст.

Баръакс, interaction terms дар моделҳои даромаднокӣ дар маҷмӯъ аҳамиятнок нестанд: барои ROE p=0,105; барои EBITDA/equity p=0,134; барои EBITDA/total assets p=0,055. Аз ин рӯ, таҳқиқот бартарии ҳосилнокиро дар КХМ-ҳои содироткунанда дастгирӣ мекунад, вале натиҷаҳои бартарии даромаднокиро нокифоя/inconclusive мешуморад.

Дар давраи буҳрон чӣ тағйир ёфт?

Коэффициенти Export Activity × Crisis дар модели ҳосилнокии меҳнат 0,1939 ва дар сатҳи p<0,05 мусбат аст. Муаллифони манбаъ инро ҳамчун намунае муҳокима мекунанд, ки бо кӯшишҳои ширкатҳои содироткунанда барои ҳифз ё баланд бардоштани ҳосилнокӣ дар вақти буҳрон мувофиқ аст.

Бо вуҷуди ин, ҳамин бартарӣ дар моделҳои даромаднокӣ аз ҷиҳати оморӣ ба таври қавӣ зоҳир нашудааст. Аз ин рӯ, таъсири тобоварие, ки таҳқиқот онро “export shield” меномад, дар андозаи ҳосилнокӣ дида мешавад, вале худкор ба даромаднокӣ намегузарад.

Ҳамтаъсири сеҷониба чиро нишон медиҳад?

Коэффициенти SME × Export Activity × Crisis дар ҳосилнокии меҳнат −0,2158 ва p<0,05 мебошад. Ин ҳамтаъсири манфии сеҷониба нишон медиҳад, ки бартарии умумии вазъи КХМ ва содирот аз нигоҳи ҳосилнокӣ метавонад дар шароити буҳрон заиф шавад.

Аммо азбаски таъсири умумии маржиналӣ дар буҳрон 0,340 ва мусбат боқӣ мемонад, коэффициенти ҳамтаъсири сеҷонибаро танҳо ҳамчун “дар буҳрон содирот ба КХМ зарар расонд” шарҳ додан дуруст нест. Дар моделҳои ҳамтаъсирдор тафсири ниҳоӣ бояд ба таъсирҳои таркибии маржиналӣ такя кунад.

Чаро OLS ва Fixed Effects коэффициентҳои гуногуни динамикӣ медиҳанд?

Дар муқоисаи ҳамон маълумот pooled OLS коэффициенти тағйирёбандаи вобастаи таъхирдорро ба боло, fixed effects бошад бинобар ғарази Nickell дар панели кӯтоҳ ба поён мекашад; коэффициентҳои one-step System GMM дар чор модели натиҷанокӣ байни ин ду ҳад ҷой мегиранд. Муаллифон ин намунаи “bracketing”-ро ҳамчун далели иловагии методологӣ истифода мебаранд, ки спецификатсияи System GMM бо рафтори интизории динамикӣ мувофиқ аст.

Дар ҳамаи чор модел арзёбии one-step System GMM байни қиматҳои pooled OLS ва fixed-effects мемонад.

Муқоисаи one-step ва two-step System GMM

Two-step GMM аз ҷиҳати асимптотикӣ метавонад самараноктар бошад; аммо дар намунаҳои хурд ва миёна ғарази стандартӣ хатоҳо ба самти поён мушкили муҳим мебошад. Ислоҳи Windmeijer ҳадаф дорад ин мушкилро коҳиш диҳад.

Таҳқиқоти манбаъ one-step System GMM-ро ҳамчун арзёбандаи асосӣ истифода мебарад. Муаллифон ин интихобро барои андозаҳои намунаи баррасишуда ҳамчун заминаи эҳтиёткоронаи хулосабарорӣ асоснок мекунанд ва two-step System GMM-ро ҳамчун санҷиши устуворӣ алоҳида гузориш медиҳанд.

Дар модели ҳосилнокии меҳнат joint interaction test дар one-step System GMM p=0,030 ва дар two-step System GMM p=0,004 мебошад. Ҳамтаъсирҳои даромаднокӣ дар ҳар ду варианти System GMM низ дар маҷмӯъ аҳамиятнок намешаванд. Аз ин рӯ, натиҷаи асосии таҳқиқот — “барои КХМ-ҳои содироткунанда бартарии ҳосилнокӣ вуҷуд дорад, вале бартарии даромаднокӣ номуайян аст” — танҳо ба интихоби one-step вобаста нест.

Чаро Difference GMM заифтар монд?

Азбаски Difference GMM танҳо муодилаи фарқгирифтаро истифода мекунад, маълумоти сатҳии тағйирёбандаҳои дар сатҳи ширкат дар тӯли вақт собит, ба монанди export status ва SME, аз байн меравад. Дар таҳқиқот size–export interaction таҳти Difference GMM заифтар идентификатсия шуда, joint interaction test дар ҳосилнокии меҳнат то p=0,207 боло рафтааст.

Қиматҳои p-и Hansen дар Difference GMM низ нисбат ба System GMM пасттар буданд; масалан, барои ҳосилнокии меҳнат 0,071, барои ROE 0,064 ва барои модели EBITDA/total assets 0,035 гузориш шудааст.

Муаллифон ин намунаҳоро бо он алоқаманд мекунанд, ки дар сохтори маълумоти дорои устувории баланд ва регрессорҳои собит/қариб собит дар тӯли вақт System GMM, ки муодилаҳои сатҳро нигоҳ медорад, барои идентификатсия мувофиқтар аст.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ мекунад

• Дар панели ширкати баррасишуда тағйирёбандаҳои натиҷанокии молиявӣ устувории қавии замонӣ нишон медиҳанд.
• Чор спецификатсияи гузоришшудаи System GMM аз санҷишҳои Hansen, AR(2), Difference-in-Hansen ва назорати шумораи асбобҳо мегузаранд.
• Коэффициентҳои тағйирёбандаи вобастаи таъхирдори System GMM намунаи интизории bracketing-ро байни арзёбиҳои pooled OLS ва fixed-effects нишон медиҳанд.
• Натиҷаҳои one-step ва two-step System GMM аз ҷиҳати натиҷаҳои асосии методологӣ самти монанд медиҳанд.
• Барои бартарии КХМ-ҳои содироткунанда аз нигоҳи ҳосилнокии меҳнат далел вуҷуд дорад.
• Барои тасдиқи ҳамин бартарӣ аз нигоҳи даромаднокӣ далели кофии якҷояи ҳамтаъсир мавҷуд нест.
• Дар шароити панелии шабеҳ ба Аврупои Ҷанубу Шарқӣ, ки кӯтоҳ, дорои вазни баланди КХМ ва ноустувории давраи буҳрон аст, System GMM метавонад ҳамчун benchmark-и методологӣ истифода шавад; аммо спецификатсияи дуруст ва интизоми ташхисӣ зарур аст.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ намекунад

• Наметавон хулоса кард, ки System GMM дар ҳамаи маҷмӯи маълумоти муҳосибӣ худкор беҳтарин арзёбанда аст.
• Рад нашудани тести Hansen дурустии мутлақи асбобҳоро исбот намекунад.
• Рад нашудани тести AR(2) сабабиятро исбот намекунад.
• Нишон дода нашудааст, ки содирот дар ҳамаи ширкатҳо даромаднокиро зиёд мекунад.
• Нишон дода нашудааст, ки КХМ дар ҳамаи нишондиҳандаҳои натиҷанокӣ аз содирот бештар манфиат мегиранд.
• Коэффициентҳои панели ширкатҳои Юнонро бе санҷиши иловагӣ ба кишвар ё давраҳои дигар мустақиман умумӣ кардан мумкин нест.
• Аз ҷиҳати техникӣ пешрафтатар будани System GMM хатогиҳои спецификатсияро, ба монанди интихоби нодурусти асбоб ё аз ҳад зиёд будани шумораи асбобҳо, худкор бартараф намекунад.

Маҳдудиятҳои методологӣ

Тасдиқи эмпирикӣ танҳо ба панели ширкатҳои як кишвар асос ёфтааст. Гарчанде ки сохтори маълумот ба бисёр панелҳои кӯтоҳ ва КХМ-вазнини Аврупои Ҷанубу Шарқӣ монанд аст, наметавон фарз кард, ки он ҳамаи кишварҳоро намояндагӣ мекунад.

Дар тарҳи намуна баробар кардани ширкатҳои содироткунанда ва ғайрисодироткунанда ба 142/142 муқоисапазириро таъмин мекунад; аммо ин таносуби табиии намуна нест, ки ҳиссаи воқеии содироткунандагонро дар ҷомеаи умумӣ инъикос кунад.

Export status ва SME ҳамчун time-invariant муайян шудаанд ва дар муодилаи сатҳи System GMM идентификатсия мешаванд. Ин равиш ба дурустии standard level moment assumptions вобаста аст.

Дақиқии арзёбии ҳамтаъсирҳои дараҷаи баланд, махсусан бинобар маҳдуд будани шумораи ширкатҳои калони содироткунанда, метавонад коҳиш ёбад.

Ташхисҳои Hansen ва AR(2) арзёбӣ мекунанд, ки шартҳои моментӣ аз ҷониби маълумот рад мешаванд ё не; онҳо худ аз худ назарияи дурусти иқтисодӣ, causal identification-и пурра ё бартарии моделро бар ҳамаи спецификатсияҳои алтернативӣ исбот намекунанд.

Ёддошт оид ба Манбаъ ва Усул

Унвони аслӣ: Dynamic Panel Data Estimation in Accounting Research: System GMM as a Benchmark for Financial Statement Analysis

Муаллифон: Maria Kalogera; Antonios Georgopoulos; Eleftherios Aggelopoulos; Ioannis Ch. Lampropoulos.

Corresponding author: Maria Kalogera.

Муассиса: Department of Business Administration, University of Patras, 26504 Patras, Greece.

Маҷалла: Accounting and Auditing.

Ношир: MDPI, Basel, Switzerland.

Сабти библиографӣ: 2026, Volume 2, Issue 3, Article 16.

DOI: 10.3390/accountaudit2030016

Санаи нашр: 1 Сентябр 2026.

Санаҳои таҳрирӣ: Received 29 June 2026; Revised 21 August 2026; Accepted 25 August 2026.

Навъи манбаъ: Таҳқиқоти эмпирикӣ ва методологии муҳосибӣ-эконометрӣ, ки аз тақризи ҳамсолон гузаштааст.

Иҷозатнома: Creative Commons Attribution (CC BY).

Манбаи маълумот: Пойгоҳи маълумоти сатҳи фирмавии ICAP DataPrisma.

Намуна: 284 ширкати истеҳсолии Юнон дар давраи 2005–2017; 24 соҳа; 3692 сабти ширкат-сол; 142 ширкати содироткунанда ва 142 ширкати ғайрисодироткунанда; 221 КХМ.

Усули асосӣ: Blundell–Bond System GMM; арзёбии one-step; Stata 13 xtabond2; forward orthogonal deviations; хатогиҳои стандартии устувор ба гетероскедастикӣ ва ислоҳи намунаи маҳдуд.

Сохтори асбобҳо: Тағйирёбандаи вобастаи таъхирдор ва сохтори сармоя ҳамчун GMM-style endogenous regressors баррасӣ шудаанд. Барои тағйирёбандаҳои устувортар таъхирҳои L2–L13, барои нишондиҳандаҳои камтар устувори натиҷанокӣ L2–L3 истифода шудаанд. Instrument matrix collapse карда шудааст.

Тестҳои ташхисӣ: Hansen J, Difference-in-Hansen, Arellano–Bond AR(1)/AR(2) ва аз шумораи гурӯҳҳо кам нигоҳ доштани шумораи асбобҳо.

Устуворӣ: Муқоисаи Pooled OLS, Fixed Effects, one-step System GMM, two-step System GMM бо ислоҳи Windmeijer ва Difference GMM; инчунин чор таърифи алтернативии натиҷанокӣ истифода шудааст.

Маблағгузорӣ: Таҳқиқот маблағгузории беруна нагирифтааст.

Institutional Review Board: Татбиқшаванда нест.

Informed Consent: Татбиқшаванда нест.

Дастрасии маълумот: Маълумот аз ICAP DataPrisma гирифта шудааст; дастрасӣ маҳдуд аст ва бо иҷозати ICAP DataPrisma аз муаллифон дархост кардан мумкин аст.

Бархӯрди манфиатҳо: Муаллифон бархӯрди манфиатҳоро гузориш надодаанд.

Саҳми муаллифон: Conceptualization: Maria Kalogera, Antonios Georgopoulos, Eleftherios Aggelopoulos ва Ioannis Ch. Lampropoulos; methodology: Maria Kalogera ва Eleftherios Aggelopoulos; original draft: Maria Kalogera; review and editing: Maria Kalogera, Eleftherios Aggelopoulos ва Ioannis Ch. Lampropoulos; supervision: Antonios Georgopoulos.

Ҳадди асосии тафсир: Таҳқиқот нишон медиҳад, ки System GMM дар панели ширкати баррасишудаи кӯтоҳ, КХМ-вазнин ва дорои ноустувории буҳрон аз ҷиҳати ташхисӣ хуб рафтор мекунад ва барои benchmark-и методологӣ муносиб аст. Муваффақ будани тестҳои Hansen ва AR(2) худ аз худ далели causal validity нест; интихоби усул бояд ҳамроҳ бо назарияи иқтисодӣ, раванди тавлиди маълумот, фарзияҳои идентификатсияи асбобҳо ва интизоми спецификатсия арзёбӣ шавад.