حال بعد از بررسی اثرگذاری متغیرهای اقتصادی تولیدناخالص داخلی واقعی، نرخ ارز مؤثر واقعی، نرخ بهره­ی واقعی و سرمایه ­گذاری دولتی بر سرمایه ­گذاری خصوصی در کوتاه­مدت، در این قسمت، به بررسی چگونگی اثرگذاری متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت بر سرمایه ­گذاری بخش خصوصی درکوتاه­مدت خواهیم پرداخت. در الگوی (4-10) که اثرگذاری متغیر پول تقویت­کننده­ قراردادها، CIM، بر سرمایه ­گذاری خصوصی مورد بررسی قرار گرفته است، در کوتاه­مدت مشخص می­ شود که در سطح 5 درصد بی­معنا بوده، و اثری بر

سرمایه ­گذاری خصوصی در ایران ندارند. بنابراین در اقتصاد ایران نمی توان انتظار داشت که با تغییر در نسبتی از نقدینگی که به صورت سکه و اسکناس نبوده، اثری بر سرمایه ­گذاری خصوصی بوجود آید.
اما از بین دیگر متغیرهای جانشینی حفاظت از حقوق مالکیت یعنی؛ متغیرهای سهم هزینه­ های امور عمومی از کل مخارج دولت ، نسبت هزینه­ های عمرانی دولت در امور عمومی دولت به کل هزینه­ های عمرانی دولت ، سهم هزینه­ های امور عمومی در مجموع سه امور اقتصادی، اجتماعی و عمومی ، نسبت هزینه­ های جاری امور عمومی به

هزینه­ های جاری عمومی ، نسبت جمعیت به تعداد معاملات ثبت شده در دفتر اسناد و املاک و سهم هزینه­ های امور عمومی در تولید ناخالص داخلی در
کوتاه­ مدت، متغیرهای ، و معنادار نشده ­اند و بقیه متغیرها در کوتاه­مدت معنادار شده ­اند.
حال بدون درنظرگرفتن متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت در الگوی (4-17) مشخص می­ شود که، در کوتاه­مدت میزان حساسیت متغیرهای موجود در این الگو، نسبت به سرمایه ­گذاری خصوصی کمتر شده است. به عبارتی بدون توجه به متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت، متغیرهای اقتصادی تولیدناخالص داخلی واقعی و سرمایه ­گذاری دولتی، تأثیر کمتری بر میزان سرمایه ­گذاری بخش خصوصی خواهد داشت ( ضرایب این متغیرها به ترتیب برابر 7106/1 و 3878/0- است که کمتر از تمام الگوهایی بوده که در آن­ها متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت در نظر گرفته شده است). از طرفی متغیرهای نرخ ارز مؤثر واقعی و نرخ بهره­ی واقعی همچنان بی­معنا بوده و تأثیری بر سرمایه ­گذاری بخش خصوصی ندارند. بنابراین ورود متغیرهای جانشین حفاظت از حقوق مالکیت بر وضعیت معناداری متغیرها اثر مثبت گذاشته است که انتظار می­رود توجه به حفاظت از حقوق مالکیت وضعیت سرمایه ­گذاری بخش خصوص را بهبود بخشد.
از طرفی، ضریب جمله­ اصلاح­خطا[190] (ect(-1)) که سرعت تعدیل به سمت تعادل را نشان می­دهد و انتظار می­­رود که از نظر علامتی منفی باشد، نشان می­دهد که در صورت انحراف از مسیر تعادلی درازمدت، سرعت بازگشت متغیرها به مسیر تعادلی درازمدت چگونه است.
هم­چنین منفی و معنادارشدن این ضریب حاکی از وجود رابطه­ درازمدت بین متغیرهای الگو است (صمدی و پهلوانی، 1388). جدول (4-3) نشان می­دهد که ضریب جمله­ اصلاح­خطا در تمام این الگوها منفی و معنادار شده است و سرعت تعدیل هم به نسبت سریع است.
به طوری­که، مقدار عددی ضریب جمله­ اصلاح خطا بین 6655/0- تا 7713/0- است و این نشان می­دهد که سرعت تعدیل نسبتاً سریع صورت می­گیرد. نکته­ی قابل توجه آن­که، حداقل سرعت تعدیل به سمت تعادل (6655/0-) مربوط به الگویی است که متغیرهای جانشینی حفاظت از حقوق مالکیت مدنظر قرار نگرفته است. به همین دلیل توجه به عوامل نهادی نه تنها بر بهبود شرایط کمک می­ کند بلکه رسیدن سریع­تر به تعادل را نیز ممکن می­سازد.
4-6- آزمون­های تشخیصی و ثبات ساختاری
نحوه برآورد متغیرها به گونه­ ای است که بدون توجه به آزمون­های تشخیص، نمی­توان نتایج را مورد ارزیابی قرار داد. همچنین برای صحت قدرت مدل­ها نیز از آزمون­های تشخیص استفاده می­گردد. رایج­ترین آزمون­های تشخیص را می­توان به­صورت آزمون­های t، (   )، ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل­شده و فروض کلاسیک دسته­بندی کرد. توزیع t، معیار اندازه ­گیری معنی­داری متغیرهای مستقل می­باشد. اگر میزان t برآوردی، از مقدار بحرانی­اش بیشتر باشد، فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن متغیر موردنظر ، مورد پذیرش قرار نمی­گیرد. توزیعF ، معیار درستی رگرسیون می­باشد و به این نکته می ­پردازد که فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن تمام متغیرها مورد پذیرش قرار می­گیرد (گجراتی، 1389).
ضریب تعیین، معمول­ترین معیار خوبی برازش خط رگرسیون می­باشد. ضریب تعیین، نسبت یا درصد تغییرات کل در متغیر وابسته که بوسیله مدل رگرسیون توضیح داده شده است را اندازه ­گیری می­ کند. ضریب تعیین، تابعی غیرنزولی از تعداد متغیرهای مستقل موجود در مدل می­باشد. اما با افزایش تعداد متغیرهای مستقل، ضریب تعیین به طور یکنواختی افزایش
می­یابد. در این صورت، برای مقایسه و انتخاب بین دو مدل با متغیرهای مستقل متفاوت، نمی­توان ضریب تعیین را ملاک عمل قرار داد و برای جلوگیر

جهت دانلود متن کامل این پایان نامه به سایت abisho.ir