Чаҳорчӯбаи ARDL/ECM равиши эконометрист, ки ҳам робитаи коинтегратсионии дарозмуддат ва ҳам динамикаи мутобиқшавии кӯтоҳмуддатро миёни силсилаҳои вақт бо дараҷаҳои интегратсияи I(0) ва I(1) дар доираи як оилаи моделҳо арзёбӣ мекунад. Ин таҳқиқот дар Чехия, Дания, Маҷористон, Полша, Руминия ва Шветсия дар давраи 2000–2024 робитаҳои динамикии байни рушди иқтисодӣ ва хароҷоти ҷории тандурустӣ, сифати институтсионалӣ, ташаккули сармояи асосии умумӣ ва сармоягузории мустақими хориҷиро дар сатҳи ҳар кишвар меомӯзад. Таҳқиқот санҷишҳои хаттӣ ва ғайрихаттии решаи воҳид, таҳлили бисёршикастии сохтории Bai–Perron, санҷиши коинтегратсияи ARDL bounds, сохторҳои Error Correction Model ва таҳлили Granger бар асоси ECM-ро якҷоя истифода мебарад.

Дар ҳамаи шаш кишвар барои ҳаракати муштараки дарозмуддат далели оморӣ ёфт шудааст; аммо қувваи далел ва самти коэффисиентҳои алоҳида миёни кишварҳо ба таври назаррас фарқ мекунад. Дар Дания, Маҷористон, Полша ва Руминия санҷиши bounds далели қавитар медиҳад; дар Чехия ва Шветсия бошад, дастгирии коинтегратсия танҳо дар сатҳи аҳамиятнокии %10 ба даст меояд. Дар Чехия ва Полша коэффисиентҳои инфиродии дарозмуддат аҳамиятнок нестанд. Дар Дания ва Маҷористон ташаккули сармояи асосии умумӣ мусбат, аммо коэффисиенти сифати институтсионалӣ манфӣ ва аҳамиятнок аст. Дар Руминия хароҷоти тандурустӣ, сифати институтсионалӣ ва FDI мусбат; GFCF манфӣ ва аҳамиятнок мебошанд. Дар Шветсия дар дарозмуддат танҳо GFCF мусбат ва аҳамиятнок аст.

Натиҷаҳо нишон медиҳанд, ки сифати институтсионалӣ механизми ягонаи рушд нест, ки дар ҳамаи кишварҳо яксон амал кунад. Бо вуҷуди ин, дар таҳқиқот барои сифати институтсионалӣ модели формалии модератсия, таъсири мутақобил ё остонавӣ арзёбӣ нашудааст. IQI ба модел ҳамчун тағйирёбандаи мустақими ҷамъшавандаи тавзеҳдиҳанда ворид мешавад; бинобар ин аз ин модел наметавон хулоса кард, ки “сифати институтсионалӣ таъсири хароҷоти тандурустӣ ё сармоягузориро ба рушд аз лиҳози оморӣ модератсия кардааст”.

Коэффисиентҳои ислоҳи хато нишон медиҳанд, ки суръати бозгашти кишварҳо ба тавозуни дарозмуддат хеле фарқ мекунад. Маҷористон бо тақрибан −0,92 мутобиқшавии босуръат нишон медиҳад, дар ҳоле ки Чехия ва Полша бо қиматҳои тақрибан −0,001 ва −0,004 мутобиқшавии ниҳоят суст доранд. Натиҷаҳои Granger низ робитаҳои пешгӯии дуҷониба ва якҷонибаи хоси ҳар кишварро нишон медиҳанд; аммо ин робитаҳо набояд ҳамчун таъсирҳои сабабии сохторӣ тафсир шаванд.

Масъалаи асосии таҳқиқот

Рушди иқтисодӣ танҳо аз ҷамъшавии сармоя вобаста нест. Хароҷоти тандурустӣ метавонад ба саломатӣ ва иқтидори маҳсулнокии қувваи корӣ, сифати институтсионалӣ ба тақсимоти захираҳо ва муҳити сармоягузорӣ, ташаккули сармояи асосӣ ба иқтидори истеҳсолӣ, сармоягузории мустақими хориҷӣ бошад ба интиқоли сармоя, технология ва дониш таъсир расонад. Аммо робитаи ин механизмҳо бо рушд дар ҳамаи кишварҳо яксон набуданаш мумкин аст.

Ин таҳқиқот ин чор муайянкунандаро дар як чаҳорчӯбаи динамикӣ баррасӣ намуда, ба ду саволи асосӣ ҷавоб додан мехоҳад: Оё ин тағйирёбандаҳо дар дарозмуддат бо рушди иқтисодӣ робитаи умумии тавозунӣ ташкил медиҳанд ва баъд аз шокҳои кӯтоҳмуддат система чӣ гуна ба ин тавозун бармегардад?

Чаро кишварҳои ИА берун аз минтақаи евро?

Чехия, Дания, Маҷористон, Полша, Руминия ва Шветсия дар бозори ягона ва низоми умумии танзимии Иттиҳоди Аврупо қарор доранд, аммо берун аз режими умумии сиёсати пулии минтақаи евро мемонанд. Ин хусусият имкон медиҳад, ки сарфи назар аз интегратсияи умумии аврупоӣ, низомҳои гуногуни пулӣ, сатҳҳои рушди институтсионалӣ, сохторҳои сармоягузорӣ ва равандҳои ҳамгароӣ якҷоя омӯхта шаванд.

Чаҳорчӯбаи назариявӣ

Таҳқиқот равиши неоклассикии рушди навъи Solow ва назарияи рушди эндогении навъи Romer-ро якҷоя истифода мебарад. Дар чаҳорчӯбаи неоклассикӣ сармоя ва меҳнат воридоти асосии истеҳсол мебошанд; дар моделҳои васеъшудаи рушд унсурҳои сармояи инсонӣ, аз ҷумла тандурустӣ ва маориф, низ ҳамчун қисми иқтидори маҳсулнокӣ арзёбӣ мешаванд.

Дар равиши рушди эндогенӣ дониш, технология, навоварӣ, сармояи инсонӣ ва институтҳое, ки ҷамъшавии онҳоро таъмин мекунанд, унсурҳои дохилии рушди иқтисодӣ мебошанд. Хароҷоти тандурустӣ дар ин чаҳорчӯба танҳо хароҷоти давлатӣ нест, балки ҳамчун сармоягузорӣ ба сармояи инсонӣ шарҳ дода мешавад, ки метавонад ба сармояи саломатӣ ва маҳсулнокии қувваи корӣ таъсир расонад.

Оё сифати институтсионалӣ дар ин таҳқиқот воқеан ҳамчун модератор санҷида шуд?

Не. Гарчанде сифати институтсионалӣ дар баҳси назариявӣ ҳамчун шарте баррасӣ мешавад, ки метавонад самаранокии хароҷоти тандурустӣ, сармоягузорӣ ва FDI-ро шакл диҳад, дар модели эмпирикии ARDL/ECM ҳеҷ гуна ҳади таъсири мутақобил, остона ё сохтори формалии модератсия вуҷуд надорад. IQI тағйирёбандаи мустақими тавзеҳдиҳанда аст; бинобар ин натиҷаҳо робитаи хоси кишварии сифати институтсионалӣ бо рушдро нишон медиҳанд, на таъсири модератории аз лиҳози оморӣ муайяншударо.

Функсияи асосии рушд

Функсияи асосии консептуалии манбаъ:

\[ GDP=f(CHE,IQI,GFCF,FDI) \tag{1} \]

мебошад.

Дар ин ҷо:

• GDP: маҷмӯи маҳсулоти дохилӣ бо нархҳои доимии доллари ИМА-и 2015.
• CHE: ҳиссаи хароҷоти ҷории тандурустӣ дар GDP.
• IQI: нишондиҳандаи сифати институтсионалӣ.
• GFCF: ҳиссаи ташаккули сармояи асосии умумӣ дар GDP.
• FDI: ҳиссаи воридоти софи сармоягузории мустақими хориҷӣ дар GDP.

Муодилаи эконометрии дарозмуддат

Спецификатсияи логарифмии манбаъ:

\[ LGDP_{it} = \beta_0 + \beta_1 LCHE_{it} + \beta_2 IQI_{it} + \beta_3 LGFCF_{it} + \beta_4 LFDI_{it} + e_{it} \tag{2} \]

мебошад.

\(i\) кишварро, \(t\) солро ва \(e_{it}\) ҳади хаторо ифода мекунад. Манбаъ \(\beta_1\), \(\beta_2\), \(\beta_3\) ва \(\beta_4\)-ро эластикиятҳои дарозмуддати GDP меномад. Бо вуҷуди ин, азбаски дар ифодаи муодила IQI на ба шакли логарифмӣ, балки дар сатҳ оварда шудааст, арзёбии \(\beta_2\) ҳамчун эластикияти классикии log–log аз лиҳози техникӣ эҳтиёткориро талаб мекунад. Verianla формулаи манбаъро дар ин ҷо тағйир намедиҳад.

Нишондиҳандаи сифати институтсионалӣ

IQI ба шаш андозаи идоракунии World Governance Indicators асос ёфтааст:

• Назорати коррупсия.
• Самаранокии ҳукумат.
• Суботи сиёсӣ ва набудани зӯроварӣ/терроризм.
• Сифати танзим.
• Волоияти қонун.
• Ҳуқуқи овоз ва ҳисоботдиҳӣ.

Манбаъ дар бахши методология нишон медиҳад, ки ин шаш ҷузъ бо истифода аз Principal Component Analysis ба индекси сифати институтсионалӣ табдил дода шудаанд. Азбаски борҳои компонентҳои PCA ё қиматҳои хос дар ҷадвалҳои асосии метод ва натиҷаҳои мақола алоҳида гузориш нашудаанд, ин қиматҳо аз ҷониби Verianla тавлид карда намешаванд.

Нишондиҳандаҳои WGI ченакҳои нисбии идоракунӣ мебошанд. Аз ин рӯ IQI “баҳои мутлақи сифати институтҳо” нест, балки ченаки фарқиятҳои нисбии фаъолияти институтсионалӣ дар намуна ва дар тӯли вақт мебошад.

Намуна ва сохтори асосии тавсифӣ

Дар омори тавсифӣ Дания ва Шветсия баландтарин сатҳҳои миёнаи сифати институтсионалӣ ва ҳиссаҳои нисбатан баланди хароҷоти тандурустӣ доранд. Руминия пасттарин сатҳи миёнаи IQI дар намуна дорад. FDI махсусан дар Маҷористон баландтарин ноустувориро нишон медиҳад.

Паёми илмии Шаклҳои 1–5-и манбаъ

Шаклҳои 1–5 дар саҳифаҳои 9–10-и манбаъ мутаносибан силсилаҳои кишварии GDP, хароҷоти ҷории тандурустӣ, сифати институтсионалӣ, GFCF ва FDI-ро нишон медиҳанд. Дар силсилаҳои GDP болоравии дарозмуддат ва дар атрофи 2019–2020 вайроншавии равшани вобаста ба COVID-19 дида мешавад. Хароҷоти тандурустӣ умуман афзоиш меёбад, аммо каҷравиҳои хоси кишвариро нишон медиҳад. Сифати институтсионалӣ дар Дания ва Шветсия пайваста дар сатҳи баландтар аст. GFCF ва FDI нисбат ба GDP ва хароҷоти тандурустӣ бештар даврӣ ва ба шокҳо ҳассосанд.

Санҷиши хаттият

Санҷиши Harvey нишон медиҳад, ки ҳамаи силсилаҳо рафтори хаттӣ надоранд. Дар манбаъ ғайрихаттият:

• дар Чехия дар GDP ва IQI,
• дар Дания дар FDI,
• дар Маҷористон дар GDP,
• дар Руминия дар IQI,
• дар Шветсия дар GDP ва CHE

гузориш шудааст. Полша ягона кишварест, ки дар ҳамаи тағйирёбандаҳо фарзияи сохтори хаттӣ рад нашудааст.

Шикастҳои сохтории Bai–Perron

Манбаъ равиши Bai–Perron-ро, ки то панҷ шикастро иҷозат медиҳад, бо меъёрҳои Schwarz/BIC ва LWZ истифода бурдааст. Шикастҳо махсусан дар чор гурӯҳи замонӣ мутамарказанд:

Дар силсилаҳои GDP ёфт шудани чор ё панҷ шикаст дар аксари кишварҳо нишон медиҳад, ки моделсозии раванди рушд ҳамчун як режими ягона ва собит метавонад маҳдуд бошад. Тамаркузи шикастҳои GFCF дар атрофи 2009 ва шикастҳои FDI дар давраҳои шокҳои ҷаҳонӣ, аз ҷумла 2008–2009 ва 2020–2021, ҳассосияти даврии силсилаҳои сармоягузориро дастгирӣ мекунад.

Оё ёфт шудани коинтегратсия маънои таъсири якхелаи дарозмуддатро дар ҳамаи кишварҳо дорад?

Не. Гарчанде санҷиши bounds барои ҳаракати умумии дарозмуддат дар шаш кишвар далел медиҳад, аломат, аҳамиятнокӣ ва суръати ислоҳи хатои коэффисиентҳои алоҳида ба таври назаррас фарқ мекунанд. Дар Чехия ва Полша ҳамаи коэффисиентҳои дарозмуддат беаҳамиятанд, дар ҳоле ки дар Руминия, Дания, Маҷористон ва Шветсия тағйирёбандаҳои гуногун барҷаста мебошанд.

Усул ва натиҷаҳои таҳқиқот

Модели ARDL

Сохтори ARDL-и манбаъ ба таври мухтасар:

\[ \Delta LGDP_t = \beta_0 + \sum \beta_{1i}\Delta LGDP_{t-j} + \sum \beta_{2i}\Delta LCHE_{t-j} + \sum \beta_{3i}\Delta IQI_{t-j} + \sum \beta_{4i}\Delta LGFCF_{t-j} + \sum \beta_{5i}\Delta LFDI_{t-j} \]

\[ + \delta_1LGDP_{t-1} + \delta_2LCHE_{t-1} + \delta_3IQI_{t-1} + \delta_4LGFCF_{t-1} + \delta_5LFDI_{t-1} + e_t \tag{5} \]

мебошад.

Ҳадҳои фарқ ҳаракатҳои кӯтоҳмуддатро, ҳадҳои сатҳии бо таъхир бошанд сохтори коинтегратсионии дарозмуддатро ифода мекунанд. Дар санҷиши bounds:

\[ H_0:\delta_1=\delta_2=\delta_3=\delta_4=\delta_5=0 \]

набудани коинтегратсияро ифода мекунад; фарзияи алтернативӣ бошад мавҷудияти робитаи дарозмуддатро нишон медиҳад.

Сохторҳои таъхирии интихобшудаи ARDL аз рӯйи кишвар

Ин дараҷаҳои баланди таъхир аз сабаби он ки барои ҳар кишвар танҳо 25 мушоҳидаи солона мавҷуд аст, ба дараҷаҳои озодӣ фишори ҷиддӣ меоранд. Аз ин рӯ манбаъ тавсия медиҳад, ки коэффисиентҳо на ҳамчун эластикиятҳои дақиқи сохторӣ, балки ҳамчун робитаҳои динамикии хоси кишвар арзёбӣ шаванд.

Натиҷаҳои коинтегратсияи bounds

Барои чор тағйирёбандаи тавзеҳдиҳандае, ки манбаъ истифода кардааст, ҳади болоии интиқодӣ \(I(1)\) дар %10 ба 3,56, дар %5 ба 4,22 ва дар %1 ба 5,84 баробар аст.

Хулосаи коэффисиентҳои дарозмуддат аз рӯйи кишвар

Ин ҷадвал нишон медиҳад, ки изҳороти умумии хулосаи манбаъ бояд ҳатман ҳамроҳ бо натиҷаҳои сатҳи кишвар хонда шаванд. Масалан, GFCF дар Дания, Маҷористон ва Шветсия мусбат ва аҳамиятнок аст, аммо дар Руминия манфӣ ва аҳамиятнок. Аз ин рӯ таъсири ташаккули сармоя дар ҳамаи кишварҳо аломати якхела надорад.

Коэффисиенти манфии IQI дар Дания ва Маҷористон чӣ гуна бояд тафсир шавад?

Манбаъ ин коэффисиентҳоро далели он намедонад, ки институтҳои қавӣ рушдро коҳиш медиҳанд. Дар Дания сифати институтсионалии баланд ва камтағйир метавонад ҷудо кардани таъсири маржиналиро аз лиҳози эконометрӣ душвор гардонад. Дар Маҷористон бошад, ҳамзамонӣ, тағйирёбандаҳои хориҷшуда ва динамикаи сиёсӣ-иқтисодии хоси кишвар метавонанд ба аломати коэффисиент таъсир расонанд.

Error Correction Model

Пас аз муайян шудани робитаи дарозмуддат, модел ба:

\[ \Delta LGDP_t= \text{kısa dönem fark terimleri} + \lambda ECM_{t-1} + \varepsilon_t \tag{6} \]

табдил дода мешавад.

\(\lambda\) коэффисиенти ислоҳи хато аст. \(\lambda\)-и манфӣ ва аҳамиятнок нишон медиҳад, ки каҷравии кӯтоҳмуддат дар давраҳои баъдӣ ба самти тавозуни дарозмуддат ислоҳ мешавад.

Фарқи байни меъёри солонаи ислоҳи хатои тақрибан %92 дар Маҷористон ва қиматҳои тақрибан %0,1 ва %0,4 дар Чехия ва Полша нишон медиҳад, ки гурӯҳбандии умумии “кишвари ИА берун аз минтақаи евро” метавонад гетерогении муҳими иқтисодиро пинҳон кунад.

Намунаи кӯтоҳмуддат

Коэффисиентҳои кӯтоҳмуддат як аломати умумии ягона нишон намедиҳанд. Тибқи синтези умумии манбаъ, хароҷоти тандурустӣ дар баъзе кишварҳо дар давраи ҷорӣ коэффисиенти мусбат, вале дар таъхирҳои баъдӣ коэффисиентҳои манфӣ дошта метавонад. Таъсири сифати институтсионалӣ бештар бо таъхир дида мешавад. GFCF аксаран таъсири мусбати давраи ҷорӣ ва баъд аз он таъхирҳои манфиро нишон медиҳад. Натиҷаҳои FDI бошанд асосан кӯтоҳмуддат ва дорои ноустувории хоси кишвар мебошанд.

Устувории модел

Дар Шакли 7 статистикаҳои CUSUM дар ҳамаи кишварҳо дар ҳудуди интиқодии %5 мемонанд. Дар натиҷаҳои CUSUMSQ бошад Чехия ҳамчун истисно нишон дода мешавад. Аз ин рӯ дар модели Чехия нисбат ба устувории сохторӣ эҳтиёткории иловагӣ лозим аст.

Мавҷудияти шикастҳои сохтории Bai–Perron дар силсилаҳои хом ва дар ҳудуд мондани аксари санҷишҳои устувории CUSUM, ки аз бақияҳои ARDL ба даст омадаанд, ҳатман ба ҳам зид нестанд. Санҷиши аввал тағйироти таърихии режимро дар силсилаҳо меҷӯяд, санҷиши дуюм бошад устувории коэффисиентҳои модели арзёбишударо аз рӯйи рафтори бақияҳо месанҷад.

Истиснои Руминия дар санҷишҳои ташхисӣ

Баёни манбаъ мегӯяд, ки дар санҷишҳои ARCH дар ягон кишвар гетероскедастикӣ ёфт нашудааст. Аммо дар Ҷадвали 6-и нашршуда барои Руминия Breusch–Godfrey p=0,038 ва ARCH p=0,013 мебошад. Ин қиматҳо ба рад шудани фарзияҳои сифрӣ дар сатҳи аҳамиятнокии %5 ишора мекунанд. Аз ин рӯ ташхиси ҳади хато барои Руминия бояд нисбат ба кишварҳои дигар бо эҳтиёткории бештар арзёбӣ шавад.

Таҳлили Granger бар асоси ECM

Шакли умумии Granger дар манбаъ:

\[ \Delta Y_t= \mu_0+ \sum_{i=1}^{p}\alpha_i\Delta Y_{t-i} + \sum_{i=1}^{q}\beta_i\Delta X_{t-i} + \lambda_1ECT_{t-1} + u_t \tag{7} \]

ва барои самти муқобил:

\[ \Delta X_t= \phi_0+ \sum_{i=1}^{p}\gamma_i\Delta Y_{t-i} + \sum_{i=1}^{q}\delta_i\Delta X_{t-i} + \lambda_2ECT_{t-1} + e_t \tag{8} \]

мебошад.

Оё сабабияти Granger маънои сабабияти сохтории иқтисодиро дорад?

Не. Санҷиши Granger бар асоси ECM месанҷад, ки оё қиматҳои гузаштаи як тағйирёбанда барои пешгӯии тағйироти ояндаи тағйирёбандаи дигар иттилои иловагӣ медиҳанд ё не. Азбаски ҳамзамонӣ, сабабияти баръакс ва тағйирёбандаҳои хориҷшуда пурра ҳал нашудаанд, ин натиҷаҳо набояд ҳамчун “X сабаби сохтории Y дар ҷаҳони воқеӣ аст” хонда шаванд.

Робитаҳои асосии Granger аз рӯйи кишвар

Робитаҳои Чехия бояд махсусан бо эҳтиёт тафсир шаванд; зеро коэффисиентҳои дарозмуддат беаҳамиятанд ва суръати мутобиқшавии ECM қариб сифр аст.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ мекунад

• Дар ҳамаи шаш кишвар байни рушд, хароҷоти тандурустӣ, сифати институтсионалӣ, GFCF ва FDI дар сатҳи на камтар аз %10 далели ҳаракати муштараки дарозмуддат вуҷуд дорад.
• Аломат ва аҳамиятнокии коэффисиентҳои дарозмуддат миёни кишварҳо ба таври назаррас фарқ мекунанд.
• GFCF дар Дания, Маҷористон ва Шветсия робитаи мусбат ва аҳамиятноки дарозмуддат нишон медиҳад.
• Дар Руминия хароҷоти тандурустӣ ва сифати институтсионалӣ мусбат, GFCF манфӣ, FDI мусбат ва аҳамиятнок аст.
• Дар Чехия ва Полша, бо вуҷуди ёфт шудани bounds коинтегратсия, коэффисиентҳои инфиродии дарозмуддат аҳамиятнок нестанд.
• Суръатҳои мутобиқшавӣ миёни кишварҳо хеле фарқ мекунанд.
• FDI нисбат ба шокҳои кӯтоҳмуддат ва шароити беруна нисбатан ноустувор аст.
• Робитаҳои сифати институтсионалӣ ва сармоягузорӣ вобаста ба пухтагии институтсионалӣ ва сохтори иқтисодии кишвар тағйир меёбанд.
• Дар силсилаҳо ғайрихаттият ва бисёр шикастҳои таърихии сохторӣ мавҷуданд.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ намекунад

• Нишон дода нашудааст, ки сифати институтсионалӣ таъсири хароҷоти тандурустӣ ё сармоягузориро ба рушд ба таври формалӣ модератсия мекунад.
• Барои ҳамаи шаш кишвар як коэффисиенти умумӣ ё як формулаи ягонаи сиёсӣ вуҷуд надорад.
• Коэффисиенти манфии IQI дар Дания ё Маҷористон исбот намекунад, ки институтҳои қавӣ ба рушд зарар мерасонанд.
• Робитаҳои Granger сабабияти сохторӣ нестанд.
• Қиматҳои баланди \(R^2\) худ аз худ қудрати беҳтари пешгӯии моделро дар ҷаҳони воқеӣ исбот намекунанд.
• Натиҷаҳои намунаҳои кишварӣ бо 25 мушоҳида ба кишварҳои дигар мустақиман умумӣ карда намешаванд.
• Эндогенӣ, ҳамзамонӣ ва ғарази тағйирёбандаҳои хориҷшуда пурра бартараф нашудаанд.
• Кушодагии савдо, маориф, хусусиятҳои қувваи корӣ ва динамикаи аҳолӣ дар модели асосӣ мустақиман назорат нашудаанд.

Маънои сиёсӣ

Тавсияи сиёсии манбаъ танҳо зиёд кардани хароҷоти тандурустӣ ё сармоягузорӣ нест. Барои он ки хароҷот ва сармоягузорӣ ба натиҷаҳои иқтисодӣ табдил ёбанд, идоракунӣ, шаффофият, самаранокии танзим, мубориза бо коррупсия ва иқтидори давлатӣ муҳиманд.

Хароҷоти тандурустӣ бояд ҳамчун сармоягузории стратегӣ ба сармояи инсонӣ дида шавад; аммо на танҳо ҳаҷми буҷет, балки истифодаи самараноки захираҳо ва табдили онҳо ба натиҷаҳои ченшавандаи саломатӣ/маҳсулнокӣ низ бояд ба назар гирифта шавад.

Аз нигоҳи сиёсати сармоягузорӣ муҳити устувори макроиқтисодӣ, танзимҳои пешгӯишаванда ва механизмҳои институтсионалӣ, ки воридоти сармояро ба паҳншавии технология ва иқтидори маҳсулнок табдил медиҳанд, муҳим мебошанд.

Бо сабаби бисёр шикастҳои сохторӣ ба ҷойи равиши ягонаи сиёсӣ, сиёсатҳои хоси кишвар ва қобили мутобиқшавӣ ба шокҳо тавсия дода мешаванд. Берун аз минтақаи евро будан як категорияи умумии институтсионалиро ташкил медиҳад, аммо Чехия, Дания, Маҷористон, Полша, Руминия ва Шветсия гурӯҳи якхела бо механизми ягонаи иқтисодӣ нестанд.

Маҳдудиятҳо

Маҳдудияти асосии аввал андозаи намуна аст. Дар ҳар кишвар танҳо 25 мушоҳидаи солона мавҷуд аст. Истифодаи фарқгирӣ ва таъхирҳо намунаи самаранокро боз ҳам хурд мекунад; махсусан дар моделҳои баландандоза, ба монанди ARDL(2,3,3,3,3), ба дараҷаҳои озодӣ фишори ҷиддӣ меорад.

Маҳдудияти дуюм эндогенӣ аст. GDP, GFCF ва FDI метавонанд якҷоя муайян шаванд; сифати институтсионалӣ ҳам метавонад ба фаъолияти иқтисодӣ таъсир расонад ва ҳам аз фаъолияти иқтисодӣ таъсир гирад. Сохтори таъхирии ARDL/ECM ин мушкилро худкор ҳал намекунад.

Маҳдудияти сеюм тағйирёбандаҳои хориҷшуда мебошанд. Кушодагии савдо, маориф, сохтори қувваи корӣ, аҳолӣ ва дигар муайянкунандаҳои рушд дар модели асосӣ дохил нашудаанд. Коэффисиентҳои арзёбишуда метавонанд як қисми таъсири ин омилҳои хориҷшударо дар бар гиранд.

Маҳдудияти чорум шакли механизми сифати институтсионалӣ мебошад. IQI танҳо тағйирёбандаи тавзеҳдиҳандаи ҷамъшаванда аст. Таҳлили таъсири мутақобил ё остонавӣ, ки нишон диҳад институтҳо самаранокии хароҷоти тандурустӣ ё сармоягузориро дар кадом сатҳ ва то чӣ андоза тағйир медиҳанд, анҷом дода нашудааст.

Маҳдудияти панҷум равиши хаттии ARDL аст. Гарчанде манбаъ дар баъзе силсилаҳо ғайрихаттият ва шикастҳои сохторӣ меёбад, аз сабаби андозаи намуна ба ҷойи моделҳои пурраи ғайрихаттӣ ARDL/ECM-и хаттии парсимонӣ истифода мешавад. Аз ин рӯ коэффисиентҳо набояд ҳамчун параметрҳои сохтории тағйирнопазир дар ҳамаи режимҳои таърихӣ дида шаванд.

Таҳқиқоти оянда метавонанд ин робитаҳоро бо истифода аз силсилаҳои дарозтари вақт, техникаҳои панелӣ, нишондиҳандаҳои гуногуни институтсионалӣ ва низоми тандурустӣ, стратегияҳои қавитари муайянсозии эндогенӣ ва ҳангоми зарурат моделҳои ғайрихаттӣ/остонавӣ аз нав санҷанд.

Ёддошт оид ба манбаъ ва усул

Таҳқиқоти аслӣ: Health Expenditure, Institutional Quality, and Economic Growth: Evidence from EU Countries Outside the Eurozone.

Муаллифон: Gerasimos Lengos ва Melina Dritsaki.

Муаллифи масъул: Melina Dritsaki.

Муассиса: Department of Economics, University of Western Macedonia, Kastoria, Greece.

Маҷалла: Economies.

Ношир: MDPI.

Сабти библиографӣ: Economies, 2026, 14(7), 254.

DOI: 10.3390/economies14070254.

Раванди нашр: Қабул шуд: 26 May 2026; бознигарӣ шуд: 13 June 2026; пазируфта шуд: 16 June 2026; нашр шуд: 5 July 2026.

Навъи манбаъ: Мақолаи аслии таҳқиқотии баррасишуда ва дастрасии кушода.

Иҷозатнома: Creative Commons Attribution (CC BY).

Фарогирии ҷуғрофӣ: Чехия, Дания, Маҷористон, Полша, Руминия ва Шветсия.

Давра: 2000–2024.

Манбаъҳои маълумот: World Bank World Development Indicators ва Worldwide Governance Indicators.

Усулҳои асосӣ: санҷиши ғайрихаттии Harvey; санҷиши бисёршикастии сохтории Bai–Perron; санҷишҳои решаи воҳиди ADF, KSS, Fourier ADF ва Fourier KSS; ARDL bounds cointegration; Error Correction Model; санҷишҳои ташхисӣ; CUSUM/CUSUMSQ; таҳлили Granger бар асоси ECM.

Сифати институтсионалӣ: нишондиҳандаи нисбии IQI, ки аз шаш андозаи идоракунии WGI сохта шудааст. Манбаъ истифодаи PCA-ро зикр мекунад, аммо дар матни асосӣ борҳои PCA ё дисперсияи тавзеҳшударо ба таври муфассал гузориш намекунад.

Маблағгузорӣ: Маблағгузории беруна гирифта нашудааст.

Дастрасии маълумот: Маълумоти асосӣ дар пойгоҳҳои World Bank WDI ва WGI ба таври оммавӣ дастрасанд. Гуфта шудааст, ки маҷмӯи коркардшудаи маълумот ва натиҷаҳои арзёбиро бо дархости асоснок аз муаллифи масъул гирифтан мумкин аст.

Бархуӯрди манфиатҳо: Муаллифон бархӯрди манфиатҳоро гузориш накардаанд.

Саҳми муаллифон: консептуализатсия G.L. ва M.D.; усул G.L. ва M.D.; нармафзор G.L.; тасдиқ M.D.; таҳлили формалӣ G.L.; таҳқиқот G.L. ва M.D.; захираҳо G.L. ва M.D.; танзими маълумот G.L.; лоиҳаи аввал G.L.; бозбинӣ ва таҳрир M.D.; визуализатсия G.L.; назорат ва идоракунии лоиҳа M.D. анҷом додаанд.

Маҳдудияти асосии тафсир: Коэффисиентҳои арзёбишуда робитаҳои динамикии хоси кишвар мебошанд; муайянсозии формалии сабабӣ анҷом дода нашудааст. IQI ҳамчун модератор арзёбӣ нашудааст. Намунаи хурди солона, дараҷаҳои баланди таъхир, тағйирёбандаҳои хориҷшуда ва эндогенӣ тафсири натиҷаҳоро ҳамчун параметрҳои сохторӣ маҳдуд мекунанд.

Ёддошти мутобиқати дохили манбаъ: Барои Руминия ибораи матнии “аҳамиятнокии %1” ба қимати p=0,0145-и FDI пурра мувофиқ нест. Илова бар ин, гарчанде дар шарҳи умумии ташхисӣ гуфта мешавад, ки дар ҳамаи кишварҳо мушкили ARCH вуҷуд надорад, барои Руминия ARCH p=0,013 гузориш шудааст. Verianla қиматҳои рақамии ҷадвалро ҳамчун далели афзалиятнок нигоҳ медорад.

Ёддошти бозсозии визуалӣ: Bounds F-статистикаҳо, матритсаи аҳамиятнокии дарозмуддат аз рӯйи кишвар ва суръатҳои мутобиқшавии ECM метавонанд бевосита аз рақамҳои манбаъ ҳамчун графикҳои аслии Verianla бозкашӣ шаванд. Силсилаҳои солонаи вақт дар Шаклҳои 1–5 набояд бе гирифтани маълумоти хом аз тасвир бо рақамҳои дақиқ барқарор карда шаванд. Сохтори CUSUM/CUSUMSQ дар Шакли 7 бошад метавонад ҳамчун нақшаи аслии устуворӣ бар асоси муносибати манбаъ аз нав кашида шавад.