Силсилаи сохтории вақти Байесӣ (Bayesian Structural Time Series, BSTS), модели эҳтимолии фазои ҳолатҳо мебошад, ки силсилаи иқтисодии мушоҳидашавандаро ба ҷузъҳои тренди мушоҳиданашавандае ҷудо мекунад, ки метавонанд бо гузашти вақт тағйир ёбанд; Миёнасозии моделҳои Байесӣ (Bayesian Model Averaging, BMA) бошад, ба ҷойи интихоби як модели регрессия эҳтимолиятҳои постериории таркибҳои алтернативии моделҳоро якҷоя арзёбӣ карда, устувории тағйирёбандаҳоро дар шароити номуайянии модел месанҷад. Ин таҳқиқот бо истифода аз маълумоти семоҳаи макроиқтисодии Африқои Ҷанубӣ барои давраи 1960Q1–2025Q3 сустшавии дарозмуддати рушд ва робитаи динамикаи сармоягузориро бо ин сустшавӣ бо истифодаи якҷояи ду усул меомӯзад. Натиҷаҳои BSTS нишон медиҳанд, ки дар рушди тренди ниҳонӣ коҳиши назарраси дарозмуддат вуҷуд дорад; модели асосии BMA бошад нишон медиҳад, ки рушди сармоягузорӣ дар байни чор тағйирёбандаи макроиқтисодии баррасишуда қавитарин ҳамбастагии ҳамзамон бо рушдро дорад. Бо вуҷуди ин, вақте рушди ММД-и бо як давра таъхирёфта ба модел дохил карда мешавад, дастгирии пешгӯии мустақили сармоягузорӣ якбора коҳиш меёбад; бинобар ин натиҷаҳо исбот намекунанд, ки сармоягузорӣ муҳаррики мустақили сабабии рушд аст.
Миёнаи постериории BSTS нишон медиҳад, ки рушди тренди ниҳонӣ, ки дар оғози намуна аз %5 боло буд, то атрофи 2025Q3 ба тақрибан %1,1 поён рафтааст. Фарқи миёнаи рушди тренд байни давраи Post-GFC/Pre-COVID ва давраи Pre-GFC −1,535 банди фоизӣ аст ва эҳтимолияти постериории коҳиш 0,996 мебошад. Фарқи байни Post-COVID ва Pre-GFC −2,188 банди фоизӣ буда, эҳтимолияти коҳиш боз ҳам 0,996 аст. Баръакс, азбаски фосилаи %95 эътимодноки коҳиши иловагии −0,652 банд байни Post-COVID ва Post-GFC/Pre-COVID сифрро дар бар мегирад, шикасти сохтории ҷудогонаи пас аз пандемия бо итминони камтар муайян мешавад.
Дар модели асосии BMA арзиши posterior inclusion probability (PIP)-и рушди сармоягузорӣ 1,000 ва коэффисиенти миёнаи постериорӣ 0,214 аст. PIP-и рушди қурби асъор 0,831, меъёри фоиз 0,612 ва рушди хароҷоти давлатӣ 0,412 мебошад. Аммо вақте рушди ММД-и бо як давра таъхирёфта ва рушди сармоягузории бо як давра таъхирёфта ба як фазои моделӣ дохил мешаванд, PIP-и рушди ММД-и таъхирёфта ба 1,000 мерасад, дар ҳоле ки PIP-и сармоягузорӣ ба 0,238 коҳиш меёбад. Ин муҳимтарин маҳдудияти тафсири таҳқиқот аст: сармоягузории заиф хусусияти қавии муҳити дарозмуддати рушди пасти Африқои Ҷанубӣ мебошад, аммо маълумот бартарии мустақил ва сабабии сармоягузориро ба танҳоӣ нишон намедиҳад.
Масъалаи таҳқиқот
Рушди иқтисодии Африқои Ҷанубӣ дар чанд даҳсолаи охир ба таври назаррас суст шудааст. Саволи асосии таҳқиқот танҳо нишон додани коҳиши рушд нест, балки арзёбии аҳамияти нисбии динамикаи сармоягузорӣ дар ин сустшавии дарозмуддат дар баробари дигар тағйирёбандаҳои макроиқтисодӣ ва бо дарназардошти номуайянии интихоби модел мебошад.
Таҳқиқот махсусан ба нақши сармоягузорӣ тамаркуз мекунад; аммо онро сабаби ягона ё ниҳоии иқтисод намешуморад. Манбаъ баррасӣ мекунад, ки шароити амиқтари сохторӣ, аз ҷумла мушкилоти таъмини барқ, тангноҳои логистикӣ, камбудиҳои инфрасохтор, маҳдудиятҳои иқтидори давлатӣ ва номуайянии сиёсӣ метавонанд даромаднокии интизории сармоягузориро коҳиш дода, тавассути сармоягузорӣ ба рушд интиқол ёбанд.
Холигие, ки таҳқиқот дар адабиёт ҳадаф мегирад
Таҳқиқоти қаблӣ робитаҳои байни сармоягузорӣ, инфрасохтор, ниҳодҳо, суботи макроиқтисодӣ ва рушдро васеъ омӯхтаанд. Холигии муайянкардаи манбаъ ин аст, ки барои Африқои Ҷанубӣ таҳқиқоте, ки устувории нисбии сармоягузориро нисбат ба дигар ҳамбастаҳои интихобшудаи макроиқтисодии рушд дар як чаҳорчӯбаи муттаҳидаи Байесӣ, ки ҳам тренди дарозмуддати тағйирёбанда ва ҳам номуайянии моделро ба назар мегирад, арзёбӣ кунанд, маҳдуданд.
Чаро ду усул якҷоя истифода мешаванд?
BSTS ва BMA ба як савол ҷавоб намедиҳанд. BSTS арзёбӣ мекунад, ки суръати асосии трендии рушди Африқои Ҷанубӣ бо мурури вақт чӣ гуна тағйир ёфтааст. BMA бошад робитаи рушди воқеии ММД-и мушоҳидашавандаро бо тағйирёбандаҳои интихобшудаи макроиқтисодӣ дар таркибҳои гуногуни модел арзёбӣ мекунад. Ҳамин тавр, таҳқиқот саволи «тамоюли дарозмуддати рушд чӣ гуна тағйир ёфт?» ва саволи «кадом тағйирёбандаҳои макро дар спецификатсияҳои гуногун бо рушд пайвастагии аз ҳама устувор доранд?» аз ҳам ҷудо мекунад.
Чаро рушди сармоягузорӣ қавӣ менамояд, аммо натиҷаи сабабӣ ҳисоб намешавад?
Зеро дар модели асосии BMA рушди сармоягузорӣ бо PIP=1,000 дар ҳамаи спецификатсияҳои дорои эҳтимолияти баланди постериорӣ ҷой дорад, аммо GFCF ҳамзамон яке аз ҷузъҳои хароҷотии ММД аст ва сармоягузорӣ бо барориш ба таври қавӣ просиклӣ мебошанд. Вақте рушди ММД-и бо як давра таъхирёфта ба ҳамон фазои моделӣ илова мешавад, PIP-и сармоягузорӣ ба 0,238 коҳиш меёбад, дар ҳоле ки PIP-и рушди ММД-и таъхирёфта 1,000 мешавад. Аз ин рӯ, натиҷаи асосӣ робитаи қавии ҳамзамонро дастгирӣ мекунад; таъсири мустақили сабабиро дастгирӣ намекунад.
Чаҳорчӯбаи рушди неоклассикӣ ва эндогенӣ
Чаҳорчӯбаи назариявии таҳқиқот ба назарияҳои рушди неоклассикӣ ва эндогенӣ такя мекунад. Дар равиши неоклассикӣ сармоягузорӣ захираи сармоя ва иқтидори истеҳсолиро зиёд мекунад. Моделҳои рушди эндогенӣ таъкид мекунанд, ки ташаккули сармоя метавонад тавассути қабули технология, ҳосилнокӣ, паҳншавии дониш ва каналҳои сармояи инсонӣ таъсирҳои дарозмуддатар эҷод кунад.
Манбаъ ин каналҳои назариявиро мустақиман ва ҷудогона арзёбӣ намекунад. Таҳлили эмпирикӣ танҳо робитаи тағйирёбандаҳои интихобшудаи макро, аз қабили сармоягузорӣ, хароҷоти давлатӣ, шароити пулӣ ва динамикаи қурби асъорро бо рушд арзёбӣ мекунад.
Се режими иқтисодӣ
Намуна ба се режим ҷудо шудааст:
| Режим | Давра | Нақши илмӣ |
|---|---|---|
| Pre-GFC | 1960Q1–2007Q4 | Давраи дарози таърихии истинодӣ пеш аз буҳрони ҷаҳонии молиявӣ |
| Post-GFC / Pre-COVID | 2008Q1–2019Q4 | Давраи пас аз буҳрони ҷаҳонии молиявӣ, вале пеш аз пандемия |
| COVID / Post-COVID | 2020Q1–2025Q3 | Даврае, ки ҳам зарбаи пандемия ва ҳам барқароршавии баъдиро дар бар мегирад |
Ин режимҳо санаҳои шикасти сохтории ба таври детерминистӣ арзёбишуда нестанд; онҳо бахшҳои вақти пешакӣ муайяншуда барои муқоисаи давраҳои муҳими макроиқтисодӣ мебошанд.
Маҷмӯи маълумот ва тағйирёбандаҳо
Ҳамаи силсилаҳои асосии макроиқтисодӣ аз South African Reserve Bank гирифта шудаанд. ММД-и воқеӣ, хароҷоти воқеии давлатӣ ва ташаккули умумии сармояи асосӣ (Gross Fixed Capital Formation, GFCF) бузургиҳои воқеӣ мебошанд. Меъёри фоиз дар модели асосӣ ҳамчун сатҳ ва қурби асъор дар шакли Rand/доллари ИМА истифода мешавад.
| Тағйирёбанда | Таъриф | Табдили асосӣ |
|---|---|---|
| Real GDP | Маҷмӯи маҳсулоти дохилии воқеӣ | Сатҳи логарифмӣ; тағйироти солона ва рушди семоҳаи солонашуда |
| GFCF | Ташаккули умумии сармояи асосӣ | Сатҳи логарифмӣ; рушди солона; таносуби сармоягузорӣ |
| Government expenditure | Хароҷоти воқеии давлатӣ | Рушд / табдили логарифмӣ дар модели мувофиқ |
| Interest rate | Меъёри фоизи кӯтоҳмуддат / нишондиҳанда | Сатҳ дар модели асосӣ |
| Exchange rate | Қурби Rand / доллари ИМА | Суръати рушд / табдили логарифмӣ дар ҳолати зарурӣ |
Санҷишҳои статсионарӣ
Аз сабаби дароз будани намуна ва тағйироти назарраси сохторӣ санҷишҳои Augmented Dickey–Fuller (ADF) ва Kwiatkowski–Phillips–Schmidt–Shin (KPSS) истифода шудаанд. Дар санҷиши ADF гипотезаи сифр решаи воҳидӣ ва дар санҷиши KPSS статсионарии сатҳ аст.
Барои логарифми ММД-и воқеӣ ва сатҳи меъёри фоиз далели назарраси ғайристатсионарӣ мавҷуд аст. Рушди сармоягузорӣ ва рушди қурби асъор хусусиятҳои қавитари статсионарӣ нишон медиҳанд, дар ҳоле ки санҷишҳо барои рушди ММД-и воқеӣ ва хароҷоти давлатӣ қисман сигналҳои гуногун медиҳанд. Азбаски модели BSTS сатҳ ва нишебии ниҳонии логарифми ММД-и воқеиро ба таври стохастикӣ тағйир медиҳад, он статсионариро дар атрофи тренди детерминистии собит ҳатмӣ намекунад.
Чаро таносуби сармоягузорӣ ва рушди сармоягузорӣ натиҷаҳои гуногун медиҳанд?
Таносуби сармоягузорӣ андозаи ташаккули сармояро нисбат ба ММД дар як давраи муайян нишон медиҳад, дар ҳоле ки рушди сармоягузорӣ нишон медиҳад, ки ташаккули сармоя то чӣ андоза зуд афзоиш ё коҳиш меёбад. Дар давраи Post-GFC/Pre-COVID таносуби сармоягузорӣ %17,67 буда, аз %14,50-и давраи Pre-GFC баландтар аст, аммо рушди сармоягузорӣ аз %4,67 ба −%0,06 ва рушди ММД аз %3,31 ба %1,43 коҳиш ёфтааст. Аз ин рӯ манбаъ заифшавии импулси сармоягузориро барои шарҳи сустшавии рушд назар ба танҳо сатҳи сармоягузорӣ дар ММД иттилоотбахштар мешуморад.
Усул ва Натиҷаҳои Таҳқиқот
Модели силсилаи сохтории вақти Байесӣ
Логарифми ММД-и воқеии мушоҳидашаванда чунин ҷудо карда мешавад:
\[ y_t = \mu_t + \varepsilon_t, \qquad \varepsilon_t \sim N(0,\sigma_\varepsilon^2) \tag{1} \]
\(y_t\) логарифми ММД-и воқеии мушоҳидашаванда, \(\mu_t\) сатҳи тренди мушоҳиданашаванда ва \(\varepsilon_t\) ҷузъи номунтазам мебошад.
Тренд бо модели тренди хаттии маҳаллӣ рушд дода мешавад:
\[ \mu_t = \mu_{t-1}+\beta_{t-1}+\eta_t, \qquad \eta_t \sim N(0,\sigma_\eta^2) \tag{2} \]
\[ \beta_t=\beta_{t-1}+\zeta_t, \qquad \zeta_t \sim N(0,\sigma_\zeta^2) \tag{3} \]
\(\beta_t\) нишебии трендро, ки метавонад бо вақт тағйир ёбад, яъне импулси асосии рушдро ифода мекунад. \(\eta_t\) ва \(\zeta_t\) халалҳои Гауссии мустақил аз якдигаранд.
Солонасозии рушди тренд
Дар бахши асосии усул рушди тренд:
\[ g_t=400(\mu_t-\mu_{t-1}) \tag{4} \]
ба ин шакл навишта шудааст. Ин суръати фоизии солонаи хаттисозишудаи тағйироти семоҳаи лог-тренд аст.
Эзоҳи Шакли 3-и манбаъ бошад интихобҳои нишебии постериориро:
\[ 100[\exp(4\beta)-1] \]
бо ин ифода солона кардааст. Ин ду шакл дар суръатҳои хурди рушд ба ҳам наздиканд, вале аз ҷиҳати техникӣ яксон нестанд. Verianla дар ин ҷо ду ифодаи дар манбаъ мавҷудбударо ҷудо нигоҳ медорад.
Натиҷаи рушди тренди ниҳонӣ
Дар Шакли 3 рушди миёнаи постериории тренди ниҳонӣ дар оғози намуна аз %5 боло аст. Дар солҳои 1970 ва 1980 коҳиши тадриҷӣ, дар охири солҳои 1990 ва аввали солҳои 2000 беҳбудии муваққатӣ ва аз миёнаи солҳои 2000 боз заифшавии назаррас дида мешавад. То 2025Q3 миёнаи постериорӣ тақрибан %1,1 аст.
| Муқоиса | Фарқи миёна (банди фоизӣ) | Фосилаи %95 эътимоднок | Эҳтимолияти постериории коҳиш |
|---|---|---|---|
| Post-GFC/Pre-COVID − Pre-GFC | −1,535 | [−2,684; −0,392] | 0,996 |
| Post-COVID − Post-GFC/Pre-COVID | −0,652 | [−2,193; 0,906] | 0,805 |
| Post-COVID − Pre-GFC | −2,188 | [−3,765; −0,590] | 0,996 |
| Панҷ соли пас аз GFC − панҷ соли пеш аз GFC | −1,255 | [−3,016; 0,237] | 0,947 |
Дар муқоисаҳои якум ва сеюм фосилаи эътимоднок пурра манфӣ аст. Дар муқоисаи дуюм фосила сифрро дар бар мегирад. Пас, барои сустшавии дарозмуддат далели постериорӣ қавӣ аст; андозаи шикасти иловагии ҷудогона пас аз COVID бошад номуайянтар аст.
Тағйири рушди воқеӣ ва сармоягузорӣ аз рӯйи режимҳо
| Режим | Рушди миёнаи ММД (%) | Рушди медианӣ (%) | Инҳирофи стандартӣ (%) | Таносуби сармоягузорӣ (%) |
|---|---|---|---|---|
| Pre-GFC | 3,31 | 3,54 | 2,74 | 14,50 |
| Post-GFC / Pre-COVID | 1,43 | 1,40 | 1,37 | 17,67 |
| COVID / Post-COVID | 0,63 | 0,69 | 5,92 | 14,28 |
| Режим | Рушди миёнаи солонаи GFCF (%) | Медиана (%) | Инҳирофи стандартӣ (%) | Рушди миёнаи семоҳаи GFCF (%) |
|---|---|---|---|---|
| Pre-GFC | 4,67 | 5,86 | 8,88 | 4,19 |
| Post-GFC / Pre-COVID | −0,06 | −0,24 | 5,51 | −1,04 |
| COVID / Post-COVID | −1,79 | −1,89 | 8,78 | −1,14 |
Ҳангоми арзёбии якҷояи ин ҷадвалҳо дида мешавад, ки таносуби баланди сармоягузорӣ дар давраи Post-GFC/Pre-COVID бадшавии назарраси импулси сармоягузориро пинҳон мекунад.
Ҳисоб кардани таносуби сармоягузорӣ
Манбаъ GFCF-и семоҳаро солона карда, таносуби сармоягузориро тақрибан чунин муайян мекунад:
\[ Investment\ Ratio_t = 100\times\frac{4\,GFCF_t}{RGDP_t} \]
Дар ин ҷо \(GFCF_t\) ташаккули умумии сармояи асосии семоҳа ва \(RGDP_t\) ММД-и воқеӣ аст. Коэффисиенти 4 GFCF-и семоҳаро солона мекунад.
Миёнасозии моделҳои Байесӣ
Муодилаи асосии рушд:
\[ g_t= \alpha +\beta_1 GFCF_t +\beta_2 GE_t +\beta_3 InRate_t +\beta_4 ExRate_t +\epsilon_t \tag{5} \]
\(g_t\) рушди ММД-и воқеӣ, \(GFCF_t\) рушди сармоягузорӣ, \(GE_t\) рушди хароҷоти давлатӣ, \(InRate_t\) меъёри фоиз ва \(ExRate_t\) рушди қурби асъорро ифода мекунад.
Азбаски чор тағйирёбандаи номзад вуҷуд дорад, фазои моделӣ аз \(2^4=16\) спецификатсияи имконпазир иборат аст. BMA як моделро интихоб намекунад; эҳтимолияти постериории ҳар моделро ба ҳисоб мегирад.
Барои модели \(M_k\), ҳангоми дода шудани маълумоти \(D\), эҳтимолияти постериории он дар шакли умумӣ:
\[ P(M_k\mid D) = \frac{P(D\mid M_k)P(M_k)} {\sum_j P(D\mid M_j)P(M_j)} \tag{6} \]
ифода мешавад.
Арзиши posterior inclusion probability-и як тағйирёбанда бошад:
\[ PIP_j = \sum_{M_k:x_j\in M_k} P(M_k\mid D) \tag{7} \]
ҳисоб карда мешавад. PIP-и баланд нишон медиҳад, ки тағйирёбандаи номзади дахлдор дар фазои модели баррасишуда дар шумораи зиёди моделҳои дорои эҳтимолияти баланди постериорӣ дохил мешавад. PIP эҳтимолияти сабабият нест.
Натиҷаҳои асосии BMA
| Тағйирёбанда | PIP | Миёнаи постериорӣ | Инҳирофи стандартии постериорӣ |
|---|---|---|---|
| Рушди сармоягузорӣ (GFCF) | 1,000 | 0,214 | 0,018 |
| Рушди қурби асъор | 0,831 | −0,028 | 0,016 |
| Меъёри фоиз | 0,612 | −0,076 | 0,072 |
| Рушди хароҷоти давлатӣ | 0,412 | 0,029 | 0,040 |
Дар модели асосӣ рушди сармоягузорӣ дар байни чор номзад қавитарин ҳамбастаи ҳамзамони рушд мебошад. Миёнаи манфии постериории рушди қурби асъор низ дастгирии нисбатан қавии постериорӣ мегирад.
Сармоягузории бо як давра таъхирёфта
Вақте рушди GFCF як семоҳа таъхир дода мешавад, PIP-и сармоягузорӣ боз 1,000 ва миёнаи постериорӣ 0,151 аст. PIP-и рушди қурби асъор 0,942, меъёри фоиз 0,706 ва рушди хароҷоти давлатӣ 0,616 мебошад.
Ин санҷиш нишон медиҳад, ки робитаи асосии сармоягузорӣ–ММД танҳо аз он барнамеояд, ки GFCF дар ҳамон семоҳа ҷузъи муҳосибии ММД аст. Аммо истифодаи таъхир худ аз худ масъалаи сабабият ё устувории иқтисодиро ҳал намекунад.
Модели таъхирҳои тақсимшуда
| Тағйирёбанда | PIP | Миёнаи постериорӣ |
|---|---|---|
| Рушди сармоягузорӣ (t−1) | 1,000 | 0,184 |
| Рушди сармоягузорӣ (t−2) | 0,163 | 0,009 |
| Рушди сармоягузорӣ (t−3) | 0,071 | 0,000 |
| Рушди сармоягузорӣ (t−4) | 0,929 | −0,103 |
| Рушди сармоягузорӣ (t−5) | 0,574 | 0,044 |
| Рушди қурби асъор | 0,843 | −0,032 |
| Меъёри фоиз | 0,800 | −0,132 |
| Рушди хароҷоти давлатӣ | 0,561 | 0,050 |
Таъхири якум қавӣ ва мусбат; таъхирҳои дуюм ва сеюм заиф; таъхири чорум PIP-и баланд, вале миёнаи постериории манфӣ; таъхири панҷум бошад дастгирии миёна ва аломати мусбат нишон медиҳад. Азбаски манбаъ таъкид мекунад, ки таъхирҳои ҳамсояи сармоягузорӣ маълумоти ҳампӯш доранд, ин коэффисиентҳо набояд ҳамчун таъсирҳои сохтории мустақил аз якдигар тафсир шаванд.
Ҳассосият ба prior
| Тағйирёбанда | UIP | BRIC | Hyper-g |
|---|---|---|---|
| Рушди сармоягузорӣ | 1,000 | 1,000 | 1,000 |
| Рушди қурби асъор | 0,831 | 0,831 | 0,863 |
| Меъёри фоиз | 0,612 | 0,612 | 0,655 |
| Рушди хароҷоти давлатӣ | 0,412 | 0,412 | 0,489 |
Рушди сармоягузорӣ дар ҳар се prior арзиши PIP=1,000-ро нигоҳ медорад. Дастгирии постериории тағйирёбандаҳои дуюмдараҷа каме тағйир ёбад ҳам, тартиби асосӣ асосан нигоҳ дошта мешавад.
Санҷиши муҳими устуворӣ барои назорати устувории барориш
| Тағйирёбанда | PIP | Миёнаи постериорӣ | Инҳирофи стандартии постериорӣ |
|---|---|---|---|
| Рушди ММД-и таъхирёфта (t−1) | 1,000 | 0,595 | 0,062 |
| Рушди қурби асъор | 0,873 | −0,030 | 0,015 |
| Меъёри фоиз | 0,372 | −0,039 | 0,059 |
| Рушди хароҷоти давлатӣ | 0,241 | 0,014 | 0,029 |
| Рушди сармоягузории таъхирёфта (t−1) | 0,238 | 0,009 | 0,020 |
Азбаски ин модел панҷ тағйирёбандаи номзад дорад, ҳамаи \(2^5=32\) спецификатсияи имконпазир арзёбӣ шудаанд. Натиҷа нишон медиҳад, ки қисми муҳими дастгирии баланди постериории сармоягузорӣ дар моделҳои қаблии таъхирдор бо устувории умумии иқтисодӣ ҳампӯш мешавад.
Устуворӣ нисбат ба табдили меъёри фоиз
Дар модели асосӣ меъёри фоиз ҳамчун сатҳ истифода мешавад. Модели алтернативии Замимаи A меъёри фоизро ҳамчун фарқи якум истифода мекунад.
| Тағйирёбанда | PIP | Миёнаи постериорӣ |
|---|---|---|
| Рушди сармоягузорӣ | 1,000 | 0,220 |
| Рушди қурби асъор | 0,985 | −0,037 |
| Рушди хароҷоти давлатӣ | 0,610 | 0,047 |
| Тағйир дар меъёри фоиз | 0,060 | 0,003 |
Натиҷаи PIP=1,000 барои сармоягузорӣ аз табдили меъёри фоиз таъсир намегирад. Баръакс, дастгирии постериорӣ барои шароити пулӣ ҳангоми истифодаи сатҳи меъёри фоиз нисбат ба тағйири он хеле баландтар аст.
Ченакҳои алтернативии рушд
Илова бар тренди BSTS, филтри Hodrick–Prescott истифода шуда, барои маълумоти семоҳа \(\lambda=1600\) интихоб шудааст. Манбаъ гузориш медиҳад, ки тренди HP сустшавии рушд пас аз буҳрони ҷаҳонии молиявӣ ва коҳиши шадиди давраи COVID-ро дар ҳамон самти умумӣ сабт мекунад.
Инчунин, ба ҷойи тағйироти солона рушди семоҳаи солонашудаи ММД истифода шудааст. Бо ин ченак рушди миёна дар давраи Pre-GFC %3,24, дар Post-GFC/Pre-COVID %1,33 ва дар COVID/Post-COVID %0,62 мебошад. Инҳирофи стандартии давраи охир то %20,1 боло рафта, ноустувории баланди кӯтоҳмуддатро аз пандемия нишон медиҳад.
Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ мекунад
- Рушди тренди ниҳонии Африқои Ҷанубӣ дар тамоми намунаи дарози таърихӣ ба таври назаррас заиф шудааст.
- Давраи Post-GFC нисбат ба давраи Pre-GFC бо рушди трендии пасттар ва далели қавии постериорӣ алоқаманд аст.
- Рушди сармоягузорӣ дар модели асосии BMA дар байни чор тағйирёбандаи интихобшуда қавитарин ҳамбастаи ҳамзамони рушди ММД мебошад.
- Ин тартиби асосӣ дар prior-ҳои UIP, BRIC ва hyper-g нигоҳ дошта мешавад.
- Заифшавии импулси сармоягузорӣ назар ба танҳо дидани таносуби сармоягузорӣ дар ММД маълумоти бештар медиҳад.
- Рушди қурби асъор низ дар бисёр спецификатсияҳо дастгирии баланди постериорӣ мегирад.
- Вақте рушди ММД-и бо як давра таъхирёфта ба модел дохил мешавад, устувории барориш дастгирии пешгӯии сармоягузории таъхирёфтаро ба таври назаррас соя мекунад.
Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ намекунад
- Нишон дода нашудааст, ки коҳиши сармоягузорӣ сабаби ягонаи сустшавии рушди Африқои Ҷанубӣ аст.
- Натиҷаҳои BMA таъсири сохторӣ ё сабабии сармоягузориро арзёбӣ намекунанд.
- Арзиши PIP=1,000 маънои “эҳтимолияти он ки сармоягузорӣ сабаби рушд аст, %100 мебошад”-ро надорад.
- Нишон дода нашудааст, ки коҳиши иловагии тренд дар давраи Post-COVID ҳатман шикасти сохтории алоҳида аст.
- Дастгирӣ намешавад, ки таносуби баланди сармоягузорӣ/GDP худкор рушди баландро таъмин мекунад.
- Тағйирёбандаҳои номзад сармояи инсонӣ, сифати ниҳодҳо, кушодагии тиҷорат ва ҳамаи дигар муайянкунандаҳои эҳтимолии рушдро фаро намегиранд.
- Нишон дода нашудааст, ки натиҷаҳоро ба дигар иқтисодҳои рӯ ба рушд худкор умумӣ кардан мумкин аст.
Маънои сиёсӣ
Хулосаи сиёсии манбаъ танҳо “сармоягузории бештар лозим аст” нест. Барои он ки сармоягузорӣ ба иқтидори истеҳсолӣ табдил ёбад, беҳтар кардани чунин шароитҳо, аз ҷумла эътимоднокии таъмини барқ, логистикаи боркашонӣ ва роҳи оҳан, иқтидори бандарҳо, самаранокии татбиқи инфрасохтор, инфрасохтори шаҳрӣ, иқтидори институтсионалӣ ва пешгӯишавандагии сиёсат зарур дониста мешавад.
Таҳқиқот инчунин миқдор ва сифати сармоягузориро аз ҳам ҷудо мекунад. Дар шароити фазои маҳдуди фискалӣ манбаъ ба ҷойи ҳавасмандкунии васеи фискалии бетафовут афзалият додан ба сармоягузориҳои инфрасохтории дорои таъсири берунии баланди иқтисодӣ, иҷрои самараноктари буҷетҳои мавҷудаи сармоявӣ ва шарикии дуруст сохташудаи давлату бахши хусусиро муҳокима мекунад.
Гарчанде субот дар сиёсати пулӣ ва фискалӣ зарур аст, хулоса намешавад, ки сустшавии дарозмуддати трендро танҳо бо ин воситаҳо баръакс кардан мумкин аст. Равиши манбаъ суботи макроиқтисодӣ, ислоҳоти сохторӣ ва ташаккули сармояи хусусии маҳсулнокро унсурҳои якдигарро пуркунанда мешуморад.
Маҳдудиятҳо ва таҳқиқоти оянда
BMA номуайянии интихоби моделро арзёбӣ мекунад, аммо эндогениро ҳал намекунад. Шумораи тағйирёбандаҳои номзад қасдан маҳдуд аст. Намунаи тақрибан 65-сола тағйироти бузурги институтсионалӣ, сиёсӣ ва сохториро дар бар мегирад; ҳамаи ин тағйирот ҳамчун режимҳои ҷудогонаи сохторӣ моделсозӣ нашудаанд. Тафовутҳои бахшӣ дар сармоягузорӣ ва истеҳсол низ дар модели асосӣ нестанд.
Манбаъ барои оянда стратегияҳои идентификатсионии сохторӣ ё бар пояи тағйирёбандаҳои инструменталӣ, маҷмӯи ғанитари муайянкунандаҳои рушд, моделҳои ошкори шикасти сохторӣ, маълумоти сатҳи бахш оид ба сармоягузорӣ/истеҳсол ва таҳқиқоти муқоисавӣ бо дигар иқтисодҳои рӯ ба рушди дорои маҳдудиятҳои сохториро пешниҳод мекунад.
Ёддошт оид ба Манбаъ ва Усул
Таҳқиқоти аслӣ: Investment Decline and South Africa’s Growth Slowdown: Evidence from Bayesian Model Averaging.
Муаллифон: Kazeem Abimbola Sanusi; Zandri Dickason-Koekemoer.
Муаллифи масъул: Kazeem Abimbola Sanusi.
Муассиса: Trade Research Unit, Economic and Management Sciences, North-West University, Potchefstroom, South Africa.
Маҷалла: Economies.
Ношир: MDPI.
Сабти библиографӣ: Economies, 2026, 14, 423.
DOI: 10.3390/economies14090423.
Раванди нашр: Қабул шуд: 20 августи 2026; бозбинӣ шуд: 16 сентябри 2026; пазируфта шуд: 18 сентябри 2026; нашр шуд: 21 сентябри 2026.
Навъи манбаъ: Мақолаи аслии таҳқиқотии тақризшуда ва дастрасии кушода.
Иҷозатнома: Creative Commons Attribution (CC BY).
Маълумоти асосӣ: Силсилаҳои макроиқтисодии семоҳа барои Африқои Ҷанубӣ дар давраи 1960Q1–2025Q3.
Манбаи маълумот: South African Reserve Bank.
Усулҳои асосӣ: Bayesian Structural Time Series бо тренди хаттии маҳаллӣ; Bayesian Model Averaging; санҷишҳои статсионарии ADF ва KPSS; муқоисаи режимҳои иқтисодӣ; BMA-и таъхирдор ва таъхирҳои тақсимшуда; ҳассосият ба prior; назорати устувории барориш; HP-filter ва таҳлилҳои устуворӣ бо ченаки алтернативии рушд.
Фазои модели асосии BMA: Чор тағйирёбандаи номзад — рушди сармоягузорӣ, рушди хароҷоти давлатӣ, меъёри фоиз ва рушди қурби асъор — ва ҳамагӣ 16 модели имконпазир. Prior-и модел uniform ва prior-и асосии коэффисиент Unit Information Prior аст; prior-ҳои BRIC ва hyper-g ҳамчун санҷиши ҳассосият истифода шудаанд.
Модели устуворӣ барои устувории барориш: Бо илова кардани рушди ММД-и бо як давра таъхирёфта панҷ тағйирёбандаи номзад ва ҳамагӣ 32 модел арзёбӣ шудааст.
Маблағгузорӣ: Маблағгузории беруна гирифта нашудааст.
Кумитаи ахлоқ: Татбиқ намешавад.
Розигии огоҳона: Татбиқ намешавад.
Дастрасии маълумот: Гузориш шудааст, ки маълумоти тағйирёбандаҳои семоҳаи 1960Q1–2025Q3, ки дар таҳқиқот истифода шудаанд, аз South African Reserve Bank гирифта шудаанд.
Бар хӯрди манфиатҳо: Муаллифон бархӯрди манфиатҳоро гузориш накардаанд.
Саҳми муаллифон: Консептуализатсия K.A.S. ва Z.D.-K.; усул, нармафзор, таҳлили формалӣ, таҳқиқ ва танзими маълумот K.A.S.; санҷиш K.A.S. ва Z.D.-K.; захираҳо K.A.S. ва Z.D.-K.; тарҳи аввал K.A.S.; бозбинӣ ва таҳрир K.A.S. ва Z.D.-K.; визуализатсия K.A.S. ва Z.D.-K.; назорат Z.D.-K.; идоракунии лоиҳа K.A.S.; ҷалби маблағ Z.D.-K. анҷом додааст.
Маҳдудияти асосии тафсир: Натиҷаҳои Байесии таҳқиқот робита ва дастгирии постериориро дар фазои моделӣ месанҷанд. Стратегияи ҷудогонаи идентификатсионӣ, ки эндогениро бартараф кунад, вуҷуд надорад. PIP=1,000 будани рушди сармоягузорӣ дар модели асосӣ далели сабабият нест; таҳлили устуворӣ бо рушди ММД-и таъхирёфта қудрати мустақили пешгӯии сармоягузориро ба таври назаррас маҳдуд мекунад.
Нозукии методологии дохили манбаъ: Солонасозии рушди тренд дар матни асосии усул ҳамчун \(400(\mu_t-\mu_{t-1})\), дар эзоҳи Шакли 3 бошад барои интихобҳои нишебии постериорӣ ҳамчун \(100[\exp(4\beta)-1]\) ифода шудааст. Ин ду нишондиҳӣ дар ин ҷо хомӯшона ба ҷойи якдигар истифода нашудаанд.
Ёддошти бозсозии визуалӣ: Фарқҳои постериории тренд байни режимҳо, муқоисаҳои рушди ММД–рушди сармоягузорӣ, ҷадвали асосии PIP, ҳассосият ба prior ва санҷиши устувории барориш метавонанд бо маълумоти дақиқи ҷадвалӣ барои Verianla ҳамчун графикҳои аслӣ аз нав кашида шаванд. Мушоҳидаҳои мобайнии силсилаҳои дарози вақт дар PDF набояд бе маълумоти хом аз график ҳамчун рақамҳои дақиқ аз нав сохта шаванд.
Шарҳ гузоред
Нишонии почтаи электронии шумо нашр намешавад. Майдонҳои ҳатмӣ бо * нишон дода шудаанд