نوع مقاله : مقاله پژوهشی
عنوان مقاله English
نویسندگان English
One of the most important demographic challenges of the 21st century is population aging. This phenomenon not only influences the population structure of countries but also impacts various economic, social, political, and cultural aspects. Moreover, it can present opportunities to attract Foreign Direct Investment (FDI). To take advantage of these opportunities, countries must adopt appropriate policies and create an attractive environment for foreign investors. The aim of this paper is to examine the impact of population aging on FDI flows in Iran from 1960 to 2023. The findings indicate a positive and significant long-term relationship between population aging and FDI inflows in Iran. Furthermore, trade openness, broad money supply, and the real effective exchange rate also have a positive and significant long-term impact on FDI inflows in Iran. However, domestic investment exhibits a negative and significant effect on FDI. The findings of this study indicate that population aging can positively influence FDI attraction in Iran. This occurs as reduced demand for labor encourages companies to adopt new technologies through increased investment in research and development. This phenomenon necessitates careful attention from policymakers to its economic and social implications.
کلیدواژهها English
مقدمه و بیان مسأله
امروزه جمعیت جهان بنا به دلایلی از قبیل افزایش امید به زندگی، کاهش نرخ باروری و همچنین کاهش چشمگیر نرخ مرگ و میر ناشی از پیشرفتهای پزشکی و کنترل بیماریها، با افزایش سهم سالمندان در میان جمعیت جهان روبهرو است. سازمان ملل متحد جمعیتی را در حال سالمندشدن تلقی میکند که سهم افراد 65 سال و بالاتر در آن رو به افزایش باشد. این بدان معنی است که کشورها بهدلیل نرخ باروری پایین و طول عمر بالا، بهسمت ساختار جمعیتی قدیمیتر و پایدارتر حرکت میکنند. این تغییر ساختار جمعیتی، بهطورطبیعی پیامدهایی برای ساختار و اندازه نیرویکار دارد و ازاینرو، سالمندی جمعیت میتواند بهطور قابلتوجهی بر بازار کار تأثیرگذار باشد. برای مثال، با بازنشستگی افراد بیشتر، نیرویکار کاهش مییابد و متعاقباً بازار کار دستخوش تغییر میشود. یکی از پیامدهای کلیدی این تغییرات، از دست دادن کارگران باتجربه است که میتواند بخشهای وابسته به دانش و مهارتهای تخصصی را با کمبود مواجه کند (Hu et al, 2021). ازاینرو، یکی از مهمترین چالشهای جمعیتشناختی قرن بیست و یکم، سالمندی جمعیت است. این پدیده نه تنها بر ساختار جمعیتی کشورها، بلکه بر ابعاد مختلف اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی نیز تأثیرگذار است.
سالمندی جمعیت علاوه بر کاهش نیرویکار، میتواند منجر به افزایش هزینههای مراقبتهای بهداشتی و مستمری و تغییر در رفتارهای مصرفی و پسانداز شود و متعاقباً الگوهای سرمایهگذاری را نیز تحت تأثیر قرار دهد. دیویس و رید سوم[1] (2007) معتقدند که درخصوص تأثیر اقتصادی سالمندی جمعیت، سه موضوع متمایز، اما مرتبط با هم مطرح میشود. اولاً، اقتصادها با جمعیت سالمندتر (سهم بالاتر افراد سالمند نسبت به افراد جوان فعلی) سطح پسانداز کمتری دارند، زیرا فرض بر این است که افراد در دوران بازنشستگی شروع به مصرف پساندازهای انباشت شده خود میکنند. ازآنجاییکه سالمندان نزدیک به پایان چرخه زندگی خود هستند، نسبت به جوانان کمتر پسانداز میکنند. همچنین، با توجه به بالا بودن میزان مصرف جاری، ممکن است موجودی پسانداز آنها کاهش یابد. البته در نقطه مقابل، لی و میسون[2] (2011) با استفاده از چارچوب حسابهای انتقال ملی[3] استدلال کردند که افزایش امید به زندگی و برنامهریزی برای دوران بازنشستگی طولانیتر میتواند منجر به انباشت داراییهای بیشتر و درنتیجه، افزایش پسانداز شود که به آن سود جمعیتی دوم نیز اطلاق میشود. آنها معتقدند که رابطه بین سالمندی جمعیت و پسانداز بسیار پیچیده است و به عوامل نهادی و سیاستگذاری نیز بستگی دارد.
ثانیاً، جمعیتهای سالمند بار مالی سنگینی را به دولتها تحمیل میکنند. این بار مالی ناشی از تعهدات دولتها برای تأمین مالی برنامههای پرداخت به افراد مسن، مانند برنامههای بازنشستگی عمومی و بیمه درمانی سالمندان است. ثالثاً، برای یک جمعیت مفروض در یک اقتصاد سالمند، نیرویکار مؤثر کمتری وجود خواهد داشت. زیرا برنامههای بازنشستگی عمومی در بسیاری از کشورها با کاهش مزایای افرادی که به کار خود ادامه میدهند، آنها را به بازنشستگی ترغیب میکند (Gruber and Wise, 1998). علاوهبراین، افراد سالمند ممکن است ارزش بیشتری برای اوقات فراغت خود قائل شوند (Costa, 1998; Schulz, 2001). سرانجام، بهدلیل مهارتهای قدیمیتر و سلامت ضعیفتر، ممکن است کارگران سالمند نسبت به همتایان جوانتر خود بهرهوری کمتری داشته باشند و نیرویکار مؤثر را کاهش دهند. درنتیجه، برای دو اقتصاد با اندازه جمعیت کلی یکسان، اقتصاد سالمندتر دارای نیرویکار کمتر و نرخ دستمزد بالاتری خواهد بود. بنابراین، سالمندی جمعیت بر در دسترس بودن عوامل تولید و قیمتهای نسبی عوامل بین کشورها تأثیر میگذارد و هر دو این موارد جریانهای سرمایه بینالمللی را تغییر میدهند.
در این میان، سرمایهگذاری مستقیم خارجی[4] بهعنوان یک منبع مهم تأمین مالی و انتقال فناوری، نقش کلیدی ایفا میکند. سرمایهگذاری مستقیم خارجی بهعنوان جریان سرمایه، فنآوری و مدیریت از یک کشور به کشور دیگر تعریف میشود. این نوع سرمایهگذاری معمولاً در قالب ایجاد شرکتهای جدید، خرید سهام شرکتهای موجود یا سرمایهگذاری در پروژههای مشترک صورت میگیرد. از نظر موسی[5] (2002)، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، فرآیندی است که به موجب آن ساکنان یک کشور (کشور مبدأ) مالکیت داراییهایی را برای کنترل تولید، توزیع و سایر فعالیتهای یک بنگاه در کشور دیگر (کشور میزبان) بهدست میآورند. صندوق بینالمللی پول[6] (1993)، FDI را بهعنوان «یک سرمایهگذاری که برای کسب منافعی پایدار در یک بنگاه اقتصادی در کشوری غیر از کشور سرمایهگذار انجام میشود و هدف سرمایهگذار، داشتن حق رأی مؤثر در مدیریت بنگاه است» تعریف میکند. با توجه به اهمیت سرمایهگذاری مستقیم خارجی در رشد و توسعه اقتصادی، بررسی عوامل مؤثر بر آن از جمله سالمندی جمعیت، از اهمیت ویژهای برخوردار است؛ زیرا این پدیده میتواند جذابیت یک کشور را برای سرمایهگذاریهای ورودی و خروجی تغییر دهد.
براساس گزارش برنامه توسعه سازمان ملل متحد[7] (2023) ایران کشوری با 88 میلیون نفر جمعیت در غرب آسیا دارای یکی از سریعترین کاهش نرخ باروری در تاریخ ثبتشده بشریت است. کاهش شدید نرخ باروری کل[8] که در نمودار (الف) شکل (1) ارائه شده است، عمدتاً بخاطر عواملی نظیر برنامه جامع کنترل جمعیت، افزایش سطح تحصیلات زنان، وضعیت معیشت خانوار و نگرانی از آینده بوده است. نمودار (ب) نشان میدهد که نرخ رشد کلی جمعیت نیز در ایران بهشدت کاهش یافته است. در نهایت، این گذار به باروری پایین (در کنار بهبود مرگومیر) منجر به افزایش شدید سرعت و مقیاس سالمندی جمعیت شده است که با معیارهای سنتی مانند نسبت وابستگی سالمندی[9] اندازهگیری میشود. چنانکه در نمودار (پ) ملاحظه میشود، انتظار بر این است که این معیار سنتی سالمندی در آینده حتی بیشتر افزایش یابد.
(الف) نرخ باروری کل (ب) نرخ رشد کلی جمعیت (پ) نسبت وابستگی سالمندی
شکل 1. تغییرات جمعیتی در ایران 2050-1980
منبع: UNDP, 2023
همچنین براساس گزارش بخش جمعیت دپارتمان امور اقتصادی و اجتماعی سازمان ملل متحد[10] (2024) پیشبینی میشود که در ایران طی سالهای 2024 تا 2054، تعداد افراد 65 سال به بالا، دو برابر شود که 23 درصد از کل جمعیت را تشکیل میدهد و سپس طی سالهای 2054 تا 2100، به این جمعیت سالمند، 13 درصد دیگر نیز اضافه میشود.
شکل 2. پیشبینی جمعیت کل ایران تا سال 2100
منبع: UN-DESA, 2023
با توجه به مطالب فوق، سالمندی جمعیت کشور در دهههای آتی پدیدهای اجتنابناپذیر خواهد بود و لازم است از هماکنون برای مقابله با این مسأله، تمهیداتی اندیشیده شود؛ چرا که سالمندی جمعیت، میتواند بر متغیرهای اقتصادی از جمله رشد، اشتغال، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و غیره اثرگذار باشد. بنابراین، هدف مقاله حاضر بررسی اثر سالمندی جمعیت بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی در کشور ایران است. سازماندهی مطالب بدینصورت است که بعد از مقدمه، در بخش دوم به ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق و در بخش سوم به روششناسی تحقیق پرداخته میشود. در بخش چهارم برآورد مدل و تحلیل یافتههای تجربی ارائه میشود و درنهایت بخش پایانی مقاله، به ارائه نتیجهگیری کلی میپردازد.
مبانی نظری
1) اثرگذاری سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی
اثر سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی یک موضوع پیچیده است و عوامل متعددی در آن نقش دارند. بهطورکلی، اثرات سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی میتواند مثبت و منفی باشد.
کانالهای اثرگذاری منفی سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی عبارتند از:
کانال اول، افزایش هزینههای نیرویکار است، زیرا سالمندی جمعیت با کاهش اندازه جمعیت شاغل و افزایش نسبت وابستگی سالمندان، منجر به کاهش عرضه نیرویکار شده و با ایجاد عدمتعادل بین عرضه و تقاضای نیرویکار در بازار کار، منجر به افزایش هزینههای نیرویکار میشود. کاهش نیرویکار و افزایش دستمزدها باعث افزایش هزینههای شرکتها میشود؛ ازاینرو، شرکتهایی که نمیخواهند نرخ سودشان کاهش یابد، ممکن است بخواهند سرمایهگذاری خود را به کشورهای دیگر با جمعیت جوانتر منتقل کنند. دراینصورت، انتظار میرود که جریان سرمایه از کشورها با نرخ بالای جمعیت سالمند، به کشورهای درحالتوسعه که جمعیت نسبتاً جوانتری در آن متمرکز است، سوق پیدا کند (Mitra and Abedin, 2020).
کانال دوم، تفاوت در سطح مصرف افراد سالمند و جوان میتواند منجر به انتقال سرمایه از اقتصادها با جمعیت سالمندتر به اقتصادها با جمعیت جوانتر شود. کانال دوم، تفاوت در سطح مصرف افراد سالمند و جوان میتواند منجر به انتقال سرمایه از اقتصادها با جمعیت سالمندتر به اقتصادها با جمعیت جوانتر شود. این مفهوم، ریشه در فرضیه چرخه زندگی دارد که بیان میکند الگوهای مصرف و پسانداز افراد در طول عمر متفاوت است. طبق این فرضیه، جوانان تمایل به مصرف زیاد (که ممکن است از طریق استقراض تأمین شود) و افراد سالمند نیز در دوران بازنشستگی تمایل به مصرف پساندازهای انباشته شده خود دارند. نارسیسو[11] (2010) نیز در تحقیقات خود به تأثیرات ساختار سنی جمعیت بر پویاییهای اقتصادی و مالی اشاره دارد و این تفاوتها در الگوهای مصرف میتواند به شکافِ تقاضای کل و درنتیجه، به ورود سرمایهگذاری خارجی به کشورها با جمعیت جوانتر و دارای تقاضای بالاتر منجر شود. بنابراین، ممکن است برای شرکتهای بینالمللی سودآورتر باشد که بهمنظور کاهش هزینههای تولید و افزایش سهم بازار، به کشورهایی با جمعیت جوان روی آورند. بنابراین، میتوان انتظار داشت که سالمندی جمعیت بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر منفی بگذارد.
کانال سوم، تغییر ساختار استعدادها در بازار کار با سالمندشدن جمعیت است که میتواند بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر بگذارد؛ چرا که شرکتها ممکن است مجبور شوند برای یافتن نیرویکار با مهارتهای موردنیاز، فرآیند آموزشی طولانیتری را طی کنند. ازاینرو، شرکتها برای جلوگیری از تحمل این هزینهها، ترجیح میدهند در کشورهای دیگری سرمایهگذاری کنند، یعنی جایی که بتوانند بهراحتی به نیرویکار با شرایط موردنظر خود دسترسی داشته باشند (Zhao et al, 2023).
کانال چهارم، کاهش در نرخ پسانداز بهواسطه افزایش در نسبت وابستگی سالمندی است که بهنوبهخود منجر به گرایش شدید سرمایه به کشورهای دیگر میشود. بورش-سوپان و همکاران[12] (2001) در بررسی تأثیر جمعیتشناسی بر جریان سرمایه بینالمللی با استفاده از یک مدل نسلهای همپوشان، به این نتیجه رسیدند که سالمندی جمعیت، تعادل کار-سرمایه را از بین میبرد؛ چرا که عرضه نیرویکار با تقاضای سرمایه برابری نمیکند و سرمایه کشورهای صنعتی توسعهیافته درنهایت به کشورهای درحالتوسعه که منابع کار کافی دارند، سرازیر خواهد شد. همچنین، نارسیسو (2010) دریافت که سرمایه از کشورهای صنعتی با جمعیت پیر و سالخورده به کشورهای با درآمد متوسط یا درحالتوسعه با جمعیت نسبتاً جوانتر جریان مییابد. همچنین، چن و همکاران[13] (2017)، براساس دادههای پانل استانی در چین، دریافتند که سالمندی جمعیت اثر منفی معنیداری بر جریان ورودی سرمایهگذاری مستقیم خارجی دارد.
کانالهای اثرگذاری مثبت سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی عبارتند از:
کانال اول مربوط به توسعه فناوری است. سالمندی جمعیت با تأثیر بر فعالیتهای نوآورانه و توسعه فناوری میتواند بر تصمیمات سرمایهگذاری اثرگذار باشد. برای مقابله با کمبود نیرویکار ناشی از سالمندی جمعیت، شرکتها ممکن است با افزایش سرمایهگذاری در تحقیق و توسعه، فناوریهای جایگزین نیرویکار را توسعه دهند. این امر به ویژه با توجه به پیشرفتهای اخیر در زمینه اتوماسیون صنعتی قابلمشاهده است (ژائو و همکاران، 2023). عجماوغلو[14] (2010) نشان داد که کاهش نیرویکار ناشی از سالمندی جمعیت، محرک نوآوری فناوریهای جایگزین نیرویکار است. مطالعه تجربی عجماوغلو و رسترپو[15] (2017) نیز نشان میدهد که کشورها با سرعت بالای سالمندی جمعیت، شاهد توسعه سریعتر فناوریهای اتوماسیون هستند. این امر حاکی از آن است که سالمندی جمعیت بهعنوان محرک نوآوریهای جایگزین نیرویکار عمل کرده و میتواند به افزایش سرمایهگذاری مستقیم خارجی منجر شود.
کانال دوم، سالمندی جمعیت تأثیر مثبتی بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی دارد؛ هیگینز و ویلیامسون[16] (1997) استدلال میکنند که ساختار سنی جمعیت با نسبت وابستگی بالا، پساندازهای خصوصی و عمومی را کاهش میدهد و منجر به افزایش جریانهای سرمایه بینالمللی میشود. هربرتسون و زوگا[17] (1999) همچنین استدلال میکنند که نسبتهای وابستگی بالاتر سالمندی، پسانداز را کاهش میدهد که باعث ورود سرمایهگذاری مستقیم خارجی میشود. کیم و لی[18] (2008) با مطالعه بر روی کشورهای گروه G7 دریافتند که افزایش نسبت وابستگی منجر به افزایش کسری حساب جاری از طریق کاهش نرخ پسانداز میشود که این امر به نوبه خود منجر به جذب سطوح بالاتری از جریان سرمایه میشود. ژانگ[19] (2009) نشان میدهد که در بلندمدت، بار وابستگی نیرویکار تأثیر معکوس بر تراز حساب جاری دارد؛ یعنی بار وابستگی بالاتر به نیرویکار، منجر به ورود سرمایه بینالمللی میشود. همچنین، لی و دنگ[20] (2018) استدلال میکنند که سالمندی جمعیت، سطح عرضه نیرویکار و انباشت سرمایه را کاهش و سطح دستمزد و بازگشت سرمایه را افزایش میدهد؛ بنابراین این شرایط، اقتصاد را بهسمت صنایع سرمایهبر و ترویج جریانهای سرمایهگذاری مستقیم خارجی تشویق میکند.
البته برخی مطالعات نظیر میترا و عابدین (2021)، نشان میدهند که افزایش سالمندی جمعیت تأثیر قابلتوجهی بر خالص سرمایهگذاری مستقیم خارجی ندارد. همچنین شینپنگ و همکاران[21] (2022)، با استفاده از تجزیه و تحلیل تجربی دادههای پانل استانی در چین، دریافتند که رابطه بین سالمندی جمعیت و سرمایهگذاری مستقیم خارجی یک رابطه غیرخطی به شکل «U» معکوس است؛ بدین معنی که جریانهای ورودی سرمایهگذاری مستقیم خارجی بهتدریج پس از عبور سطح سالمندی از «نقطه عطف» کاهش مییابد.
2) اثر بازبودن تجارت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی
درجه بازبودن تجارت بهعنوان یک عامل مرتبط در تصمیمات مربوط به سرمایهگذاری مستقیم خارجی درنظر گرفته میشود، بهویژه اگر بیشتر پروژههای سرمایهگذاری خارجی به سمت بخش کالاهای قابلتجارت هدایت شوند (Chakrabarti, 2001). بازبودن تجارت اثر موانع تجاری نظیر تعرفهها را منعکس میکند. برای مثال، اگر موانع تعرفه بهعنوان تدبیری برای محافظت از تولیدکنندگان داخلی در برابر رقابت خارجی اعمال شود، واردات کاهش یافته و بازبودن تجارت نیز کاهش مییابد. بااینحال، ادبیات موجود شواهد متناقضی از رابطه بین بازبودن تجارت وFDI ارائه میدهد. درحالیکه ادواردز[22] (1990)، پیستورسی[23] (2000) و چاکرابارتی (2001) شواهدی از رابطه مثبت قوی بین بازبودن تجارت و FDI گزارش کردند، اشمیتز و بیِری[24] (1972) نیز رابطه مثبت نسبتاً ضعیفی بین این دو متغیر را مشاهده کردند. همچنین، دونگهوی و همکاران[25] (2018) نشان دادند که افزایش بازبودن تجارت باعث افزایش جریان ورودی FDI در کوتاهمدت و بلندمدت میشود.
3) اثر سرمایهگذاری داخلی بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی
درباره اثر سرمایهگذاری داخلی، شواهد تجربی متفاوتی وجود دارد. برخی تئوریهای اقتصادی معتقدند که سرمایهگذاری داخلی میتواند به طرق مختلف بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر مثبت بگذارد. یکی از این راهها، اثرات خارجی بینشرکتی است که باعث ایجاد پیوند بین سرمایهگذاران داخلی و خارجی میشود؛ چرا که این اثرات، میتواند با بهبود زیرساختها، بازده سرمایهگذاری داخلی را افزایش دهد و سرمایهگذاری بخش خصوصی را تحریک کند (Lautier and Moreau, 2012). همچنین، لوری و گیزینگر[26] (1995) نشان دادند کشورهایی که با زیرساختهای توسعهیافتهتر، سرمایهگذاری داخلی بیشتری دارند، سهم بیشتری از سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ایالات متحده دریافت خواهند کرد. بنابراین، هرچه وضعیت زیرساختهای کشور میزبان بهتر باشد، سرمایهگذاری مستقیم خارجی سودآورتر خواهد بود. اندیکومانا و وریک[27] (2008)، حسین و میترا[28] (2013) و حسین و همکاران (2018) نیز اثر مثبت سرمایهگذاری داخلی را بر جریانهای ورودی FDI گزارش کردند. اما مکمیلان[29] (1999) رابطه منفی بین این دو متغیر را نشان داد. اگرچه هریسون و رِوِنگا[30] (1995) هیچ رابطه معنیداری بین سرمایهگذاری داخلی و جریانهای ورودی FDI پیدا نکردند، اما لاوتیر و موراب (2012) دریافتند که سرمایهگذاری داخلی با تأخیر میتواند تأثیر مثبتی بر جریانهای ورودی FDI داشته باشد.
4) اثر نرخ ارز بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی
فروت و استین[31] (1991) معتقدند که نرخ ارز مؤثر واقعی ممکن است بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر مثبتی بگذارد. ادعای آنان این است که با کاهش ارزش پول کشور میزبان، ثروت نسبی خارجیها افزایش مییابد و درنتیجه جذابیت کشور میزبان برای سرمایهگذاری مستقیم خارجی افزایش خواهد یافت؛ زیرا شرکتها میتوانند داراییهای کشور میزبان را نسبتاً ارزان بهدست آورند. بنابراین کاهش ارزش پول میزبان، باید جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی را به کشور میزبان افزایش دهد و برعکس افزایش ارزش پول میزبان باید سرمایهگذاری مستقیم خارجی را کاهش دهد. در مقابل این استدلال، برخی از اقتصاددانان معتقدند که قیمت داراییها مهم نیست، بلکه فقط نرخ بازده آنها مهم است. زمانیکه ارزش پول کشور میزبان نسبت به پول کشور خود کاهش مییابد، نهتنها قیمت، بلکه بازده اسمی داراییها به ارز کشور میزبان نیز کاهش خواهد یافت. ازآنجاییکه قیمت داراییها و بازده داراییها هر دو کاهش مییابند، بنابراین، تغییرات نرخ ارز مؤثر نباید بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر بگذارد (Osinubi and Amaghionyeodiwe, 2009).
5) اثر عرضه پول بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی
بهطورکلی، عرضه گسترده پول یکی از متغیرهای مهم کلان اقتصادی است که میتواند بر ارزش واقعی پول و بر سطح عمومی قیمتها و همچنین سرمایهگذاری خارجی در اقتصاد تأثیر بگذارد. چی[32] (2023)، دیویسون و همکاران[33] (2024)، چوکو و همکاران[34] (2024)، معتقدند که افزایش عرضه پول میتواند با افزایش نرخ تورم همراه باشد. درعینحال، ازآنجاییکه سرمایهگذاران اغلب تمایل دارند در کشورهایی سرمایهگذاری کنند که ریسک اقتصادی کمتری دارند، درنتیجه افزایش نرخ تورم در اقتصاد یک کشور، منجر به افزایش ریسک اقتصادی و بازگشت سرمایه شده و سرمایهگذاران، بهمنظور جلوگیری از زیانهای ناشی از آثار تورمی و کاهش ارزش سرمایه، اقدام به سرمایهگذاری در سایر کشورها میکنند. از طرف دیگر، میترا و همکاران (2024) معتقدند که افزایش نرخ تورم ناشی از افزایش عرضه پول، منجر به کاهش نرخ بهره واقعی میشود. لذا کاهش ارزش پول ملی، به دلیل کاهش نرخ بهره واقعی، منجر به خروج سرمایه خواهد شد. بنابراین، عرضه گسترده پول میتواند اثرات منفی بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی داشته باشد.
با توجه به کانالهای مختلف اثرگذار سالمندی جمعیت و نیز سایر متغیرهای اقتصاد کلان بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی که در بالا اشاره شد، این تحقیق چارچوب نظری خود را بر پایه تلفیقی از این مکانیزمها بنا میکند. مدلسازی ما تلاش خواهد کرد تا اثرات مستقیم و غیرمستقیم ناشی از تغییرات در متغیرهای مربوطه که میتواند بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی اثرگذار باشد را موردسنجش قرار دهد. این رویکرد نظری، بستری جامع برای تحلیل تجربی رابطه بین سالمندی جمعیت و سرمایهگذاری مستقیم خارجی در اقتصاد ایران فراهم میکند.
مطالعات تجربی پیشین
راغفر و همکاران (1393) به بررسی تاثیر پدیده سالمندی و تغییرات بهرهوری بر بازنشستگی و متغیرهای کلان اقتصادی در ایران با استفاده از رویکرد تعادل عمومی پویا- مدل نسلهای همپوش OLG پرداختند. یافتهها نشان میدهد که در نرخ رشد جمعیت، افزایش پسانداز کارگران مسنتر با بهرهوری بالا نسبت به کارگران جوانتر با بهرهوری پایین هستند و در مقابل، افراد مسنتر مدت زمان طولانیتری را به کار اختصاص میدهند، درحالیکه افراد جوانتر عرضه نیروی کار بیشتری دارند. همچنین افراد، پساندازها و داراییهای حاصله طی فعالیتهای اقتصادی خود را در دوره اول بازنشستگی خرج میکنند و کاهش ناگهانی مصرف در سن بازنشستگی در سالهای آخر اشتغال قابل مشاهده است.
اشکورجیری و همکاران (1395) به بررسی سالخوردگی جمعیت و تاثیر آن بر روی رشد اقتصادی با استفاده از حسابهای استانی طی دوره زمانی 1394-1389 به روش پنل دیتا پرداختند. نتایج نشان میدهد که سااخوردگی جمعیت تاثیر منفی بر رشد اقتصادی دارد. کاهش رشد اقتصادی خود سبب خواهد شد تا منابع و امکانات در اختیار افراد جامعه و همچنین منابع و امکانات در اختیار برای برنامهربزیها و سیاستگذاریهای عمومی کاهش یابد و خود زمینهساز کاهش بیشتری در رشد اقتصادی شود.
قویدل و میرغیاثی مرادی (1396) به بررسی سالمندی جمعیت، امید به زندگی و رشد اقتصادی برای 146 کشور موردمطالعه طی سالهای 1990 تا 2013 میلادی به روش تفاضلگیری، میانگینزدایی و متغیرهای مجازی پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان میدهد که اثر منفی سالمندی جمعیت بر رشد اقتصادی در کشورهایی ظاهر میشود که شاخص امید به زندگی آنها بالای 70 سال باشد و در کشورهایی که امید به زندگی آنها پایین 70 سال است، اثر سالمندی جمعیت بر رشد اقتصادی منفی نیست. همچنین، نرخ رشد جمعیت در صورتی بر رشد اقتصادی اثر مثبت میگذارد که جمعیت بالای 65 سال حداقل 18 درصد و حداکثر 21 درصد از کل جمعیت باشد.
میری و همکاران (1397) به بررسی سالمندی و رشد اقتصادی در ایران طی سالهای 1365 تا 1395 و به روش خودرگرسیون با وقفه توزیعی خطی (ARDL) پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان داد که سالمندی جمعیت (رشد جمعیت بیش از 64 سال) در بلندمدت بر رشد اقتصادی کشور اثر منفی دارد.
کاشانیان و همکاران (1398) به بررسی پیامدهای اقتصادی سالمندی جمعیت بر اقتصاد ایران برای یک دوره 30 ساله به روش تعادل عمومی نسلهای همپوشان پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان داد که تغییرات نرخ رشد اقتصادی ناشی از 6 مؤلفه عرضه نیرویکار، نرخ پسانداز، تعمیق سرمایه و سرمایهگذاری عمومی اثر مثبت و عرضه نیرویکار سالمند و مالیات اثر منفی بر رشد اقتصادی دارند. همچنین، مؤلفه تعمیق سرمایه و پس از آن سرمایهگذاری عمومی، قویترین تأثیر را بر رشد اقتصادی دارند.
حسنزاده و همکاران (1400) به بررسی اثر سالخورگی جمعیت بر رشد اقتصادی (مطالعه کشورهای عضو مناپ) طی دوره زمانی 2019-1960 با استفاده از دو مدل اقتصادسنجی گشتاورهای تعمیمیافته (GMM) و خودرگرسیون برداری دادههای تابلویی (PVAR) پرداختند. نتایج نشان میدهد که افزایش یک درصد رشد جمعیت موجب افزایش 0021/0 رشد اقتصادی شده است. درحالیکه افزایش یک درصدی متغیرهای سهم جمعیت سالمند (65 سال و بیشتر) و نسبت وابستگی جمعیت سالمند به جمعیت در سن کار به ترتیب موجب کاهش 2804/0 و 0814/0 رشد اقتصادی میگردد.
محبی میمندی و همکاران (1401) به بررسی رشد جمعیت، تغییر ساختار سنی جمعیت و پیامدهای اقتصادی آن در ایران: تجزیه و تحلیل سهم گروههای سنی پرداختند. یافتهها نشاندهنده آن است که نرخ رشدهای سهمی، که یکجا هم معرفی از اندازه و هم تغییر جمعیت سنین است، قادر به بازنمایی اثر پدیدههایی مانند بیشزائی و گشتاور جمعیت بر اندازه سود جمعیتی ایران است. همچنین، تقریبا همزمان با گذار سنی، یک گذار جمعیتی- اقتصادی در جریان است. طبق نتایج، از اواسط مرحله اول تا اواسط مرحله سوم گذار سنی، کاهش جمعیت گروههای سنی زیر 30 سال سهم مهمی در رشد منفی شمار موثر مصرفکنندگان و افزایش جمعیت گروههای سنی 49-30 ساله سهم مهمی در رشد مثبت شمار موثر تولیدکنندگان و در نتیجه، تحقق سود نخست جمعیتی در ایران داشته است.
میترا و عابدین (2020) به بررسی تأثیر سالمندی جمعیت بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی در کشورهای OECD طی سالهای 1980 تا 2017 به روش تجزیه و تحلیل همگرایی پانل پویا پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان داد که ارتباط مثبت معنیداری بین سالمندی جمعیت و جریان خالص سرمایهگذاری مستقیم خارجی در بلندمدت مشاهده میشود، اما در کوتاهمدت، این رابطه برقرار نیست.
میترا و عابدین (2020) به بررسی سالمندی جمعیت و جریانهای ورودی سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ژاپن طی سالهای 1980 تا 2017 به روش خودرگرسیون با وقفه توزیعی خطی (ARDL) پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان داد که در هر دو مدل مورد برآورد، اثرات کوتاهمدت از نظر آماری ناچیز است، اما اثرات بلندمدت بهطور معنیداری مثبت است. بنابراین، اگرچه سالمندی جمعیت ممکن است در کوتاهمدت تأثیر ناچیزی بر جریان خالص سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ژاپن داشته باشد، اما یک رابطه مثبت معنیدار بین این دو متغیر در بلندمدت وجود دارد.
کوبان[35] (2022) به بررسی تأثیر سالمندی جمعیت بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی طی سالهای 1970 تا 2019 به روش دادههای ترکیبی برای کشورهای مالزی، اندونزی، فیلیپین، سنگاپور و تایلند پرداخت. نتایج مطالعه وی نشان داد که با سالمند شدن جمعیت در کشورهای موردمطالعه، سرمایهگذاری مستقیم خارجی افزایش یافته است.
لین[36] (2024) به بررسی تأثیر سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی طی سالهای 2005 تا 2020 به روش دادههای پانل در کشور چین پرداخت. نتایج مطالعه وی نشان داد که یک رابطه U معکوس بین سالمندی جمعیت و جریانهای ورودی سرمایهگذاری مستقیم خارجی با ناهمگونی فضایی وجود دارد. علاوهبراین، سطوح نوآوری منطقهای و سرمایه انسانی اثرات مثبت معنیداری بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی نشان میدهند که در برخی موارد، تحتتأثیر سالمندی جمعیت نیز روند U شکل معکوس را نشان میدهد.
لی و همکاران[37] (2024)، به بررسی اثر سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی برای 27 بخش در صنعت تولید چین طی سالهای 2005 تا 2020 با استفاده از دادههای پانل پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان داد که عمیقتر شدن سالمندی جمعیت بر جریان ورودی FDI تأثیر منفی میگذارد. همچنین، سالمندی جمعیت بهطور غیرمستقیم با کاهش کمیت نیرویکار و افزایش هزینه کار، بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر میگذارد و از طرف دیگر، عمیقتر شدن روند سالمندی جمعیت بهطورقابلتوجهی مانع از سرمایهگذاری مستقیم خارجی در صنایع کاربر و سرمایهبر در میان صنایع فرعی تولیدی میشود.
مرور مطالعات تجربی پیشین نشان میدهد که رابطه بین سالمندی جمعیت و سرمایهگذاری مستقیم خارجی یک پدیده پیچیده با یافتههای بعضاً متناقض است. درحالیکه برخی مطالعات، مانند میترا و عابدین (۲۰۲۰) و کوبان (۲۰۲۲) به رابطه مثبت بین سالمندی و جذب سرمایهگذاری مستقیم خارجی اشاره دارند، برخی دیگر نظیر لی و همکاران (۲۰۲۴) اثر منفی آن را تأیید میکنند. همچنین، شواهدی از روابط غیرخطی در مطالعاتی مانند شینپنگ و همکاران (2022) و لین (2024) نیز بهدست آمده است که پیچیدگی این رابطه را دوچندان میسازد. این تناقضات میتواند ناشی از تفاوت در روششناسیها، دادهها، مناطق جغرافیایی مورد بررسی و ویژگیهای خاص اقتصادی و جمعیتی کشورها باشد. نکته قابلتوجه، فقدان مطالعات جامع و اختصاصی در خصوص اثر سالمندی جمعیت بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی در بستر اقتصاد ایران است. مطالعات داخلی موجود (نظیر مطالعات داخلی اشاره شده) عمدتاً به بررسی اثر سالمندی جمعیت بر رشد اقتصادی یا سایر ابعاد کلان اقتصادی پرداختهاند و بهصورت مستقیم تأثیر آن را بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی بررسی نکردهاند. ازاینرو، مقاله حاضر با پر کردن این شکاف در ادبیات داخلی، از اهمیت ویژهای برخوردار است. علاوهبراین، در مقایسه با بسیاری از مطالعات خارجی که عمدتاً از دادههای پانل استفاده کردهاند، این پژوهش با بهکارگیری روش همجمعی و برآورد مدل تصحیح خطای برداری (VECM)، پویاییهای بلندمدت و کوتاهمدت رابطه موردنظر را در ایران بهدقت بررسی میکند، که این رویکرد میتواند نتایج قابلاتکاتر و دقیقتری ارائه دهد و یک برتری روششناختی محسوب میشود.
روش تحقیق و دادهها
در این پژوهش، بهمنظور بررسی اثر سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی در اقتصاد ایران، از رویکرد سریهای زمانی و مدلهای خودرگرسیون برداری (VAR) و تصحیح خطای برداری (VECM) استفاده شده است. انتخاب این مدل بهدلیل توانایی آن در تحلیل پویاییهای بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیرها و همچنین قابلیت آن در بررسی روابط همجمعی میان سریهای زمانی نامانا (یعنی، ) صورت گرفته است که متناسب با ماهیت دادههای اقتصاد کلان و نتایج آزمونهای ریشه واحد میباشد. مدل مورداستفاده در این پژوهش برگرفته از مطالعه میترا و عابدین (2020) است که فرم خطی این معادله بهصورت زیر است:
(1)
که در اینجا متغیر وابسته FDI معرف خالص جریان ورود سرمایهگذاری مستقیم خارجی بهصورت درصدی از تولید ناخالص داخلی است. متغیرهای مستقل DRO معرف نسبت وابستگی سالمندی (تعداد افراد 65 سال و بالاتر بهعنوان درصدی از جمعیت در سن کار)، OPN معرف بازبودن تجارت (نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی)، INV معرف سرمایهگذاری داخلی (تشکیل سرمایه ثابت ناخالص بهعنوان درصدی از تولید ناخالص داخلی)، RER معرف نرخ ارز مؤثر واقعی و درنهایت MS معرف عرضه پول گسترده (بهعنوان درصدی از تولید ناخالص داخلی) میباشند. نیز بیانگر جمله خطا است. دادههای آماری مورداستفاده در این مطالعه بهصورت سری زمانی در بازه زمانی 1339-1402 میباشد که از پایگاه دادههای سریهای زمانی بانک جهانی جمعآوری شده است. ضمناً برای برآورد این مدل به روشهای مذکور از نرمافزار ایویوز[38] استفاده میشود.
نتایج حاصل از برآورد مدل
1) آزمون ریشه واحد
در این بخش مانایی کلیه متغیرهای مدل تحقیق با استفاده از آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیمیافته موردبررسی قرار میگیرد. نتایج این آزمون نشان میدهد که در سطح معنیداری پنج درصد در هر دو حالت با عرض از مبدأ و روند و با عرض از مبدأ و بدون روند، تمامی متغیرها در سطح نامانا بوده و با یکبار تفاضلگیری مانا شدهاند (یعنی (1)I هستند). در آزمون زیوت-اندروز[39] نیز، ازآنجاییکه الگوی C نسبت به دو الگوی A و B کاملتر است، بر این اساس میتوان نتیجه گرفت که تمامی متغیرها با لحاظ یک شکست ساختاری در سطح نامانا بوده پس از یکبار تفاضلگیری مانا شدهاند. بهعبارت دیگر، این متغیرها انباشتهشده از مرتبه یک (یعنی، (1)I) هستند. بنابراین، مطابق با نتایج آزمون ریشه واحد متغیرهای الگو همجمع از مرتبه یک (یعنی، (1)I) هستند و میتوان از روش همجمعی پیشنهادی یوهانسن-جوسلیوس (1990) برای آزمون وجود روابط بلندمدت بین متغیرهای الگو استفاده کرد.
جدول 1. آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیمیافته (با عرض از مبدأ و بدون روند)
|
مرتبه همجمعی |
آماره دیکی فولر |
متغیرها |
آماره دیکی فولر |
متغیرها |
|
(1)I |
41/10- |
|
65/2- |
FDI |
|
(1)I |
31/3- |
|
87/1- |
DRO |
|
(1)I |
94/6- |
|
73/2- |
INV |
|
(1)I |
68/6- |
|
10/2- |
RER |
|
(1)I |
53/5- |
|
88/2- |
OPN |
|
(1)I |
18/7- |
|
11/2- |
MS |
|
مقدار بحرانی آزمون دیکی فولر با عرض از مبدأ و بدون روند 93/2- |
||||
منبع: یافتههای تحقیق
جدول 2. آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیمیافته (با عرض از مبدأ و روند)
|
مرتبه همجمعی |
آماره دیکی فولر |
متغیرها |
آماره دیکی فولر |
متغیرها |
|
(1)I |
33/10- |
|
10/3- |
FDI |
|
(1)I |
59/3- |
|
44/2- |
DRO |
|
(1)I |
02/7- |
|
76/2- |
INV |
|
(1)I |
92/5- |
|
23/3- |
RER |
|
(1)I |
48/5- |
|
01/3- |
OPN |
|
(1)I |
16/7- |
|
11/3- |
MS |
|
مقدار بحرانی آزمون دیکی فولر با عرض از مبدأ و بدون روند 50/3- |
||||
منبع: یافتههای تحقیق
جدول 3. آزمون ریشه واحد زیوت-اندروز
|
متغیرها |
الگوی A |
الگوی B |
الگوی C |
|||
|
سال شکست |
آماره t |
سال شکست |
آماره t |
سال شکست |
آماره t |
|
|
FDI |
1380 |
54/5- |
1366 |
12/4- |
1381 |
30/4- |
|
DRO |
1375 |
04/6- |
1357 |
26/4- |
1375 |
76/4- |
|
INV |
1365 |
26/3- |
1355 |
76/2- |
1368 |
69/3- |
|
RER |
1369 |
88/4- |
1387 |
26/4- |
1369 |
88/4- |
|
OPN |
1370 |
07/4- |
1369 |
22/3- |
1356 |
62/4- |
|
MS |
1369 |
85/3- |
1359 |
63/2- |
1369 |
23/4- |
|
|
- |
- |
1382 |
31/10- |
1383 |
69/10- |
|
|
1368 |
69/4- |
1376 |
51/4- |
1373 |
40/5- |
|
|
1357 |
002/8- |
1362 |
46/7- |
1369 |
98/7- |
|
|
1365 |
59/6- |
1365 |
89/5- |
1365 |
64/6- |
|
|
1355 |
33/6- |
1357 |
61/5- |
1355 |
50/6- |
|
|
1367 |
40/7- |
1371 |
18/7- |
1375 |
41/7- |
|
مقادیر بحرانی در سطح 5 درصد |
93/4- |
42/4- |
08/5- |
|||
منبع: یافتههای تحقیق
2) تعیین تعداد وقفههای بهینه الگوی VAR
در این بخش تعداد وقفههای بهینه الگوی خودبازگشت برداری (VAR) از طریق معیار شوارتز- بیزین (SBC) تعیین میشود. با توجه به نتایج این معیار، تعداد وقفههای بهینه الگوی VAR، 1 وقفه تعیین میگردد؛ بنابراین الگوی VAR با 1 وقفه برآورد میشود.
جدول 4. تعیین وقفه بهینه
|
آزمون LR تعدیلشده |
معیار HQ |
معیار SBC |
معیار AIC |
طول وقفه |
|
- |
3235/42 |
5786/42 |
1597/42 |
0 |
|
63/579 |
8683/32 |
*8885/33 |
213/32 |
1 |
|
*3918/107 |
*2253/32 |
0105/34 |
0784/31 |
2 |
|
0162/41 |
8914/32 |
4416/35 |
2529/31 |
3 |
|
2075/50 |
1062/33 |
4216/36 |
*9763/30 |
4 |
منبع: یافتههای تحقیق
3) تعیین آزمون پایداری و آزمونهای نقض فروض الگوی VAR
در تحلیل الگوهای خودرگرسیون برداری بررسی شرایط پایداری ضروری است. شرط پایداری الگو مستلزم آن است که معکوس ریشههای مشخصه چندجملهای وقفه برآوردی، درون دایره واحد قرار گیرد (لوتکیپول[40]، 2005). برای بررسی الگو از آزمون AR Roots استفاده میشود. چنانکه در شکل زیر ملاحظه میشود ریشههای مشخصه الگوی برآوردی درون دایره واحد قرارگرفته است، لذا پایداری الگوی VAR تأمین میشود.
شکل 3. بررسی پایداری الگوی خودرگرسیون برداری
منبع: یافتههای تحقیق
نتیجه آزمون واریانس ناهمسانی در جدول (5) نشان میدهد که فرض صفر مبنی بر واریانس همسانی را نمیتوان رد کرد. آزمون ضریب لاگرانژ (LM) برای بررسی خودهمبستگی پسماندهای الگوی VAR برای 8 وقفه ارائه شده است که ضرایب لاگرانژ و احتمالها در جدول (6) مشاهده میشود. فرض صفر مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی، با توجه به مقادیر بالای احتمال رد نمیشود. بنابراین الگوی برآوردشده مشکل خودهمبستگی در پسماندها را ندارد و نتیجه میشود که ترتیب ورود متغیرها در برازش الگوی VAR، تغییری در نتایج الگو بهوجود نمیآورد. در ضمن توجه کنید که به اعتقاد لوتکیپول (2005)، برآورد پارامترهای الگوی VAR، به فرض نرمالیتی بستگی ندارد.
جدول (5). آزمون واریانس ناهمسانی پسماندهای الگوی VAR
|
نام آزمون |
مقدار آماره کایدو |
احتمال |
وضعیت |
|
آزمون واریانس ناهمسانی |
47/583 |
1295/0 |
عدم وجود واریانس ناهمسانی |
منبع: یافتههای تحقیق
جدول (6). آزمون خودهمبستگی پسماندهای الگوی VAR
|
وقفه |
آماره نسبت درستنمایی |
احتمال |
آماره F رائو |
احتمال |
|
1 |
5872/39 |
3129/0 |
1139/1 |
3184/0 |
|
2 |
2388/42 |
2194/0 |
1977/1 |
2242/0 |
|
3 |
1126/43 |
1932/0 |
2256/1 |
1977/0 |
|
4 |
7129/38 |
3482/0 |
0865/1 |
3537/0 |
|
5 |
5594/43 |
1807/0 |
2399/1 |
1851/0 |
|
6 |
5249/38 |
3560/0 |
0806/1 |
3616/0 |
|
7 |
6073/38 |
3526/0 |
0832/1 |
3581/0 |
|
8 |
8623/41 |
2314/0 |
1857/1 |
2363/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
4) آزمون همجمعی یوهانسن-جوسلیوس
پس از تعیین تعداد وقفههای بهینه الگوی VAR برای بررسی وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو، بایستی آزمون همجمعی یوهانسن-جوسلیوس انجام شود. براساس این آزمون، اگر حداقل یک بردار همجمعی بین متغیرهای الگو وجود داشته باشد، میتوان گفت که رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو وجود دارد. با توجه به نتایج جدول (7)، آزمون حداکثر مقدار ویژه تعداد 2 بردار همجمعی و آزمون اثر نیز تعداد 3 بردار همجمعی را بین متغیرهای الگو نشان میدهد.
جدول (7). تعیین تعداد بردارهای همجمع
|
فرضیه صفر |
فرضیه مقابل |
مقدار آماره آزمون اثر |
احتمال |
مقدار آماره آزمون حداکثر مقادیر ویژه |
احتمال |
|
|
|
9223/144 |
0000/0 |
6569/52 |
0012/0 |
|
|
|
2653/92 |
0003/0 |
7576/43 |
0024/0 |
|
|
|
5077/48 |
0434/0 |
6799/24 |
1127/0 |
|
|
|
8278/23 |
2078/0 |
4333/14 |
3305/0 |
|
|
|
3944/9 |
3301/0 |
3943/9 |
2548/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
ازآنجاکه حداقل یک بردار همجمع بین متغیرهای الگو وجود دارد و هدف پژوهش حاضر تحلیل اثر سالخوردگی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ایران است، لذا رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو وجود داشته و بردار همجمع مربوط به متغیرهای الگو بعد از نرمالسازی (اعمال قید، یک بودن ضریب متغیر وابسته FDI) و مرتبسازی عبارت است از:
جدول 8. نتایج رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو
|
متغیرها |
ضرایب |
انحراف معیار |
مقدار آماره t استیودنت |
|
FDI |
1 |
- |
- |
|
DRO |
0569/0- |
01391/0 |
09016/4- |
|
INV |
2449/0 |
04215/0 |
81066/5 |
|
RER |
01093/0- |
0026/0 |
2100/4- |
|
OPN |
05975/0- |
02108/0 |
8346/2- |
|
MS |
09907/0- |
01857/0 |
3346/5- |
|
عرض از مبدأ |
8873/4 |
- |
- |
منبع: یافتههای تحقیق
نتایج حاصل از برآورد مدل حاکی از آن است که در بلندمدت نسبت وابستگی سالمندی (DRO)، دارای اثر مثبت و معنیداری بر جریان ورودی سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ایران است. این بدان معنی است که یک واحد افزایش در نسبت وابستگی سالمندی (با فرض ثابت بودن سایر شرایط)، جریان ورودی سرمایهگذاری مستقیم خارجی را به میزان 057/0 واحد افزایش میدهد. در رابطه با اثر مثبت سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی میتوان ادعا کرد که مطابق با دیدگاه اقتصاددانانی نظیر هیگینز و ویلیامسون (1997)، هربرتسون و زوگا (1999)، کیم و لی (2008) و برخی دیگر، ساختار سنی جمعیت با نسبت وابستگی سالمندی بالا، منجر به کاهش پسانداز خصوصی و عمومی میشود که این شرایط باعث افزایش جریانهای ورودی سرمایهگذاری بینالمللی میشود. همچنین مطابق با دیدگاه عجماوغلو (2010)، کاهش نیرویکار ناشی از سالمندی جمعیت و نیز افزایش سطح دستمزدها، محرک نوآوری فناوریهای جایگزین نیرویکار است. بنابراین شرکتها برای مقابله با کمبود نیرویکار ناشی از سالمندی جمعیت ممکن است با افزایش سرمایهگذاری در تحقیق و توسعه، فناوریهای جایگزین نیرویکار را توسعه دهند که این امر منجر به افزایش در سرمایهگذاری مستقیم خارجی میشود.
بازبودن تجارت (OPN) دارای اثر مثبت و معنیداری بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی است. این بدان معنی است که یک واحد افزایش در بازبودن تجارت (با فرض ثابت بودن سایر شرایط)، سرمایهگذاری مستقیم خارجی را به میزان 06/0 واحد افزایش میدهد. در رابطه با اثر مثبت بازبودن تجارت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی، میتوان اینگونه استدلال کرد که شرکتهای بینالمللی پس از کسب اطلاعات در رابطه با شرایط اقتصادی، سیاسی و اجتماعی کشور میزبان، شرکتهای تابعه تولیدی خود را ایجاد میکنند که درنتیجه فعالیت این شرکتها، سرمایهگذاری خارجی نیز از طریق کانالهایی مثل افزایش تولید، انتقال فناوری و غیره افزایش پیدا خواهد کرد؛ این نتیجه نشان میدهد که سرمایهگذاری مستقیم خارجی میتواند بهطور مثبتی توسط بازبودن تجارت، تحت تأثیر قرار بگیرد.
نرخ ارز مؤثر واقعی (RER) دارای اثر مثبت و معنیداری بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی است. این بدان معنی است که یک واحد افزایش در نرخ ارز (با فرض ثابت بودن سایر شرایط)، سرمایهگذاری مستقیم خارجی را به میزان 011/0 واحد افزایش میدهد. در واقع، با کاهش ارزش پول کشور میزبان (افزایش نرخ ارز)، ثروت سرمایهگذاران خارجی نسبت به سرمایهگذاران داخلی افزایش یافته، که این امر منجر به افزایش جذابیت کشور برای جذب سرمایهگذاری مستقیم خارجی میشود؛ زیرا در چنین شرایطی، شرکتها میتوانند داراییهای کشور میزبان را نسبتاً ارزان بهدست آورند. این نتیجه نیز نشان میدهد که سرمایهگذاری مستقیم خارجی میتواند بهطور مثبتی توسط نرخ ارز مؤثر واقعی تحت تأثیر قرار بگیرد. همچنین عرضه گسترده پول (MS) دارای اثر مثبت و معنیداری بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی است. این بدان معنی است که یک واحد افزایش در عرضه پول (با فرض ثابت بودن سایر شرایط)، سرمایهگذاری مستقیم خارجی را به میزان 1/0 واحد افزایش میدهد. در واقع، کاهش ارزش پول درنتیجه افزایش عرضه گسترده پول، رقابتپذیری صادرات را افزایش داده و ارزش واقعی بدهی به تأمینکنندگان را کاهش میدهد؛ در چنین شرایطی، صنایع صادراتی سرمایهگذاری مستقیم خارجی را جذب خواهند کرد.
درعینحال، نتایج بهدست آمده نشان میدهد که در بلندمدت، اثر سرمایهگذاری داخلی (INV) بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی (FDI)، منفی و معنادار است؛ بدین معنی که یک واحد افزایش در سرمایهگذاری داخلی (با فرض ثابت بودن سایر شرایط)، سرمایهگذاری مستقیم خارجی را به میزان 245/0 واحد کاهش میدهد. تأثیر منفی سرمایهگذاری داخلی بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی را میتوان از طریق مطالعه موزس و همکاران[41] (2013) طبق فرضیه کاهش هزینه و افزایش رقابت درک کرد. آنها معتقدند که سرمایهگذاری داخلی هزینه عملیات را کاهش داده و رقابت را تقویت میکند؛ بهعنوان مثال، با کنار هم قرار دادن دو اقتصاد ملی با تفاوتهای نسبی در سرمایهگذاریهای داخلی، منطقی است کشوری که خدمات عمومی توسعهیافته دارد، کاهش هزینههای عملیاتی بیشتری را توسط شرکتهایی که در آن کار میکنند، نسبت به دیگری تجربه میکند. این تسهیلات در قالب زیرساختهای اجتماعی به شرکتها در فرآیندهای تولید و توزیع کمک میکند. در غیاب این تسهیلات تولیدی، بنگاهها جایگزینی برای تامین نیاز خود ندارند؛ در نتیجه، این شرایط هزینه انجام کسبوکار و فقدان انگیزههای کارآفرینی را افزایش میدهد. با توجه به غیرقابل دوامبودن تعاملات تجاری در این اقتصاد، سرمایهگذاران و سرمایههای خارجی کمتر جذب میشوند.
5) الگوی تصحیح خطا و اثرات کوتاهمدت
حرکت در جهت تعادل بلندمدت، به حساسیت متغیر وابسته به ابزارهای سیاستی در کوتاهمدت و سرعت حرکت در جهت تعادل وابسته است. ازاینرو، جهت دستیابی به رابطه کوتاهمدت و پویا معادله تصحیح خطا در جدول (9) ارائه شده است.
جدول 9. نتایج برآورد مدل تصحیح خطای برداری
|
آماره t |
انحراف معیار |
ضرایب |
عنوان متغیر |
|
99/1- |
057/0 |
114/0- |
|
|
47/1- |
135/0 |
199/0- |
|
|
12/2- |
062/0 |
132/0- |
|
|
992/0 |
0157/0 |
0156/0 |
|
|
249/0- |
0015/0 |
0004/0- |
|
|
822/1- |
014/0 |
025/0- |
|
|
129/0- |
012/0 |
0015/0- |
|
|
4204/0 |
084/0 |
035/0 |
C |
|
653/1- |
21/0 |
344/0- |
DUM |
منبع: یافتههای تحقیق
ازآنجاییکه در کوتاهمدت متغیرها به شکل تفاضلی بهکار رفتهاند، بنابراین مانا هستند. پس برای تحلیل معنیدار بودن ضرایب میتوان به آمارههای t و F اتکاء کرد. متغیر که مهمترین جزء الگوی تصحیح خطا است و به خطای تعادلی موسوم است از رگرسیون همجمعی بهدست میآید. ضرایب برآوردشده این جزء، سرعت رسیدن به تعادل بلندمدت را در الگو نشان میدهد. مقدار ضریب جمله تصحیح خطا در الگوی مربوطه 11/0- و معنیدار است. یعنی اگر شوکی به مدل وارد شود در هر سال 11 درصد از این عدم تعادل در دوره بعد تعدیل میشود. در این حالت شوک واردشده به الگو بهصورت نمایی و به تدریج از الگو خارج میشود. مشاهده میشود که اگر در کوتاهمدت انحرافهایی از مسیر بلندمدت صورت بگیرد، این عدم تعادل موقتی بوده و بنابراین تعدیل به سمت تعادل صورت میگیرد.
جمعبندی و پیشنهادات سیاستی
سرمایهگذاری مستقیم خارجی میتواند نقش کلیدی در تقویت جریانهای سرمایه جهانی و پر کردن شکاف پسانداز و سرمایهگذاری در فرآیندهای رشد و توسعه کشورها، بهویژه کشورهای درحالتوسعه، ایفا کند. در این میان، پدیده سالمندی جمعیت بهعنوان یک تحول ساختاری و اجتنابناپذیر جمعیتی، پیامدهای عمیقی بر ساختار اقتصادی و به تبع آن، بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی خواهد داشت. درک این ارتباط پیچیده، برای سیاستگذاران در جوامعی که در آستانه سالمندی قرار دارند، حیاتی است. در مقاله حاضر، به بررسی اثر سالمندی جمعیت بر سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ایران طی سال 1339 تا 1402 به روش خودرگرسیون برداری (VAR) و الگوی تصحیح خطا (VECM) پرداخته شده است. نتایج حاکی از آن است که سالمندی جمعیت اثر مثبت و معنیداری بر جریان سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ایران دارد؛ این یافته با دیدگاههای نظری سازگار است که تحولات جمعیتی را بهعنوان فرصتهای اقتصادی مینگرند. بهطور مشخص، سالمندی جمعیت میتواند از طریق کاهش نیرویکار و افزایش تقاضا برای فناوریهای نوین در جهت جبران این کمبود، محرک سرمایهگذاری در تحقیق و توسعه و جذب سرمایهگذاران خارجی باشد. علاوهبراین، کاهش نرخ پسانداز ملی و افزایش نیاز به سرمایه خارجی ناشی از سالمندی جمعیت، جریانهای سرمایه خارجی را تقویت میکند. همچنین، تغییر الگوی مصرف به سمت کالاها و خدمات مرتبط با سالمندان میتواند بازارهای جدیدی را برای سرمایهگذاران خارجی ایجاد کند.
لازم به ذکر است که این نتیجه ممکن است در نگاه اول با توجه به شرایط خاص اقتصاد ایران (وابستگی به نفت و مواجهه با تحریمهای بینالمللی) آنچنان ملموس نباشد. بااینحال، این رابطه را میتوان از چند منظر کلیدی تبیین نمود. اولاً، اثر مثبت سالمندی لزوماً از کانال نوآوریهای فنآورانه بسیار پیشرفته که تحت تأثیر تحریمها محدود شده است، عبور نمیکند. بلکه میتواند ناشی از ایجاد بازارهای داخلی جدید برای کالاها و خدمات مرتبط با سالمندان (اقتصاد سالمندی) باشد که برای سرمایهگذاران خارجی بازارجو (بهویژه کشورهای غیرغربی و غیرمتعهد به تحریمها) جذابیت قابلتوجهی دارد. ثانیاً، کاهش عرضه نیرویکار ناشی از سالمندی جمعیت، یک محرک اقتصادی درونی برای جایگزینی سرمایه بهجای نیرویکار است. این فرآیند، حتی با استفاده از فنآوریهای سطح متوسط و از طریق بهینهسازی فرآیندهای تولیدی، میتواند به افزایش تقاضا برای سرمایهگذاری داخلی و جذب سرمایهگذاریهای خارجی هدفمند منجر شود. ثالثاً، باید توجه داشت که مدل این پژوهش یک رابطه تعادلی بلندمدت را در یک بازه زمانی شش دههای (۱۳۳۹-۱۴۰۲) برآورد میکند که شامل دورههایی با سطوح متفاوتی از تعاملات بینالمللی و فشارهای اقتصادی بوده است. بنابراین، یافته حاضر بیانگر یک منطق اقتصادی ساختاری و بلندمدت است که توانسته خود را علیرغم شوکهای سیاسی و اقتصادی کوتاهمدت و میانمدت (مانند تحریمها) نشان دهد.
در حال حاضر کشور ایران، در مرحله گذار ساختار سنی قرار گرفته و انتظار میرود که طی دهههای آتی، پدیده سالمندی جمعیت را تجربه نماید. سالمندی جمعیت، ضمن ایجاد چالشهای جدید، فرصتهایی نیز برای اقتصاد کشور بههمراه خواهند داشت. البته لازم به ذکر است که تبدیل این پتانسیل جمعیتی به یک فرصت اقتصادی بالفعل، امری خودکار نیست و به تحقق چندین پیششرط اساسی بستگی دارد. اولاً، بهرهبرداری از فرصتهای اقتصاد نقرهای (Silver Economy) (مجموعهای از کالاها، خدمات و بازارهایی که برای تأمین نیازها و تقاضای جمعیت سالمند ایجاد شدهاند) مستلزم وجود زیرساختهای فیزیکی و دیجیتال کارآمد است که بتواند پاسخگوی نیازهای این بخش جدید از بازار باشد. ثانیاً، کیفیت سرمایه انسانی جمعیت سالمند (که ریشه در سطح آموزش و مهارتآموزی نسل جوانِ امروز دارد) نقشی حیاتی در توانایی این نسل برای مشارکت مؤثر در اقتصاد دانشبنیان آینده ایفا میکند. ثالثاً و مهمتر از همه، هیچیک از این فرصتها بدون وجود یک چارچوب نهادی و حکمرانی باثبات، شفاف و حامی حقوق سرمایهگذاران خارجی قابلتحقق نخواهد بود. بنابراین، یافته این پژوهش باید بهعنوان یک نیروی پیشران بألقوه درنظر گرفته شود که فعالسازی آن در گرو اصلاحات ساختاری جدی در حوزههای مذکور است. بنابراین، با درنظر گرفتن ابعاد جمعیتی در راستای موضوع مورد مطالعه، میتوان پیشنهادات سیاستی زیر را ارائه داد:
تشویق سرمایهگذاری در فناوریهای نوین و صنایع مرتبط با سالمندی: سالمندی جمعیت میتواند بهعنوان یک محرک قوی برای نوآوری و توسعه فناوریهای جایگزین نیرویکار (مانند رباتیک و هوش مصنوعی) عمل کند. همچنین، سرمایهگذاری در فناوریهای مرتبط با سلامت و مراقبت از سالمندان (نظیر تجهیزات پزشکی پیشرفته و خدمات دیجیتال سلامت) نهتنها بهرهوری را افزایش میدهد، بلکه کیفیت زندگی جمعیت سالمند را بهبود میبخشد و فرصتهای جدیدی را برای جذب سرمایهگذاران خارجی متخصص در این حوزهها فراهم میآورد.
تغییر الگوی مصرف و ایجاد بازارهای جدید: با سالمندی جمعیت، تقاضا برای کالاها و خدمات مرتبط با سالمندان (مانند مراقبتهای بهداشتی، خدمات تفریحی و محصولات خاص) افزایش مییابد. این تغییر در ساختار تقاضا میتواند مشوقی برای سرمایهگذاران خارجی باشد تا در این بخشهای جدید و روبهرشد سرمایهگذاری کنند.
بازنگری در سیاستهای بازنشستگی و توانمندسازی نیرویکار سالمند: با توجه به افزایش امید به زندگی و ارتقای سطح سلامت، به تأخیر انداختن سن بازنشستگی میتواند به جلوگیری از کاهش عرضه نیرویکار و بهرهگیری از تجربه و دانش جمعیت مسنتر کمک کند. این رویکرد نهتنها پایداری مالی صندوقهای بازنشستگی را تقویت میکند، بلکه به حفظ دانش نهفته در نیرویکار و افزایش مشارکت اقتصادی سالمندان منجر میشود. سیاستگذاران باید مشوقهایی برای آموزش و بازآموزی نیرویکار سالمند فراهم کنند تا آنها بتوانند با نیازهای متغیر بازار کار سازگار شوند.
تسهیل فضای کسبوکار و کاهش موانع تجاری برای جذب سرمایه و دانش: با توجه به اثر مثبت بازبودن تجارت بر FDI، دولتها میتوانند با کاهش موانع تجاری و مقررات دستوپاگیر و ایجاد محیطی شفاف و باثبات، شرایط را برای جذب سرمایهگذاریهای خارجی بیشتر فراهم کنند. این امر نهتنها هزینههای سرمایهگذاری را کاهش میدهد، بلکه میتواند منجر به انتقال فناوریهای نوین و دانش به کشور شود. این انتقال دانش، با بهبود فرصتهای شغلی و افزایش رفاه، بر کیفیت زندگی جمعیت تأثیرگذار خواهد بود.
[1]. Davies & Reed III
[2]. Lee & Mason
[3]. National Transfer Accounts
[4]. Foreign Direct Investment (FDI)
[5]. Moosa
[6]. International Monetary Fund (IMF)
[7]. United Nations Development Programme (UNDP)
[8]. Total Fertility Rate (TFR)
[9]. Old-age Dependency Ratio (OADR)
[10]. Department of Economic and Social Affairs (UN-DESA)
[11]. Narciso
[12]. Börsch-Supan et al.
[13]. Chen et al.
[14]. Acemoglu
[15]. Restrepo
[16]. Higgins & Williamson
[17]. Herbertsson & Zoega
[18]. Kim & Lee
[19]. Zhong
[20]. Li & Deng
[21]. Xinpeng et al.
[22]. Edwards
[23]. Pistoresi
[24]. Schmitz & Bieri
[25]. Donghui et al.
[26]. Loree & Guisinger
[27]. Ndikumana & Verick
[28]. Hossain & Mitra
[29]. McMillan
[30]. Harrison & Revenga
[31]. Froot & Stein
[32]. Chi
[33]. Davison et al.
[34]. Chukwu et al.
[35]. Çoban
[36]. Lin
[37]. Li et al.
[38]. EViews
[39]. Zivot- Andrews
[40]. Lütkepohl
[41]. Moses et al.
