هليون 10 (2024) e27060
متاح على الإنترنت 27 فبراير 2024 2405-8440 / © 2024 المؤلفون. نشرت من قبل إلسفير المحدودة. هذه مقالة مفتوحة الوصول بموجب ترخيص CC BY-NC (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/).
مقال بحثي
أثر الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا
بادماجا بوجبال ، نارايان سيثي ، بورنا شاندرا بادهان
a
كلية إدارة الأعمال، جامعة ووكسن، حيدر أباد، 502345، تيلانجانا، الهند
b
قسم العلوم الإنسانية والاجتماعية، المعهد الوطني للتكنولوجيا روركيلا، روركيلا، 769008، أوديشا، الهند
c
XLRI، كلية كزافييه للإدارة، جامشيدبور، 831001، جهارخاند، الهند
أ ر ت ط ج ل ه ط ن ف س
الكلمات الرئيسيه:
الجودة المؤسسية للاستثمار الأجنبي المباشر IGLS جنوب آسيا جنوب شرق آسيا
أ ب ق ت ر أ ج ت
يلعب الاستثمار الأجنبي المباشر (FDI) دورا محوريا في التنمية الاقتصادية للبلدان والجودة المؤسسية التي تشمل جوانب مثل الاستقرار السياسي والبيئة التنظيمية وسيادة القانون ، ويلعب دورا حيويا في جذب الاستثمار الأجنبي والاحتفاظ به. تبحث هذه الدراسة في تأثير الجودة المؤسسية على مستوى تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا خلال الفترة 2002-2019. لقد أنشأنا مؤشرا للجودة المؤسسية باستخدام تحليل المكونات الرئيسية (PCA) على ستة مؤشرات للحوكمة. تم استخدام المربعات الصغرى المعممة المتكررة (I-GLS) في نموذج التأثير الثابت لتقدير النتائج. وتظهر النتائج أن مؤشر الجودة المؤسسية له تأثير إيجابي وكبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في كلتا المنطقتين. وهذا يعني أن وجود نظام حكم مثالي يتألف من انخفاض الفساد، والاستقرار السياسي، وغياب العنف، والتعبير والمساءلة، والجودة التنظيمية، والنظام القضائي السليم يساعد على اجتذاب تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر إلى بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا. كما أن لها آثارا إيجابية غير مباشرة على الأنشطة الاقتصادية الأخرى مثل نمو الناتج المحلي الإجمالي والتجارة الدولية والتنمية المالية التي تعتبر حيوية للنمو الاقتصادي والتنمية.
1.
مقدمة
يلعب الاستثمار الأجنبي المباشر دورا محوريا في تعزيز النمو الاقتصادي المستدام والعمالة في البلدان المضيفة. ومع تعمق التكامل الاقتصادي العالمي، يبرز الاستثمار الأجنبي المباشر بوصفه المحرك الذي يدفع تقدم الدولة المتلقية. ولا يوفر تدفق رأس المال هذا الموارد المالية التي تشتد الحاجة إليها للبلدان الناشئة فحسب، بل يسهل أيضا نقل الخبرات الإدارية والتقدم التكنولوجي. ونتيجة لذلك، هناك منافسة متزايدة بين كل من الدول النامية والمتقدمة لاجتذاب الاستثمار الأجنبي المباشر، مما يدفع الحكومات إلى تقديم حوافز مختلفة للمستثمرين. وعادة ما تتخذ هذه الحوافز شكل تدابير مالية، بما في ذلك تخفيف قوانين الإعادة إلى الوطن وخفض مستويات الضرائب للمستثمرين الأجانب. بالإضافة إلى ذلك، يبرز توفير البنية التحتية الأساسية كعامل حاسم في جذب الاستثمارات الأجنبية، مما يدفع الحكومات إلى تخصيص نفقات كبيرة لدعم اقتصاداتها.
في السنوات الأخيرة، اكتسبت متغيرات الاقتصاد السياسي والحكم الرشيد اعترافا كمحددات حاسمة لتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر [1]. تعمل عوامل مثل السياسات الحكومية غير المتسقة ، والجودة المؤسسية المنخفضة ، وارتفاع تكاليف المعاملات التجارية كرادع للاستثمارات المحتملة [2،3]. ينظر إلى جودة المؤسسات والحوكمة على أنها مفيدة في خفض تكاليف المعاملات
* المؤلف المراسل.
عناوين البريد الإلكتروني: padmaja.1806@gmail.com (P. Bhujabal) ، nsethinarayan@gmail.com (N. Sethi) ، pcpadhan@xlri.ac.in (P.C. Padhan).
قوائم المحتويات المتاحة في ساينس دايركت
هليون
الصفحة الرئيسية للمجلة: www.cell.com/heliyon
https://doi.org/10.1016/j.heliyon.2024.e27060 تم استلامه في 2 أبريل 2023 ؛ تم استلامه في شكل منقح في 22 فبراير 2024 ؛ تم القبول في 23 فبراير، 2024
هيليون 10 (2024) e27060
2
المرتبطة بالعمليات والخدمات اللوجستية والإنتاج والبحث والتطوير ومراقبة المخاطر [4]. وتشكل الجودة المؤسسية الرديئة، التي تتسم بمؤسسات غير منظمة، ومستويات عالية من الفساد، وحقوق ملكية غير محمية بالقدر الكافي، تهديدا للاستثمارات من خلال الحد من القدرات التشغيلية للشركات، وتنويع المخاطر، وتسوية المنازعات. لذلك ، يجب على المستثمرين تقييم تكاليف المعاملات لقياس بيئة الأعمال العامة ، مع جهود البلد المضيف لخفض هذه التكاليف التي تغرس الثقة وتجعلها وجهة جذابة للاستثمار الأجنبي المباشر [5].
وعلاوة على ذلك، تؤدي البيئة السياسية، كجزء من الجودة المؤسسية، دورا رئيسيا في تحديد تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. ويمكن للبيئة السياسية المستقرة، إلى جانب الانتخابات النزيهة، أن تعزز السياسات المالية وتحقق الاستقرار في العلاقات الدبلوماسية، مما يجعل البلاد أكثر جاذبية للمستثمرين الأجانب. وعلى العكس من ذلك، فإن الجودة المؤسسية الرديئة التي تتسم بالفساد يمكن أن تزيد من تكاليف ممارسة الأعمال التجارية، مما يثني المستثمرين الأجانب [6]. بالإضافة إلى ذلك [7] ، أشار إلى أن البلدان ذات المؤسسات الأضعف تؤدي أداء ضعيفا مقارنة بالبلدان التي تتمتع بجودة مؤسسية أفضل. وهذا يؤكد أهمية تحليل العوامل السياسية والمؤسسية التي تؤثر على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر، حيث تختلف هذه المحددات بناء على الديناميات السياسية والاجتماعية والاقتصادية والجغرافية.
وبالتالي، لا بد من تحليل العوامل السياسية والمؤسسية التي تؤثر على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. وتختلف محددات الاستثمار الأجنبي المباشر من بلد إلى آخر تبعا للديناميات السياسية والاجتماعية - الاقتصادية والجغرافية. تلعب عوامل الاقتصاد الكلي مثل التنمية المالية والتضخم ونصيب الفرد من الناتج المحلي الإجمالي والتجارة الدولية وسعر الصرف أيضا دورا مهما في تحديد تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في الاقتصاد [8-10]. وعلى الرغم من أن محددات الاستثمار الأجنبي المباشر قد أجريت عليها بحوث مستفيضة، فإن الدراسات المتعلقة بأثر الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر كانت محدودة بسبب نقص البيانات المتعلقة بالتحديد الكمي للنوعية المؤسسية. وفي هذه الدراسة، تعتبر الجودة المؤسسية، ونصيب الفرد من الناتج المحلي الإجمالي، وسعر الصرف، والتضخم، والتنمية المالية، وتكوين رأس المال، والتجارة الدولية عوامل حاسمة للاستثمار الأجنبي المباشر.
والهدف من هذه الدراسة هو تقييم أثر الجودة المؤسسية على مستوى تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا. الأساس المنطقي وراء اختيار هذه المناطق للدراسة هو أنها تشكل جزءا كبيرا من الاقتصاد العالمي كاقتصادات سريعة النمو. وتشكل هذه المناطق بلدانا نامية ومتقدمة النمو ذات حجم سوق كبير. وهي تمثل تنوعا جغرافيا وسياسيا وعرقيا ولغويا غنيا، وممارسات دينية واجتماعية - ثقافية متنوعة. إلى جانب ذلك ، تشترك هذه المناطق في خصائص مشتركة مثل الموقع الجغرافي ، ووفرة الموارد الطبيعية ، والتكامل الإقليمي العالي ، والنمو السكاني والنمو الاقتصادي.
يتم تحديد أداء الاقتصاد من خلال أداء الاقتصاد الكلي الذي يتألف من معدل نمو الناتج المحلي الإجمالي وسعر الصرف ومعدل التضخم وما إلى ذلك. إنه يعكس موقف البلد وقدرته على تنفيذ السياسات. ويبين الجدول 1 السيناريو الحالي لحالة الاقتصاد الكلي في جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا. وتضم منطقة جنوب آسيا ثمانية اقتصادات ناشئة، هي أفغانستان وباكستان وبنغلاديش وبوتان وسري لانكا وملديف ونيبال والهند. يبلغ عدد سكانها أكثر من 1.81 مليار نسمة ، ويشكلون 3.8٪ من إجمالي الاقتصاد العالمي [11]. هذه المنطقة هي واحدة من أسرع المناطق الاقتصادية نموا بمعدل نمو سنوي يبلغ 6.67٪. تتكون منطقة جنوب شرق آسيا من عشر دول ، وهي بروناي دار السلام وكمبوديا وإندونيسيا ولاوس وماليزيا وميانمار والفلبين وسنغافورة وتايلاند وفيتنام. تسجل هذه المنطقة أيضا معدل نمو معتدل قدره 5.25٪. وكان النمو مدفوعا بالاستثمارات القوية بشكل رئيسي في سنغافورة وإندونيسيا وفيتنام. تلقت هذه البلدان الثلاثة أكثر من 80٪ من تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في جنوب شرق آسيا في عام 2019 [12]. تلقت جنوب شرق آسيا حصة كبيرة من تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر بنسبة 6.01٪ ، مقارنة ب 1.44٪ في جنوب آسيا.
وسجلت كلتا المنطقتين اللتين تضمان البلدان الناشئة نموا اقتصاديا مثيرا للإعجاب.
ستركز نتائج دراستنا على لفت انتباه حكومات الاقتصادات الناشئة في صياغة سياساتها لتعزيز موقفها من الاقتصاد العالمي. وسينصب التركيز على تحسين النوعية المؤسسية للحكومات من أجل اجتذاب المزيد من الاستثمارات وتحقيق نمو اقتصادي أعلى. ويستعرض الفرع 2 المؤلفات النظرية القائمة ويدرس النتائج التجريبية المتاحة من بلدان ومناطق أخرى بشأن محددات الاستثمار الأجنبي المباشر وصلاته بعوامل أخرى؛ ويقدم الفرع 3 إطارا نظريا للصلة بين الجودة المؤسسية وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. يعرض القسم 4 البيانات والمنهجية حيث يتم توفير المعلومات المتعلقة بمصدر البيانات ومواصفات النموذج. يعرض القسم 5 النتائج والتحليلات التجريبية. وأخيرا، يعرض القسم 6 الاستنتاج مع بعض الآثار المترتبة على السياسة العامة للدراسة.
2.
مراجعة الأدبيات
وتعالج الأدبيات النظرية والتجريبية أثر الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر معالجة جيدة. ومع ذلك ، فإن النتائج غير حاسمة تماما. وقد وجدت دراسات سابقة أدلة على وجود آثار مختلطة لأثر الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. وفي حين وجدت بعض الدراسات وجود ارتباط إيجابي بين الجودة المؤسسية وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر، فقد أبلغ العديد من الدراسات من ناحية أخرى عن وجود ارتباط سلبي. علاوة على ذلك ، أبلغت العديد من الدراسات أيضا عن ارتباط ضعيف أو غير مهم. أيضًا
الجدول 1
حقائق منمقة: سيناريو الاقتصاد الكلي لجنوب آسيا وجنوب شرق آسيا (2019).
جنوب آسيا
جنوب شرق آسيا
الناتج المحلي الإجمالي (بالأسعار الجارية للدولار الأمريكي) (تريليون)
3.44
2.93
النمو السنوي للناتج المحلي الإجمالي (٪)
6.67
5.25
إجمالي المدخرات (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
29.9
32.9
تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
1.44
6.01
التجارة (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
42.11
108.17
تضخم
3.67
2.56
عدد السكان (مليار)
1.81
0.65
المصدر: مؤتمر الأمم المتحدة للتجارة والتنمية (الأونكتاد) ، 2019 [13].
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
3
وبما أن المؤشرات المرتبطة بالجودة المؤسسية يمكن أن تتنوع، فإننا بحاجة إلى دراسة مختلف البارامترات المرتبطة بالجودة المؤسسية وآثارها على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
وقد خلص الباحثون إلى أن البلدان التي لديها بنية تحتية محسنة للحكم، ونظام قضائي قوي، وتحتل مرتبة عالية مع مؤشرات مختلفة للجودة المؤسسية، تميل إلى تلقي تدفقات أكبر بكثير من الاستثمار الأجنبي المباشر. تتم مناقشة بعض هذه الدراسات بالتفصيل [14]. دراسة أثر الحكم على الاستثمار الأجنبي المباشر على عينة واسعة من 144 بلدا ناميا ومتقدما النمو على مدى السنوات 1995-97. وخلصوا إلى أن البنية التحتية للحوكمة، التي تشكل عوامل قانونية وسياسية ومؤسسية، هي محدد رئيسي لكل من تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر الداخلة والخارجة [15]. دراسة أثر الديمقراطية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في مجموعة من 98 بلدا ناميا خلال الفترة 1984-2004. استنتجت دراستهم أن البلدان النامية الديمقراطية ذات الجودة المؤسسية الأفضل جذبت المزيد من تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر [16]. وجدت علاقة تكامل ثنائية الاتجاه بين الاستثمار الأجنبي المباشر والجودة المؤسسية على المدى الطويل ، في دراستهم التي تشكل 62 دولة نامية خلال الفترة 1984-2003 [17]. دراسة تأثير الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر على عينة من 52 دولة خلال الفترة 1985-2000 وخلصت إلى أن الجودة المؤسسية هي محدد مهم لتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر [18]. فحصت عينة من 83 بلدا خلال الفترة 1984-2003 وخلصت إلى أن وجود إطار مؤسسي موات واستقرار سياسي يؤثران بشكل إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. تم الإبلاغ عن نتائج مماثلة من قبل Refs. [19–21]. [22] دراسة للاقتصاديات العربية
الجدول 2
مراجعة حديثة للأدب.
المؤلف
تغطيه
نموذج
النتائج
[36]
1985–2009;
نظام GMM
وللقانون والنظام والمساءلة الديمقراطية أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
17 دولة في منطقة الشرق الأوسط وشمال أفريقيا
[37]
2002–2012;
تأثير ثابت
وللجودة التنظيمية أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
91 دولة
ولغياب العنف والإدارة الفعالة والاستقرار السياسي أثر سلبي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
[38]
1990–2010;
انحدار اللوحة
وللقانون والنظام وملامح الاستثمار أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
40 بلدا ناميا ومتقدما
وللنوعية البيروقراطية أثر سلبي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
[39]
2001–2015;
GMM
وللفعالية أو الجودة المؤسسية أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
36 دولة من بلدان أفريقيا جنوب الصحراء الكبرى
[40]
2002–2012;
انحدار اللوحة
ولنوعية المؤسسات أثر إيجابي وهام على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في البلدان المتقدمة.
110 من البلدان النامية والمتقدمة
وليس للنوعية المؤسسية تأثير كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في البلدان النامية.
[41]
باكستان
ARDL
وللجودة المؤسسية أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في قطاع الصناعة التحويلية والخدمات على المدى الطويل. وليس للنوعية المؤسسية تأثير كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في القطاع الأولي على المدى الطويل.
وليس للجودة المؤسسية تأثير كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في الأجل القصير.
[42]
2001–2011;
انحدار اللوحة
وليس للجودة المؤسسية تأثير كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
بريكس والنعناع
[43]
1996–2015;
انحدار اللوحة
وللجودة المؤسسية أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
10 دول أمريكا الجنوبية
[44]
2002–2017;
انحدار اللوحة
للصوت والمساءلة تأثير إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في البرازيل.
بريكس
الجودة التنظيمية ليس لها تأثير كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في روسيا.
[7] 1996–2015;
GMM
ولا تعزز الجودة المؤسسية النمو الاقتصادي الذي يقوده الاستثمار الأجنبي المباشر إلا في البلدان المنخفضة والمتوسطة الدخل.
104 دولة
[45]
2007–2017;
أريلانو بوند
الارتباط الذاتي
وللجودة المؤسسية أثر كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
17 بلدا من بلدان أوروبا الوسطى والشرقية
[46]
1986–2016;
لوحة ARDL
ولنوعية المؤسسات أثر قوي وإيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في جنوب شرق آسيا ولها أثر ضعيف على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في جنوب آسيا.
جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا
[47]
1996–2018;
GMM
ويؤثر انخفاض مستوى الفساد تأثيرا إيجابيا على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
54 بلدا متقدما وناميا
[48]
2002–2017;
اختبار السببية
تؤدي السيطرة على الفساد والاستقرار السياسي وسيادة القانون إلى تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في دول غرب البلقان.
دول غرب البلقان
[49]
2000–2017;
التحليل التلوي
وللجودة المؤسسية أثر إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
بريكس
[50]
2002–2019;
انحدار اللوحة
إن سيادة القانون والجودة التنظيمية والاستقرار السياسي وغياب العنف لها تأثير إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في مجموعة بريك.
بريك والزباد
إن السيطرة على الفساد وفعالية الحكومة والجودة التنظيمية والاستقرار السياسي وغياب العنف لها تأثير إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في CIVETS.
[51]
2002–2019;
النظام والفرق GMM
وتبين أن الجودة المؤسسية إلى جانب المؤشرات الفردية، والاستقرار السياسي، وسيادة القانون، والجودة التنظيمية هي مؤشرات حوكمة ضعيفة في جميع اللجان، في حين أن الصوت والمساءلة والسيطرة على الفساد هي مؤشرات ضعيفة في دول الحزام والطريق. وعموما، فإن للجودة المؤسسية أثرا كبيرا وإيجابيا على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
107 دولة نامية و39 دولة في مبادرة الحزام والطريق
ملاحظة: ARDL: التأخر الموزع بالانحدار الذاتي. GMM: طريقة معممة لللحظات ؛ الشرق الأوسط وشمال أفريقيا; البريكس: البرازيل وروسيا والهند والصين وجنوب أفريقيا؛ MINT: المكسيك وإندونيسيا ونيجيريا وتركيا؛ الزباد: كولومبيا وإندونيسيا وفيتنام ومصر وتركيا وجنوب إفريقيا. المصدر: تجميع المؤلفين
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
4
أنه من خلال زيادة الاستقرار الحكومي وتقليل مخاطر الاستثمار، يمكن أن تكون هناك زيادة في تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. وبالمثل [23]، فحص 52 بلدا خلال الفترة 2006-2012 ووجد أن نظام الحوكمة العام والخاص المواتي يؤثر بشكل إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
وخلافا لهذه الدراسات، هناك أيضا دراسات أبلغت عن وجود ارتباط سلبي بين الجودة المؤسسية وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
في الغالب ، أفادت الدراسات التي استخدمت الفساد كوكيل للجودة المؤسسية [24-27] أن زيادة الفساد تؤدي إلى انخفاض في تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر [28]. وجدت أدلة على أن الديمقراطية لها تأثير سلبي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في دراسة لعينة من 53 دولة خلال الفترة 1982-1995 [29]. أن غياب الديمقراطية وعدم الاستقرار السياسي يساعد في زيادة تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في أربعة بلدان مختارة من دول مجلس التعاون الخليجي خلال الفترة 2003-2010. وألمحت دراستهم ضمنا إلى أن النوعية المؤسسية المؤاتية التي تتألف من بيئة سياسية مستقرة قد يكون لها أثر سلبي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
علاوة على ذلك، هناك أيضا دراسات أبلغت عن تأثير ضئيل أو ضعيف للجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر [30-32]. أن العوامل السياسية، كمحدد للجودة المؤسسية، ليس لها تأثير كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر [33-35]. الفشل في إقامة أي علاقة ذات دلالة إحصائية بين الجودة المؤسسية وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
وترد في الجدول 2 بعض الاستعراضات الأخيرة للأدبيات التي تغطي العلاقة بين جميع البارامترات المختلفة للجودة المؤسسية وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
وبالتالي ، لم يتم العثور على دليل قاطع من الأدبيات السابقة. وقد لوحظ أن المؤشرات المختلفة للجودة المؤسسية يمكن أن تؤدي إلى نتائج متناقضة. لذلك ، قمنا ببناء مؤشر جودة مؤسسي واحد باستخدام تحليل المكونات الرئيسية (PCA) يتألف من ستة مؤشرات مختلفة للجودة المؤسسية. دراستنا تقف بعيدا عن البحوث السابقة في عدة جوانب متميزة. بادئ ذي بدء ، نحن تشمل مجموعة أكثر شمولا من المتغيرات التي تشكل الأبعاد الاجتماعية والسياسية والاقتصادية ، مما يخلق نموذجا كليا وشاملا. يتماشى هذا النهج مع النتائج التي توصل إليها [52] ، الذين يؤكدون أن غالبية الدراسات السابقة ركزت في المقام الأول على تقييم تأثير مؤسسات السوق والتنظيم وتجاهل المكونات المؤسسية الأخرى على الرغم من الأدلة على أهميتها في تشكيل قرارات الاستثمار الأجنبي. كما ركزت الدراسات السابقة على مجموعات مختلفة من البلدان النامية أو المتقدمة في تحليلها. تهدف دراستنا إلى سد هذه الفجوة من خلال النظر في لجنة من 18 دولة في جنوب آسيا وجنوب شرق وهي تكتل جغرافي لكل من البلدان المتقدمة والبلدان خلال الفترة 2002-2019.
3.
الإطار النظري
وفقا للنموذج الانتقائي من قبل المرجع [53] ، تميل الشركات متعددة الجنسيات إلى الاستثمار بحكم اكتساب ميزة نسبية على الشركات المحلية ، فيما يتعلق بالملكية والموقع والاستيعاب (OLI). بعد ذلك [54] ، سلط الضوء على أهمية المؤسسات كمجموعة من القواعد الرسمية وغير الرسمية ، والتي يتم اتباعها لتعظيم العوائد والأرباح وتخصيص الموارد على النحو الأمثل. يمكن تعريف المؤسسات على أنها قيود تتألف من قضايا اجتماعية وسياسية واقتصادية وهيكلية. وفقا للنظرية المؤسسية في كوريا الشمالية ، تعمل المؤسسات ذات النوعية الجيدة على زيادة الربحية من خلال تقليل تكلفة ممارسة الأعمال التجارية ، حيث يمكنها تقليل تكاليف الإنتاج والتصنيع والمعاملات. وبالإضافة إلى ذلك، فإنها تؤدي إلى تحسين استخدام تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. وبالتالي ، يميل المستثمرون إلى الاستثمار أكثر لأنهم يفضلون بيئة خالية من المخاطر. ومن ناحية أخرى، افترض التقرير أن البلدان ذات النوعية المؤسسية الرديئة تميل إلى تلقي تدفقات أقل من الاستثمار الأجنبي المباشر. ويمكن أن يعزى ذلك إلى ضعف حماية حقوق الملكية والمخاطر السياسية في ممارسة الأعمال التجارية، مما يؤدي إلى بطء الأنشطة الاقتصادية. وهكذا، افترضت النظرية أن المؤسسات عامل هام في تحديد تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. علاوة على ذلك ، تم توسيع مفهوم الميزة المكانية بإضافة العوامل الاقتصادية والمؤسسية بواسطة المرجع [55]. وأشارت الدراسة إلى أن قرار المستثمرين تجاه تدفق الاستثمار الأجنبي المباشر إلى الخارج يتأثر بشكل كبير بالمواقع التي توفر الربحية بمعدل عوائد جيد إلى جانب استقرار الاقتصاد الكلي والجودة المؤسسية السليمة. بناء على هذه النظريات ، يمكننا صياغة العلاقة على النحو التالي: الاستثمار الأجنبي المباشر = f (المؤسسات ، حجم السوق ، استقرار الاقتصاد الكلي)
وهذا يعني أن تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر تتوقف على الجودة المؤسسية وحجم السوق واستقرار ظروف الاقتصاد الكلي في البلد المضيف.
تتكون الجودة المؤسسية للبلد من معايير سياسية وتنظيمية وحوكمة [56]. تصنيف المعلمات إلى ثلاثة أبعاد ، والتي تم فصلها إلى ستة مؤشرات مختلفة.
أ) عملية اختيار الحكومة ومراقبتها واستبدالها ط) الصوت والمساءلة (VA): يجسد تصورات المواطنين في حريتهم في تكوين الجمعيات وحرية التعبير وحرية القدرة على اختيار حكومتهم واستقلال وسائل الإعلام.
الاستقرار السياسي وغياب العنف / الإرهاب (PV): يقيس خطر إزالة أو زعزعة استقرار سلطة الحكومة بطريقة غير دستورية أو عنيفة.
ب) قدرة الحكومة على صياغة وتنفيذ السياسات بفعالية ، ج) فعالية الحكومة (GE): تقيس مصداقية الحكومة من خلال جودة الخدمات العامة وكفاءة موظفي الخدمة المدنية وجودة البيروقراطية.
د) الجودة التنظيمية: تقيس قدرة الحكومة على صياغة سياسات وأنظمة سليمة وتنفيذها بما يؤدي إلى تعزيز التنمية.
ج) ثقة واحترام المواطنين للمؤسسات التي تحكم التفاعلات الاجتماعية والاقتصادية. سيادة القانون (RL): تقيس التصورات حول إمكانية التنبؤ بالنظام القضائي وفعاليته مثل الشرطة والمحكمة.
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
5
vi) السيطرة على الفساد (CC): يقيس الضوابط المختلفة للسلطة العامة التي تمارس للحد من أنواع الفساد المختلفة.
تستخدم هذه المؤشرات الستة في دراستنا كمقياس للجودة المؤسسية.
يمكن قياس حجم السوق من خلال معدل نمو الناتج المحلي الإجمالي للبلد [50]. يقاس استقرار الاقتصاد الكلي من خلال مجموعة من المتغيرات مثل التنمية المالية ، وإجمالي تكوين رأس المال [43] ، والتجارة الدولية [57] ، وسعر الصرف [58،59] والتضخم [60،61].
4.
البيانات والمنهجية
تستند الدراسة إلى بيانات لوحة متوازنة تضم 18 دولة من جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا على مدار 18 عاما ، من 2002 إلى 2019. يعتمد الإطار الزمني المختار على توافر البيانات لجميع المتغيرات المختارة التي تم النظر فيها في الدراسة. يتم الحصول على البيانات من قاعدة بيانات مؤشرات التنمية العالمية (WDI) وقاعدة بيانات مؤشرات الحوكمة العالمية (WGI) المقدمة من البنك الدولي (2019). تم إعداد مؤشر مركب للجودة المؤسسية باستخدام تحليل المكونات الرئيسية (PCA). تم استخراج المكون الرئيسي الأول لمؤشرات الجودة المؤسسية الستة باستخدام تحليل العوامل [14،60] وتم استخدامه كمؤشر جودة مؤسسي (IQ). ويرد وصف المتغيرات والقياس ومصدر بياناتها في الجدول 3.
بناء على مراجعة الأدبيات والفهم النظري ، فإننا نعتبر مواصفات النموذج التالية FDI = F (IQ ، GDPGR ، FD ، TRD ، GCF ، INFL ، EXCHR)
يتم تحديد المتغيرات المذكورة أعلاه في شكل المعادلة التالية (مكافئ (1)) ويتم تقديرها باستخدام تقنيات بيانات اللوحة.
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βiq+ βgdpgr+ βf d+ βtrd+ βgcf+ βinfl+ βexchr+v
(1)
وبما أن الهدف الأساسي هو النظر في تأثير الجودة المؤسسية على تدفق الاستثمار الأجنبي المباشر، فقد أعدنا تحديد النموذج من خلال إدراج كل عنصر من مكونات معدل الذكاء على حدة، أي CC و GE و PS و RQ و RL و VA في المعادلات (مكافئ (2)) إلى (مكافئ (7)) على التوالي، من أجل التحقق من متانة النتيجة. يتم تحديد العديد من المعادلات الجديدة على النحو التالي ،
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βCC + βgdpgr + βf d + βtrd + βgcf + βinfl + βexchr + v
(2)
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βge+ βgdpgr+ βf d+ βtrd+ βgcf+ βinfl+ βexchr+v
(3)
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βpv+ βgdpgr+ βf d+ βtrd+ βgcf+ βinfl+ βexchr+v
(4)
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βrq+ βgdpgr+ βf d+ βtrd+ βgcf+ βinfl+ βexchr+v
(5)
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βrl + βgdpgr + βf d + βtrd + βgcf + βinfl + βexchr + v
(6)
الاستثمار الأجنبي المباشر = β+ βva+ βgdpgr+ βf d+ βtrd+ βgcf+ βinfl+ βexchr+v
(7)
بدأ التحليل التجريبي بتقدير نماذج المربع الأدنى العادي المجمع (OLS) والتأثير الثابت (FE) والتأثير العشوائي (RE). يعتمد الاختيار بين هذه الأساليب على تجانس أو عدم تجانس بنية البيانات. بتطبيق اختبار المواصفات المختلفة مثل اختبار F واختبار Breusch Pagan LM واختبار مواصفات Hausman ، توصلنا إلى أن FEM مناسب. ومع ذلك ، في ظل مشكلة عدم التجانس والارتباط الذاتي ، سيكون النهج الكلاسيكي للمربع الأصغر لتقدير FEM هو
الجدول 3
وصف المتغير ومصادر البيانات.
المتغيرات
الرموز
قياس
مصادر البيانات
المتغير التابع
الاستثمار الأجنبي المباشر الاستثمار الأجنبي المباشر، صافي التدفقات الداخلة (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
WDI
المتغيرات المستقلة
النمو الاقتصادي
الناتج المحلي الإجمالي
نمو الناتج المحلي الإجمالي (٪ سنويا)
WDI
التنمية المالية FD الائتمان المحلي للقطاع الخاص من قبل البنوك (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
WDI
إجمالي تكوين رأس المال GCF إجمالي تكوين رأس المال (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
WDI
تجر
TRD
التجارة (٪ من إجمالي الناتج المحلي)
WDI
سعر الصرف
المركز الأوروبي لحقوق الإنسان
سعر الصرف الرسمي (LCU لكل دولار أمريكي، متوسط الفترة)
WDI
تضخم
INFL
التضخم وأسعار المستهلك (٪)
WDI
مكافحة الفساد CC السيطرة على تقدير الفساد
WGI
فعالية الحكومة تقدير فعالية حكومة جنرال إلكتريك
WGI
الاستقرار السياسي
PS
الاستقرار السياسي وغياب العنف/الإرهاب تقديرا
WGI
الجودة التنظيمية
RQ
تقدير الجودة التنظيمية
WGI
سيادة القانون
RL
تقدير سيادة القانون
WGI
الصوت والمساءلة VA صوت وتقدير المساءلة
WGI
الجودة المؤسسية
IQ
مؤشر الجودة المؤسسية الذي أعدته PCA باستخدام ستة مؤشرات (CC و GE و PS و RQ و RL و VA)
WGI
المصدر: المؤلفون
’
تجميع مصادر البيانات من مؤشرات التنمية العالمية (2019) وWGI (2019)
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
6
غير مناسب [62].
ومع ذلك ، فإن نماذج انحدار اللوحة بشكل عام و FEM بشكل خاص ، غالبا ما تتميز بمشاكل الارتباطات التسلسلية والاعتماد على المقطع العرضي وعدم التجانس. وعادة ما يتبع نهجان بديلان لمعالجة هذه القضايا. يتمثل النهج الأول في استخدام مقدر OLS مع خطأ قياسي قوي ، والذي يجب أن يكون قويا للارتباطات التسلسلية وعدم التجانس [63-65]. الطريقة الأكثر استخداما لذلك هي استخدام الأخطاء القياسية المجمعة [66]. النهج الثاني هو استخدام المربع الأصغر المعمم (GLS) ومقدر المربع الأصغر المعمم الممكن. يأخذ GLS في الاعتبار الارتباط التسلسلي والاعتماد على المقطع العرضي وعدم التجانس في التقدير مباشرة. يأخذ تقدير المربع الأدنى المعمم الممكن (FGLS) في الاعتبار مشاكل التجميع الموجودة في لوحة التأثيرات الثابتة [67].
في هذه الدراسة ، قمنا بتطبيق Iterated-GLS (IGLS) الذي يسمح بتقدير المعامل والخطأ المعياري في وجود AR [1] الارتباط الذاتي داخل اللوحات و heteroskedasticity والارتباط المستعرض عبر اللوحات. لتطبيق IGLS ، يمكن تحديد النموذج العام التالي (مكافئ (8))
ص = xβ + ε
(8)
حيث أنا
=
1,2
…
m هو عدد الألواحو t
=
1,2
…
الفترة الزمنية T ، Y متغير تابع و X متغير توضيحي. هكذا
يتم توفير نتيجة GLS بواسطة
̂
β=
X̂ ΩX
) X̂ Ωy
̂
فار β=
X̂ ΩX
)
حيث
تتم كتابة المصفوفة على صورة حاصل ضرب كرونيكر Ω = Σ⊗ I
في GLS ، تشير مصفوفة التباين المشترك المعروفة لمصطلح الخطأ إلى أنها
Σ
يتم استخدامه ، حيث كما هو الحال في FGLS التباين المقدر - التباين
سيتم الحصول على المصفوفة عن طريق استبدال المقدر
̂
Σ
ل Σ.
أين
̂
Σ=
̂ ε̂ ε
T
تستخدم بقايا OLS لتقدير Σ. في حالة تكرار عملية التقدير ، يتم الحصول على بقايا AR من آخر طراز مجهز.
يتم حساب تقديرات GLS والخطأ المعياري المرتبط بها باستخدام
̂
Σ
. عند وجود عدم التجانس والارتباطات التسلسلية والاعتماد المستعرض ، يكون مقدر FGLS أكثر كفاءة من OLS. في I-GLS ، تتكرر العملية على مصفوفة التغاير المقدر للاضطراب وتقدر المعلمة حتى تتقارب تقديرات المعلمة.
ومع ذلك ، في نموذج بيانات اللوحة الديناميكية ، عادة ما يوجد ارتباط بين القيمة المتأخرة للمتغير التابع ومكون الخطأ الثابت للوقت. وبالتالي ، فإن أداء المقدرين ضعيف مع الانحدارات الخارجية بدقة [68]. وجدت أنه عندما يتم تطبيق GLS على نموذج بيانات لوحة ديناميكية ، مع N كبير ، فإنه عادة ما ينتج تقديرات غير متسقة. من ناحية أخرى ، عندما يتم تطبيق GLS على نموذج لوحة معززة ، فإنه ينتج مقدرا ثابتا ، بسبب الظروف الأولية (69). بالنسبة للسلاسل الزمنية القصيرة مع كل وحدة مقطع عرضي ، فإنه يوفر تقديرات متسقة [68،69،70]. ومع ذلك ، يوفر FLGS ل [71] مقدرا ثابتا في النموذج المعزز حتى لو كانت مصفوفة التباين-التباين غير المعروفة تعتمد على توزيع الخطأ. بالنسبة للعينة الكبيرة ،
الجدول 4
الإحصاء الوصفي للمتغيرات.
المتغيرات
Mean
الأمراض المنقولة جنسيا ديف.
Min.
Max.
الانحراف
كورتوسيس
جارك بيرا
ستات.
القيم المحتملة ل JB
ستات.
معامل الاختلاف (C. V)
FDI
3.9
5
1.32
28.6
2.574
10.2
998.622
0.000
1.2821
معدل الذكاء 2.94E-
09
0.97
2.57
2.66
0.244
2.425
7.239
0.027
3.30e+091
FD
47.07
34.84
1.11
133.14
0.902
2.674
42.824
0.000
0.7402
GCF
27.31
10.1
7.02
69.53
1.329
6.056
209.128
0.000
0.3698
الناتج المحلي الإجمالي
5.84
3.56
13.13
26.11
0.376
10.256
678.456
0.000
0.6096
TRD
98.76
81.15
0
437.33
2.095
8.039
547.711
0.000
0.8217
المركز الأوروبي لحقوق الإنسان
2407.15
5098.36
1.25
22602.05
2.305
7.592
539.834
0.000
2.1180
INFL
5.83
6.64
18.11
57.07
3.150
20.377
4356.204
0.000
1.1389
CC
0.4
0.9
1.67
2.33
1.357
4.66
129.116
0.000
2.2500
GE
0.14
0.88
1.62
2.44
0.84
3.643
41.569
0.000
6.2857
PV
0.55
1.12
2.81
1.62
0.0120
2.112
10.052
0.006
2.0364
RQ
0.31
0.87
2.34
2.26
0.67
4.001
35.817
0.000
2.8065
RL
0.35
0.8
1.9
1.84
0.598
3.451
20.829
0.000
2.2857
VA
0.65
0.62
2.23
0.46
0.332
2.543
8.299
0.015
0.9538
المصدر: المؤلفون
’
حساب
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
7
الجدول 5مصفوفة الارتباط.
المتغيرات
VIF
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
(10)
(11)
(12)
(13)
(14)
(1) الاستثمار الأجنبي المباشر
1.00
(2) معدل الذكاء
1.14
0.01
1.00
(3) الناتج المحلي الإجمالي
2.969
0.09
0.06
1.00
(4) FD
2.666
0.42*
0.05
0.17*
1.00 (5) TRD
1.254
0.79*
0.03
0.03
0.66*
1.00 (6) العامل المشترك الأكبر
4.325
0.12*
0.04
0.09
0.09
0.04
1.00
(7) إنفل
1.528
0.16*
0.19*
0.18*
0.29*
0.23*
0.04
1.00
(8) الاتفاقية الدولية لحقوق الإنسان
1.387
0.08
0.04
0.08
0.13*
0.07
0.12*
0.05
1.00
(9) CC
16.88
0.47*
0.13*
0.19*
0.53*
0.70*
0.31*
0.35*
0.19*
1.00 (10) GE
18.817
0.48*
0.09
0.24*
0.67*
0.73*
0.13*
0.40*
0.14*
0.91*
1.00 (11) الكهروضوئية
4.325
0.50*
0.09
0.06
0.44*
0.59*
0.30*
0.36*
0.15*
0.71*
0.68*
1.00 (12) RQ
11.114
0.51*
0.14*
0.33*
0.63*
0.69*
0.09
0.47*
0.16*
0.80*
0.91*
0.59*
1.00 (13) RL
23.688
0.44*
0.13*
0.25*
0.64*
0.67*
0.23*
0.40*
0.17*
0.94*
0.96*
0.69*
0.88*
1.00
(14) خامسا
2.333
0.01
0.11
0.21*
0.27*
0.15*
0.16*
0.23*
0.32*
0.43*
0.47*
0.02
0.49*
0.52*
1.00 يعني VIF
=
7.044 * يظهر أهمية عند المستوى 0.05.
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
8
نتيجة مقدر FGLS المكون من خطوتين ل Blundell و Bond غير حاسمة ، لأنها تعتمد على مقدر الانحدار في الجولة الأولى. لذلك ، لإنتاج مقدر متسق ، يمكن استخدام FGLS المتكرر. بالنسبة لنماذج التأثيرات الثابتة ، مع متغير خارجي بالإضافة إلى تباينات خطأ زمنية تعسفية ، ينتج عن FGLS المتكرر تقدير أقصى احتمال شرطي [72]. لعينة صغيرة (N
=
5) ، تتمتع I-FGLS بأداء متفوق على المقدرات الأخرى مثل GMM. كما يوفر مقدرا ثابتا بغض النظر عن الخطأ المتجانس أو غير المتجانس [72]. نظرا لأن حجم عينتنا صغير ، فإن I-FGLS توفر مقدرا غير متحيز ومتسق للمعلمة.
5.
النتائج التجريبية والتحليل
5.1.
الإحصاء الوصفي
يبدأ هذا القسم بنتائج الإحصاء الوصفي الحالية لاكتساب بعض الأفكار حول خصائص البيانات للمتغيرات المستخدمة في دراستنا. توفر الإحصاءات الوصفية فهما أوليا للبيانات.
ويقدم الجدول 4 إحصاءات موجزة للمتغيرات المستخدمة في التحليل التجريبي. نلاحظ أن المتغير التابع للاستثمار الأجنبي المباشر ، يختلف بين
1.32 و 28.6 ، بمتوسط قيمة 3.9 والانحراف المعياري 5. ومع ذلك ، فإن مؤشر الجودة المؤسسية (IQ) له تباين منخفض للغاية عن
2.57 إلى 2.66. من ناحية أخرى ، فإن المتغيرات الأخرى مثل FD و GCF و GDPR و TRD و EXCHR و INFL لها اختلافات عالية. كما تم الإبلاغ عن الإحصاءات الوصفية للمتغيرات المؤسسية الفردية. الانحراف المعياري لأي من المتغير هو صفر ، وفي كثير من الحالات ، تكون عالية جدا. يتم رفض الفرضية الصفرية للحياة الطبيعية من خلال القيمة الاحتمالية المناسبة لإحصاءات Jarque-Bera وتخلص إلى أن البيانات لا يتم توزيعها بشكل طبيعي. يشير هذا إلى تباين كبير من حيث تباين البيانات ، وهو أمر جيد لدراسة الفريق.
5.2.
مصفوفة الارتباط
ويبين الجدول 5 نتائج مصفوفة الارتباط. توفر مصفوفة الارتباط فهما أوليا حول علاقة كل متغير فيما بينها وكذلك مع المتغير التابع. يساعد على فهم التأثيرات الداخلية المحتملة للمتغيرات والتخفيف من مشكلة تعدد الارتباطات المحتملة وتجاوز المعلمات في نموذج الانحدار. تظهر النتائج أن FD و TRD يرتبطان ارتباطا إيجابيا بالاستثمار الأجنبي المباشر ولهما دلالة إحصائية. كما يرتبط معدل الذكاء والناتج المحلي الإجمالي والمركز الدولي للحقوق الاقتصادية والاجتماعية والثقافية ارتباطا إيجابيا بالاستثمار الأجنبي المباشر ولكنه يفتقر إلى الأهمية. ومع ذلك ، يرتبط الصندوق الأخضر للمناخ و INFL ارتباطا سلبيا بالاستثمار الأجنبي المباشر وهما أيضا
الجدول 6
اختبار جذر الوحدة (ADF-فيشر).
المتغيرات
اعتراض فردي
الاعتراض الفردي والاتجاه
None
مستوى
الفرق الأول
مستوى
الفرق الأول
مستوى
الفرق الأول
الاحصائيه
(القيمة الربحية)
الاحصائيه
(القيمة الربحية)
الاحصائيه
(القيمة الربحية)
الاحصائيه
(القيمة الربحية)
الاحصائيه
(القيمة الربحية)
الاحصائيه
(القيمة الربحية)
FDI
84.35***
(0.00)
200.53***
(0.00)
78.45***
(0.00)
91.115***
(0.00)
29.11
(0.79)
164.91***
(0.00)
IQ
50.62**
(0.05)
191.09***
(0.00)
37.59
(0.40)
118.383***
(0.00)
95.17***
(0.00)
201.22***
(0.00)
FD
21.98
(0.97)
98.22***
(0.00)
39.01
(0.34)
126.40***
(0.00)
10.22
(1.00)
268.40***
(0.00)
GCF
50.79**
(0.05)
181.30***
(0.00)
49.70**
(0.05)
35.88***
(0.00)
15.37
(1.00)
59.05***
(0.00)
الناتج المحلي الإجمالي
121.76***
(0.00)
198.50***
(0.00)
100.88***
(0.00)
100.46***
(0.00)
41.07
(0.26)
148.00***
(0.00)
INFL
109.25***
(0.00)
241.83***
(0.00)
85.16***
(0.00)
228.12***
(0.00)
91.55***
(0.00)
286.57***
(0.00)
المركز الأوروبي لحقوق الإنسان
29.77
(0.76)
95.73***
(0.00)
19.30*
(0.08)
228.12***
(0.00)
4.83
(0.96)
286.57***
(0.00)
TRD
40.68
(0.27)
105.64***
(0.00)
19.30*
(0.08)
228.12***
(0.00)
4.83
(0.96)
286.50***
(0.00)
CC
64.73***
(0.000)
175.89***
(0.00)
19.3087*
(0.08)
228.12***
(0.00)
4.83
(0.9634)
286.57***
(0.00)
GE
53.84**
(0.03)
196.75***
(0.00)
19.30*
(0.0813)
228.12***
(0.00)
4.832
(0.96)
286.57***
(0.00)
PV
79.86***
(0.00)
190.68***
(0.00)
19.30*
(0.08)
228.1***
(0.00)
4.83
(0.96)
286.57***
(0.00)
RQ
67.13***
(0.00)
197.64***
(0.00)
19.30*
(0.0813)
228.12***
(0.00)
4.83
(0.96)
286.57***
(0.00)
RL
49.01*
(0.07)
183.52***
(0.00)
19.30*
(0.08)
228.12***
(0.00)
4.83
(0.9634)
286.57***
(0.00)
VA
35.44
(0.49)
151.95***
(0.00)
19.3087
(0.08)
228.12***
(0.00)
4.83
(0.96)
286.57***
(0.00)
المصدر: المؤلفون
’
حساب
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
9
ذات دلالة إحصائية.
في نماذج الانحدار الخطي المتعددة ، في بعض الأحيان ترتبط المتغيرات المشتركة مع بعضها البعض ، مما يؤدي إلى تعدد الارتباطات ، مما يتسبب في أن تكون تقديرات المعلمات غير دقيقة. يتم تحديد تعدد الارتباطات في دالة الانحدار عندما يصبح معامل الارتباط البسيط مساويا أو أكثر من 0.85. طريقة أخرى هي حساب عامل تضخم التباين (VIF) أو قيمة التسامح. إذا تجاوز VIF 10 أو كانت قيمة التسامح أقل من 0.1 ، فهذا يدل على وجود مشكلة تعدد الأقطاب بين المتغيرات المستقلة [73]. ومع ذلك ، في حالة بيانات اللوحة ، إذا كان متوسط VIF أقل من 10 ، فإن تعدد الارتباطات ليس مشكلة. في حالة دراستنا ، فإن بعض مؤشرات الحوكمة الفردية مثل GE و RQ و RL لها ارتباط كبير وهي ذات دلالة إحصائية. أيضا ، يتجاوز VIF 10 في حالة مؤشرات الحوكمة الفردية التي تؤكد وجود تعدد الارتباطات ، ولكن متوسط VIF هو 7.044 وهو أقل من 10. للحصول على نتيجة أكثر قوة وحل مشكلة تعدد الأقطاب ، يتم استخدام تحليل المكون الرئيسي (PCA). تقلل هذه الطريقة من أبعاد المتغير المشترك باستخدام تحليل ومعالجة مصفوفات البيانات وتعظيم مقدار الاختلاف في نفس الوقت [74]. لذلك ، فإننا نعتبر مؤشر الذكاء الذي تم إنشاؤه باستخدام PCA.
الجدول 7
نموذج التأثير الثابت: الاستثمار الأجنبي المباشر المتغير Dep.
المتغيرات
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
الناتج المحلي الإجمالي
0.082**
0.081**
0.079**
0.080*
0.083**
0.086**
0.082**
(0.040)
(0.041)
(0.040)
(0.041)
(0.041)
(0.040)
(0.041)
FD
0.056***
0.056***
0.054***
0.055***
0.056***
0.052***
0.056***
(0.010)
(0.010)
(0.010)
(0.010)
(0.010)
(0.010)
(0.010)
TRD
0.016***
0.016***
0.017***
0.016***
0.017***
0.017***
0.016***
(0.006)
(0.005)
(0.006)
(0.006)
(0.006)
(0.005)
(0.006)
GCF
0.004
0.003
0.008
0.004
0.004
0.007
0.004
(0.023)
(0.023)
(0.023)
(0.023)
(0.023)
(0.023)
(0.023)
INFL
0.007
0.010
0.009
0.009
0.006
0.002
0.009
(0.022)
(0.022)
(0.021)
(0.022)
(0.022)
(0.022)
(0.022)
المركز الأوروبي لحقوق الإنسان
0.000**
0.000**
0.000***
0.000**
0.000**
0.000***
0.000**
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
IQ
0.084
(0.133)
CC
0.011
(0.705)
GE
1.275
(0.798)
PV
0.132
(0.396)
RQ
0.401
(0.589)
RL
1.485*
(0.871)
VA
0.067
(0.559)
ثابت
0.282
0.259
0.700
0.364
0.349
1.064
0.333
(0.895)
(0.995)
(0.933)
(0.955)
(0.905)
(1.009)
(1.120)
لا. من Obs.
306
306
306
306
306
306
306
R-تربيع
0.151
0.149
0.157
0.150
0.151
0.158
0.149
تعديل R2
0.0780
0.0767
0.0850
0.0770
0.0782
0.0861
0.0767
إف ستات(7,281)
7.114
7.046
7.475
7.065
7.124
7.535
7.049
بروب إف
7.82e-08
9.39e-08
2.97e-08
8.93e-08
7.61e-08
2.53e-08
9.33e-08
الفحص التشخيصي ل FEM
اختبار BP-LM للاستقلال كاي سكوير(153)
314.010
0.000
322.351
0.000
286.319
0.000
320.094
0.000
313.707
0.000
297.312
0.000
321.503
0.000
اختبار والد المعدل ل عدم التجانس الجماعي
10555.90
0.0000
12988.57
0.000
12367.65
0.000
10332.11
0.000
11856.48
0.000
9824.14
0.000
13114.81
0.000
اختبار LM للارتباط التسلسلي
135.595
0.000
136.226
0.000
132.553
0.000
135.738
0.000
135.958
0.000
133.496
0.000
136.140
0.000
بيساران سي إس دي
2.408 0.016
2.228
0.026
2.385
0.017
2.449
0.014
2.438 0.015
2.462 0.014
2.260
0.024
POLS مقابل FEM مقابل REM
F Stat (17 ، 281) ، مع قيمة p (POLS مقابل FE)
17.85
0.000
17.90
0.000
18.05
0.000
16.87
0.000
17.97
0.000
18.34
0.000
17.81
0.000
اختبار هاوسمان
FE مقابل RE
19.47
0.000
39.51
0.000
41.03
0.000
38.04
0.000
43.92
0.000
43.08
0.000
38.27
0.000
اختبار بروش وباغان LM (POLS مقابل RE)
183.21
0.000
181.03
0.000
174.37
0.000
182.62
0.000
185.95
0.000
186.44
0.000
194.61
0.000
الأخطاء القياسية بين قوسين ***p
<
0.01 ، ** ص
<
0.05 ، * ص
<
0.1.
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
10
5.3.
فحص ثابت
قبل الشروع في التقدير التجريبي ، من الضروري التحقق من ثبات المتغيرات لتجنب الانحدار الزائف.
لقد استخدمنا اختبار ADF-Fisher في هذه الدراسة. ميزة استخدام هذه الطريقة هي أنها تسمح بعدم التجانس عبر الوحدات قدر الإمكان. ويبين الجدول 6 إحصائيات جذر الوحدة للمتغيرات المستخدمة في الدراسة في ثلاث فئات: الاعتراض الفردي، والاعتراض الفردي والاتجاه ولا شيء، في المستوى والفرق الأول. أظهرت النتائج أن جميع الاختبارات رفضت فرضية عدم الثبات عند استخدام المتغيرات في الفرق الأول. أيضا ، بعض المتغيرات ثابتة على المستوى ، على الرغم من أنه لا يمكن تعميمها. وبالتالي ، يتم دمج المتغيرات من الترتيب 1.
5.4.
نموذج التأثير الثابت
يأخذ النموذج المجمع في الاعتبار التجانس الفردي عبر اللوحة ويمكن تقديره بطريقة المربعات الصغرى العادية (OLS). ومع ذلك ، إذا كانت البلدان
’
لا يتم النظر في التأثيرات الفردية التي لا يمكن ملاحظتها مثل الموقع الجغرافي والتاريخ الاستعماري والنظام السياسي والأديان وما إلى ذلك ، ثم يعطي OLS المجمع خطأ في القياس في المعلمة المقدرة [75] ، والنتائج المتحيزة [76]. ويبين الجدول 5 نتائج الانحدار المجمعة لشريان الحياة الوظيفية. لالتقاط الخصائص غير المتجانسة للبلدان الفردية عبر اللوحات ، يكون FE أو RE أكثر ملاءمة. يتم تطبيق OLS و FE و RE المجمعة مع الفحص التشخيصي المناسب جنبا إلى جنب مع عدم التجانس والارتباط الذاتي المتسق (HAC) في الأخطاء القياسية. نجد وجود مشاكل عدم التجانس والارتباط الذاتي من
الجدول 8
نتائج انحدار I-GLS.
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
متغير القسم: الاستثمار الأجنبي المباشر
الناتج المحلي الإجمالي
0.1299***
(0.0000)
0.1665***
(0.0000)
0.1441***
(0.0000)
0.1319***
(0.0000)
0.1291***
(0.0000)
0.1375***
(0.0000)
0.1709***
(0.0002)
FD
0.0174***
(0.0000)
0.0233***
(0.0000)
0.0117***
(0.0000)
0.0037***
(0.0000)
0.0523***
(0.0000)
0.0308***
(0.0000)
0.0271***
(0.0000)
TRD
0.0522***
(0.0000)
0.0320***
(0.0000)
0.0378***
(0.0000)
0.0444***
(0.0000)
0.0284***
(0.0000)
0.0328***
(0.0000)
0.0057***
(0.0001)
GCF
0.0363***
(0.0000)
0.0022***
(0.0000)
0.0128***
(0.0000)
0.0231***
(0.0000)
0.0028***
(0.0000)
0.0078***
(0.0000)
0.0461***
(0.0000)
INFL
0.0577***
(0.0000)
0.0427***
(0.0000)
0.0422***
(0.0000)
0.0433***
(0.0000)
0.0440***
(0.0000)
0.0314***
(0.0000)
0.0891***
(0.0000)
المركز الأوروبي لحقوق الإنسان
0.0001***
(0.0000)
0.0000***
(0.0000)
0.0001***
(0.0000)
0.0003***
(0.0000)
0.0002***
(0.0000)
0.0001***
(0.0000)
0.0002***
(0.0000)
IQ
0.1499***
(0.0000)
CC
0.2990***
(0.0000)
GE
0.2140***
(0.0000)
PV
0.0346***
(0.0000)
RQ
0.2891***
(0.0007)
RL
0.5820***
(0.0002)
VA
0.2534***
(0.0019)
_سلبيات
1.4884***
(0.0002)
0.3311***
(0.0001)
1.1156***
(0.0002)
1.4471***
(0.0000)
0.8652***
(0.0014)
1.7718***
(0.0003)
0.8170***
(0.0087)
Obs.
306
306
306
306
306
306
306
ساحة والد تشي
2.80E+09***
4.50E+10***
7.18E+09***
4.28E+10***
7.83E+07***
1.66E+09***
6838224***
Prob
>
chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
اختبار Breusch-Pagan LM للاستقلال: chi2 (153)
340.657***
308.864***
290.267***
318.215***
340.76***
322.095***
278.53***
قيمة P
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
اختبار والد المعدل ل عدم التجانس الجماعي
21905.12***
6368.61***
16879.62***
18483.36***
5437.9***
17368.61***
81565.65***
Prob
>
تشي(18)
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
الأخطاء القياسية بين قوسين.
ص<0.01، **ص<0.05، *ص<0.1.
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
11
اختبار Breusch-Pagan / Cook-Weisberg للتغاير واختبار Wooldridge للارتباط الذاتي على التوالي.
يتم اختبار الاختيار بين POLS مع FE و POLS مع RE باستخدام إحصائيات F وكذلك اختبار Breusch-Pagan LM على التوالي. تحدد النتائج FE و RE على POLS. علاوة على ذلك ، تم استخدام اختبار Hausman [77] لفحص مدى ملاءمة FE أو RE. يفترض اختبار هوسمان الفرضية الصفرية لغياب الارتباط بين التأثيرات الفردية غير المرصودة مع المتغيرات المستقلة ، مقابل بديل وجود الارتباط. الفرضية الصفرية (فوق 0.05) هي أن النموذج هو تأثير عشوائي ، مما يعني أن رفض الفرضية الصفرية يستنتج أن النموذج هو تأثير ثابت. تم الإبلاغ عن تفاصيل هذه النتائج في الجدول 7 جنبا إلى جنب مع نتيجة انحدار التأثير الثابت مع إحصائيات اختبار Hausman ونتيجة اختبار الاعتماد المقطعي Pesran. وعموما، هناك إمكانية لوجود ترابط وصدمات مشتركة بين البلدان، أثناء التعامل مع تحليل بيانات الفريق. يحدث هذا عندما ترتبط البلدان المعنية إقليميا أو عالميا [78]. درس هذا الوضع وخلص إلى أنه عندما تكون الاقتصادات مترابطة بقوة ، فإن فرضية الاستقلال المستعرض غير صالحة. تم استخدام تحليل التبعية المقطعية بواسطة المرجع [79] للتحقق من هذا الارتباط. تظهر النتائج في الجدول 7 وجود اعتماد مقطعي مستعرض بين المتغيرات. ومع ذلك ، مع الفحص التشخيصي ، وجدنا أن نموذج التأثير الثابت يظهر وجود عدم التجانس والارتباط الذاتي والاعتماد على المقطع العرضي. لذلك ، لحل المشكلة ، قمنا بتطبيق طريقة GLS (I-GLS) المكررة.
5.5.
تأثير ثابت مكرر GLS
ننتقل إلى تحليلنا باستخدام المربعات الصغرى المعممة المتكررة (I-GLS) في نموذج التأثير الثابت. تسمح هذه الطريقة بالتقدير في وجود AR [1] الارتباط الذاتي داخل اللوحات والارتباط المقطعي العرضي وعدم التجانس عبر الألواح. نظرا لأن FEM المقدرة تعاني من عدم التجانس والارتباط الذاتي والاعتماد على المقطع العرضي ، فإن I-GLS تراها مناسبة لنموذجنا. ويبين الجدول 8 نتائج انحدار I-GLS. وتبين النتائج أن الجودة المؤسسية لها أثر إيجابي وهام على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا. وهذا يعني أنه عندما تكون نوعية المؤسسات أفضل، فإنها تجتذب المزيد من الاستثمار الأجنبي المباشر. قد يكون السبب وراء هذا الارتباط هو أن الجودة المؤسسية الأفضل تساعد في زيادة ربحية الأعمال ، وتعزيز الكفاءة في الإنتاج وتشجع أيضا على تخصيص الموارد الإنتاجية بشكل أفضل. من ناحية أخرى ، يمكن أن تؤدي المؤسسات الفقيرة التي تقبل الفساد إلى زيادة تكاليف الاستثمار وانخفاض الأرباح. كما أن المخاطر السياسية والعنف والإرهاب تشكل عوائق أمام الاستثمار الأجنبي حيث يتردد المستثمرون في الاستثمار في اقتصاد غير مستقر. يفضل المستثمرون الأجانب البلدان التي لديها إدارة قانونية وتنظيمية مفتوحة وشفافة ، وأسواق مفتوحة ، وتقديم فعال للخدمات الحكومية ومؤسسات غير فاسدة. تتوافق نتائجنا مع [43] في دراستهم حول أمريكا الجنوبية خلال العام 1996-2015 ومع [40] لدراستهم على البلدان المتقدمة للفترة 2002-12. على العكس من ذلك ، في نفس الدراسة [40] لم تجد أي تأثير كبير للجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في حالة البلدان النامية.
وتشير النتائج إلى أن الاستثمار الأجنبي المباشر قد تأثر بشكل إيجابي بنمو الناتج المحلي الإجمالي، وهو ما تدعمه عدة دراسات مثل [50،61،80،81]. وهذا يعني أنه مع زيادة نمو الناتج المحلي الإجمالي ، يرتفع مستوى الاستثمار الأجنبي. قد يكون هذا بسبب حقيقة أن المستثمرين الأجانب يرون إمكانات للنمو في هذه الاقتصادات ، وبالتالي زيادة في أرباحهم. حتى [55] في النموذج الانتقائي ، ذكر أن حجم السوق (مدفوعا بنمو الناتج المحلي الإجمالي في دراستنا) يساعد في جذب تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. ومع ذلك ، فإن نتائجنا تتناقض مع الدراسات التي أجراها Refs. [82،83] الذين وجدوا علاقة سلبية وهامة بين تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر ونمو الناتج المحلي الإجمالي.
متغيرات التجارة والتنمية المالية إيجابية وكبيرة. وهذا يعني ضمنا أن الاقتصادات المفتوحة لديها حافز لاجتذاب المزيد من الاستثمار الأجنبي المباشر الباحث عن الأسواق. يفضل المستثمرون الأجانب الاستثمار في البلدان ذات حجم التجارة الكبير [84]. هذه النتيجة تتفق مع نتيجة [61]. غير أن إجمالي تكوين رأس المال وسعر الصرف والتضخم لها أثر سلبي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. ويمكن تفسير ذلك بأن معدلات التضخم المرتفعة تميل إلى تثبيط تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. قد تقوم الشركات التي لا تستطيع تحمل الخسارة بتخفيض استثماراتها الأجنبية لتجنب أي خسارة بسبب تقلب أسعار الصرف والتضخم وزيادة الاستثمار المحلي [85]. غير أن معامل التفاعل بين سعر الصرف والنوعية المؤسسية إيجابي وهام، مما يشير إلى أن سعر الصرف، بالاقتران مع الهياكل الأساسية المؤسسية الفعالة، يمكن أن يساعد في اجتذاب تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
ونجد أيضا أن اثنين من مؤشرات الحوكمة الفردية مثل سيادة القانون والصوت والمساءلة يظهران أنهما يؤثران سلبا وبشكل كبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر مقارنة بمؤشر الجودة المؤسسية الذي يؤثر على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر بشكل إيجابي وكبير. وهذا يعني ضمنا أنه إذا أخذنا في الاعتبار كل مؤشر من المؤشرات المؤسسية وحده، فإن ذلك لا يكفي لاجتذاب الاستثمار الأجنبي المباشر. ولذلك، نحتاج إلى النظر في جميع المتغيرات معا لدراسة تأثيرها على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. وبالتالي ، في الاقتصاد الذي يجتذب الاستثمار الأجنبي المباشر ، يجب أن يأخذ في الاعتبار جميع عوامل الحكم لأن المستثمرين الأجانب الذين يتطلعون إلى الاستثمار في بلد ما سوف يحققون في جميع معايير الجودة المؤسسية قبل القيام باستثماراتهم.
6.
رابعا - الاستنتاج والآثار المترتبة على السياسات
تبحث هذه الدراسة في تأثير الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا من خلال التحكم في آثار عدم استقرار الاقتصاد الكلي خلال الفترة 2002-2018. لقد استخدمنا ستة مؤشرات للحوكمة كمقياس للجودة المؤسسية باستخدام PCA. ونجد أن الجودة المؤسسية تؤثر بشكل إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في هذه المنطقة. وعلاوة على ذلك، قمنا بالتحقيق في أثر كل متغير من المتغيرات الستة على حدة على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر ووجدنا أنه باستثناء المتغيرين، أي سيادة القانون والصوت والمساءلة، فإن جميع المتغيرات المؤسسية الأخرى لها تأثير إيجابي على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. كما تبين أن نمو الناتج المحلي الإجمالي والتجارة الدولية والتنمية المالية لها تأثير إيجابي وهام على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر في بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا. ومن ناحية أخرى، فإن إجمالي تكوين رأس المال والتضخم وسعر الصرف لها أثر سلبي وكبير على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر.
نتائج هذه الدراسة لها العديد من الآثار على صانعي السياسات. ولكي تستفيد الاقتصادات المضيفة من تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر، فإنها تحتاج إلى تنفيذ القواعد والأنظمة المناسبة في السوق. وينبغي أن تهدف اللوائح إلى حماية المستثمرين، وتيسير الأعمال التجارية، وفي الوقت نفسه، تعزيز الإنتاجية. وينبغي أن تكون هناك تدابير صارمة تفضي إلى مكافحة الفساد. تدابير
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
12
وينبغي اتخاذ تدابير صارمة تفضي إلى مكافحة الفساد من أجل بناء نظام مؤسسي أفضل وأكثر كفاءة يشجع الاستثمار الأجنبي. يجب إضفاء الطابع الديمقراطي على الأنظمة السياسية والحد من المخاطر السياسية. كما ينبغي إزالة العوائق السياسية لتمهيد الطريق للإجراءات البيروقراطية مثل القيود التجارية وتبسيط التراخيص.
ومن الآثار الهامة الأخرى تعزيز النظام القضائي للاقتصادات. يجب أن يتم تنظيمها بطريقة توفر الحماية للمستثمرين الأجانب وأيضا جعل إجراءات الاستثمار خالية من التعقيدات. إن وجود نظام قانوني شفاف ونزيه أمر ضروري لضمان السيطرة على الفساد واستقرار الحكومة. ومن المهم أيضا إدخال إصلاحات هيكلية وتطبيق برنامج لتحقيق الاستقرار للحد من المخاطر السياسية في الاقتصادات. وهكذا، فإن وجود نظام حكم مثالي من شأنه أن يساعد بلدان جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا على اجتذاب الاستثمار الأجنبي المباشر، ومن ثم ستكون له آثار إيجابية غير مباشرة على الأنشطة الاقتصادية الأخرى الحيوية للنمو الاقتصادي والتنمية.
ومع ذلك ، تخضع الدراسة لقيود معينة مثل توافر البيانات. والبيانات المتعلقة بمؤشر الجودة المؤسسية للسنوات المتتالية متاحة اعتبارا من عام 2002 فصاعدا. تم أخذ الإطار الزمني للدراسة مع مراعاة توافر جميع المتغيرات المأخوذة في الدراسة لجعل مجموعة البيانات مجموعة بيانات لوحة متوازنة. علاوة على ذلك، يمكن أن تركز البحوث المستقبلية على تأثير جائحة فيروس كورونا المستمرة وتأثيرها على المؤسسات وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر. في هذه الدراسة ، نظرنا في ستة مؤشرات للجودة المؤسسية ، ويمكن إجراء مزيد من البحث من خلال أخذ عوامل أخرى مثل الحرية الاقتصادية. أيضا ، وفقا لتطوير منهجية تجريبية جديدة ، يمكن تطبيق منهجيات متقدمة للتحليل التجريبي.
بيان توافر البيانات
ومجموعات البيانات التي تم إنشاؤها و/أو تحليلها خلال الدراسة الحالية متاحة في مؤشرات التنمية العالمية. الرابط: https://databank.worldbank.org/source/world-development-indicators
بيان مساهمة تأليف CRediT
بادماجا بوجابال: الكتابة
–
استعراض
&
التحرير والكتابة
–
المسودة الأصلية ، تنظيم البيانات. نارايان سيثي: الإشراف ، الموارد.
بورنا شاندرا بادهان: التحقق من الصحة ، البرمجيات ، المنهجية ، التحليل الرسمي.
إعلان المصالح المتنافسة
يعلن المؤلفون أنه ليس لديهم مصالح مالية متنافسة معروفة أو علاقات شخصية يمكن أن يبدو أنها تؤثر على العمل المذكور في هذه الورقة.
مراجع
[1] عمر بيسون، هل يمكن للمؤسسات الأفضل جذب المزيد من الاستثمار الأجنبي المباشر؟ أدلة من البلدان النامية ، مجلة البحوث الدولية للتمويل والاقتصاد 82 (2012) 142-158.
[2] ف. زكريا ، مستقبل القوة الأمريكية: كيف يمكن لأمريكا أن تنجو من صعود البقية ، الشؤون الخارجية 87 (3) (2008) 18-43.
[3] أ. منغيستو، ب. ك. أدهيكاري، هل الحكم الرشيد مهم لتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر؟ أدلة من الاقتصادات الآسيوية ، Asia Pac. Bus. Rev. 17 (3) (2011) 281-299 ، https://doi.org/10.1080/13602381003755765. [4] L.E. Brouthers ، Y.A.N. Gao ، JP McNicol ، تأثيرات الفساد وجاذبية السوق على أنواع مختلفة من الاستثمار الأجنبي المباشر ، سترات. ماناج. J. 29 (6) (2008) 673-680 ، https://doi.org/10.1002/smj.669. [5] س. توماسين ، جي آر بينيتو ، آر لونان ، تكاليف الحوكمة في الاستثمارات الأجنبية المباشرة: تحدي مقر الشركات متعددة الجنسيات ، J. Int. Manag. 18 (3) (2012) 233-246 ، https://doi.org/10.1016/j.intman.2012.02.002. [6] ف. م. غاستاناغا، ج. ب. نوجنت، ب. باشاموفا، إصلاحات البلد المضيف وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر: ما مدى الفرق الذي تحدثه؟ World Dev. 26 (7) (1998) 1299-1314 ، https://doi.org/10.1016/S0305-750X (98) 00049-7. [7] أ. حياة، الاستثمارات الأجنبية المباشرة والجودة المؤسسية والنمو الاقتصادي، J. Int. Trade Econ. Dev. 28 (5) (2019) 561–579، https://doi.org/10.1080/ 09638199.2018.1564064.
[8] A.H. Ekpo ، الاستثمار الأجنبي المباشر في نيجيريا: أدلة من بيانات السلاسل الزمنية ، Econ. Financ. التنقيح 35 (1) (1997) 59-78.
[9] أ. برونيتي ، ب. ويدر ، الاستثمار وعدم اليقين المؤسسي: دراسة مقارنة لمقاييس عدم اليقين المختلفة ، أرشيف Weltwirtschaftliches 134 (3) (1998) 513-533 ، https://doi.org/10.1007/BF02707928.
[10] O.A. Ehimare ، الاستثمار الأجنبي المباشر وتأثيره على الاقتصاد النيجيري ، Bus. Intell. J. 4 (2) (2011) 253-261.
[11] ب. بوجابال ، ن. سيثي ، الاستثمار الأجنبي المباشر ، وتكنولوجيا المعلومات والاتصالات ، والتجارة ، والنمو الاقتصادي في رابطة جنوب آسيا للتعاون الإقليمي: رؤية تجريبية ، J. Publ. Aff. 20 (1) (2020) e2010 ، https://doi.org/10.1002/pa.2010.
[12] مؤتمر الأمم المتحدة للتجارة والتنمية، تقرير الاستثمار العالمي 2019: الإنتاج الدولي بعد الجائحة، الأمم المتحدة، 2020.
[13] مؤتمر الأمم المتحدة للتجارة والتنمية، تقرير الاستثمار العالمي 2019: المناطق الاقتصادية الخاصة، الأمم المتحدة، 2019.
[14] س. غلوبيرمان، د. شابيرو، تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر العالمية: دور البنية التحتية للحوكمة، World Dev. 30 (11) (2002) 1899-1919، https://doi.org/ 10.1016/S0305-750X(02)00110-9.
[15] ج. جاكوبسن ، آي دي سويسا ، هل يعاقب المستثمرون الأجانب الديمقراطية؟ النظرية والتجريبية ، Kyklos 59 (3) (2006) 1984-2001 ، 383-410. [16] H.J. Hyun, Quality of institutions and Foreign Direct Investment in Nam: Causality tests for the Quarter-fields, J. Bus. Econ. Manag. 7 (3) (2006) 103–110. [17] A. B'enassy-Qu'er'e, M. Coupet, T. Mayer, المحددات المؤسسية للاستثمار الأجنبي المباشر, World Econ. 30 (5) (2007) 764–782, https://doi.org/10.1111/ j.1467-9701.2007.01022.x.
[18] M. Busse, C. Hefeker, المخاطر السياسية والمؤسسات والاستثمار الأجنبي المباشر, Eur. J. Polit. Econ. 23 (2) (2007) 397–415, https://doi.org/10.1016/j.
ejpoleco.2006.02.003.
[19] S. Assunç ̃ao، R. Forte، A. Teixeira، محددات موقع الاستثمار الأجنبي المباشر: مراجعة الأدبيات، أوراق عمل FEP 433، كلية الاقتصاد في بورتو،. جامعة بورتو ، 2011.
[20] ن. جنسن ، ج. بيجلايزر ، كيو لي ، إي ماليسكي ، ب. بينتو ، ج. ستاتس ، السياسة والاستثمار الأجنبي المباشر ، مطبعة جامعة ميشيغان ، 2012. [21] ي. سعيدي، أ. أوشي، ه. غادري، الحوكمة وجاذبية الاستثمار الأجنبي المباشر: بعض الأدلة من البلدان النامية والمتقدمة، Global J. Manag. حافلة 13 (6) (2013) 14-24.
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
13
[22] و. مينا، الاستثمار الأجنبي المباشر الوارد في الإمارات العربية المتحدة وسياقه السياسي، ملامح الاستثمار الأجنبي المباشر في كولومبيا. مركز فالي كولومبيا للاستثمار الدولي المستدام ، 2013 ، https://doi.org/10.7916/D85T3TV4.
[23] P. Lysandrou, O. Helen Solomon, T. Goda, التأثير التفاضلي لمؤسسات الحوكمة العامة والخاصة على الأنماط المختلفة للاستثمار الأجنبي, Int.
Rev. Appl. Econ. 30 (6) (2016) 729-746 ، https://doi.org/10.1080/02692171.2016.1208737.
[24] س. ج. وي، ما مدى فرض ضرائب على الفساد على المستثمرين الدوليين؟ Rev. Econ. Stat. 82 (1) (2000) 1-11 ، https://doi.org/10.1162/003465300558533.
[25] م. حبيب، ل. زوراويكي، الفساد والاستثمار الأجنبي المباشر، ج. 33 (2) (2002) 291-307 ، https://doi.org/10.1057/palgrave.jibs.8491017.
[26] ب. ماورو، استمرار الفساد وبطء النمو الاقتصادي، صندوق النقد الدولي. 51 (1) (2004) 1-18 ، https://doi.org/10.2307/30035860. [27] أ. بيلجيباييفا ، أ. بليخانوف ، هل الفساد مهم لمصادر الاستثمار الأجنبي المباشر؟ Rev. World Econ. 155 (3) (2019) 487-510 ، https://doi.org/ 10.1007 / s10290-019-00354-1. [28] Q. Li، A. Resnick، عكس الحظوظ: المؤسسات الديمقراطية وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر إلى البلدان النامية، Int. Organ. 57 (1) (2003) 175-211 ، https://doi.org/10.1017/S0020818303571077.
[29] عبد الغني عبد الصالح العبري، مؤشرات بيئة الأعمال والجودة المؤسسية والاستثمار الأجنبي المباشر في دول مجلس التعاون الخليجي.
Rev. Appl. Econ. 27 (4) (2013) 515-530 ، https://doi.org/10.1080/02692171.2012.760066.
[30] آر تي جرين ، دبليو إتش كننغهام ، محددات الاستثمار الأجنبي الأمريكي: فحص تجريبي ، ماناج. Int. Rev. 15 (2/3) (1975) 113-120. [31] ف. شنايدر، ب. س. فراي، المحددات الاقتصادية والسياسية للاستثمار الأجنبي المباشر، World Dev. 13 (2) (1985) 161-175، https://doi.org/10.1016/0305750X(85)90002-6. [32] د. سيثي ، إس إي غيسنجر ، إس إي فيلان ، دي إم بيرج ، الاتجاهات في تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر: تحليل نظري وتجريبي ، J. Int. Bus. Stud. 34 (4) (2003) 315-326 ، https://doi.org/10.1057/palgrave.jibs.8400034. [33] ف. نوربخش، أ. بالوني، أ. يوسف، رأس المال البشري وتدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر إلى البلدان النامية: أدلة تجريبية جديدة، World Dev. 29 (9) (2001) 1593-1610, https://doi.org/10.1016/S0305-750X(01)00054-7. [34] P. Harms, H.W. Ursprung, هل القمع المدني والسياسي يعزز حقا الاستثمارات الأجنبية المباشرة؟ Econ. Inq. 40 (4) (2002) 651-663 ، https://doi.org/10.1093/ ei / 40.4.651. [35] أسيدو، حول محددات الاستثمار الأجنبي المباشر للبلدان النامية: هل أفريقيا مختلفة؟ World Dev. 30 (1) (2002) 107-119 ، https://doi.org/ 10.1016 / S0305-750X (01) 00100-0. [36] م. قمودي، م. شريف، س. أسونغو، الاستثمار الأجنبي المباشر والنمو في بلدان الشرق الأوسط وشمال أفريقيا: هل تختلف دول مجلس التعاون الخليجي؟، في: المعهد الأفريقي للحوكمة والتنمية WP/16/015، 2016، https://doi.org/10.2139/ssrn.2800642. [37] إريكوغلو، ز. كيليكارسلان، هل تؤثر المخاطر السياسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر إلى البلدان المضيفة؟ مجلة اقتصاديات الأعمال والتمويل 5 (2) (2016) 218-232 ، https://doi.org/10.17261/Pressacademia.2016219263. [38] أ. صديق ، إم تي إن أنجكور ، هل تؤثر المؤسسة على تدفق الاستثمار الأجنبي المباشر؟ تحليل بيانات الفريق للبلدان المتقدمة والنامية ، Int. J. Econ. Finance 9 (7) (2017) 214-221 ، https://doi.org/10.5539/ijef.v9n7p214. [39] م. ت. جيلينغا ، إكس هيليان ، الاستثمار الأجنبي المباشر والنمو الاقتصادي في أفريقيا جنوب الصحراء الكبرى: دور المؤسسات ، Turk. Econ. Rev. 4 (4) (2017) 378-387 ، https://doi.org/10.1453/ter.v4i4.1385. [40] م. بيريز، و. أمير، ه. شو، تأثير الجودة المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر: أدلة للبلدان المتقدمة والنامية، البحوث الاقتصادية-Ekonomska istraˇzivanja 31 (1) (2018) 626-644، https://doi.org/10.1080/1331677X.2018.1438906. [41] م. ه. أحمد، ق. م. أحمد، ز. عتيق، أثر جودة المؤسسات على الاستثمار الأجنبي المباشر القطاعي: أدلة من باكستان، التجارة الخارجية التنقيح 53 (3) (2018) 174-188، https://doi.org/10.1177/0015732517734757. [42] S. Asongu, U.S. Akpan, S.R. Isihak, محددات الاستثمار الأجنبي المباشر في الاقتصادات سريعة النمو: أدلة من دول البريكس والنعناع"، الابتكار المالي 4 (1) (2018) 1-17، https://doi.org/10.1186/s40854-018-0114-0. [43] V. Owusu-Nantwi ، الاستثمار الأجنبي المباشر والجودة المؤسسية: أدلة تجريبية من أمريكا الجنوبية ، مجلة العلوم الاقتصادية والإدارية 35 (2) (2018) 66-78 ، https://doi.org/10.1108/JEAS-03-2018-0034. [44] M. Chodisetty، D. Reddy، تأثير المؤشرات المؤسسية على تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر مع الإشارة إلى دول البريكس. بحث تجريبي ، Int. J. Innovative Technol. Explor. المهندس 8 (6) (2019) 798-803. [45] T. Dorozynski، B. Dobrowolska، A. Kuna-Marszalek، الجودة المؤسسية في بلدان أوروبا الوسطى والشرقية وتأثيرها على تدفق الاستثمار الأجنبي المباشر، مراجعة الأعمال والاقتصاد الريادي 8 (1) (2020) 91-110، https://doi.org/10.15678/EBER.2020.080105. [46] ف. ليلى ، إس سي ماجومدر ، بي كي أبياه ، إيه مارتيال ، كيه جي راندولف ، أو سي كاردوريل ، تحليل ديناميكي لفريق الاستثمار الأجنبي المباشر الوارد والجودة المؤسسية في جنوب آسيا وجنوب شرق آسيا ، الاقتصاد الآسيوي. التنقيح 10 (6) (2020) 654-669 ، https://doi.org/10.18488/journal.aefr.2020.106.654.669. [47] ف. قريشي، س. قريشي، إكس في فو، إ. جونجو، إعادة النظر في العلاقة بين الاستثمار الأجنبي المباشر والفساد والنمو في الأسواق النامية والمتقدمة، بورصة إسطنبول ريفيو 21 (1) (2021) 80-91، https://doi.org/10.1016/j.bir.2020.08.001. [48] J. Minovi'c، S. Stevanovi'c، V. Aleksi'c، العلاقة بين الاستثمار الأجنبي المباشر والجودة المؤسسية في دول غرب البلقان، مجلة دراسات البلقان والشرق الأدنى 23 (1) (2021) 40-61، https://doi.org/10.1080/19448953.2020.1818038.
[49] أ. أنور، إ. إيواساكي، المؤسسات والاستثمار الأجنبي المباشر من دول البريكس: مراجعة تحليلية تلوية، إمبير. الاقتصاد 63 (1) (2022) 417-468. [50] P. Kechagia ، T. Metaxas ، الاستثمار الأجنبي المباشر والمؤسسات في بلدان BRIC و CIVETS: تحقيق تجريبي ، الاقتصادات 10 (4) (2022) 77 ، الاقتصادات https://doi.org/10.3390/ 10040077. [51] H. Khan, L. Weili, I. Khan, دور الجودة المؤسسية في تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر والحد من انبعاثات الكربون: أدلة من البلدان النامية العالمية ومبادرة الحزام والطريق, Environ. العلوم الملوثة. التحكم Ser. 29 (20) (2022) 30594-30621 ، https://doi.org/10.1007/s11356-021-17958-6. [52] إل جيه تريفينو ، دي إي توماس ، جي كولين ، الركائز الثلاث للنظرية المؤسسية والاستثمار الأجنبي المباشر في أمريكا اللاتينية: عملية إضفاء الطابع المؤسسي ، Int. Bus. Rev. 17 (1) (2008) 118-133.
[53] جي إتش دانينغ ، الإنتاج الدولي والمؤسسة متعددة الجنسيات ، ألين وأونوين ، لندن ، 1981.
[54] شمال العاصمة ، المؤسسات ونظرية تكلفة المعاملات للتبادل ، وجهات نظر حول الاقتصاد السياسي الإيجابي 182 (191) (1990) 19.
[55] جي إتش دانينغ ، الموقع والمؤسسة متعددة الجنسيات: عامل مهمل؟ J. Int. حافلة مسمار. 29 (1) (1998) 45-66 ، https://doi.org/10.1057/palgrave.
jibs.8490024.
[56] د. كوفمان، أ. كراي، ب. زويدو-لوباتون، تجميع مؤشرات الحوكمة، المجلد 2195، منشورات البنك الدولي، 1999.
[57] م. سيوم، ر. وو، ج. لين، الاستثمار الأجنبي المباشر والانفتاح التجاري في اقتصادات جنوب الصحراء الكبرى: تحليل سببية جرانجر لبيانات الفريق، S. Afr. J. Econ. 82 (3) (2014) 402-421، https://doi.org/10.1111/saje.12022.
[58] دوشمان، مخاطر سعر الصرف الحقيقي، والتوقعات، ومستوى الاستثمار المباشر، Rev. Econ. Stat. 67 (2) (1985) 297-308. [59] ج. مريم، أ. ميتال، الاستثمار الأجنبي المباشر في دول البريكس: تحليل تجريبي، مراجعة الشركات عبر الوطنية 12 (1) (2020) 1-9، https://doi.org/ 10.1080/19186444.2019.1709400. [60] بي جي بوكانان ، كيو في لي ، إم ريشي ، الاستثمار الأجنبي المباشر والجودة المؤسسية: بعض الأدلة التجريبية ، Int. Rev. Financ. الشرج. 21 (2012) 81-89 ، https:// doi.org/10.1016/j.irfa.2011.10.001.
[61] س. صابر، أ. رفيق، ك. عباس، المؤسسات والاستثمار الأجنبي المباشر: أدلة من البلدان المتقدمة والنامية، الابتكار المالي 5 (1) (2019) 1-20.
[62] إم إم فيكتور ، إيه موساو ، جي وايتيتو ، إيه كي وانجويا ، بيانات لوحة النمذجة: مقارنة بين تقدير GLS وتقدير مصفوفة التباين القوي ، نظرية Am. J.
Appl. Stat. 4 (3) (2015) 185-191 ، https://doi.org/10.11648/j.ajtas.20150403.25.
[63] WK Newey، K.D. West، مصفوفة تباين متسقة بسيطة وإيجابية شبه محددة وغير متجانسة وارتباط ذاتي ، الاقتصاد القياسي: J. Econom. شركة 55 (1986) 703-708.
[64] M. Arellano ، حساب الأخطاء المعيارية القوية للمقدرات داخل المجموعات ، Oxf. Bull. Econ. Stat. 49 (4) (1987) 431-434.
[65] T.J. Vogelsang ، Heteroskedasticity ، الارتباط الذاتي ، والارتباط المكاني الاستدلال القوي في نماذج الألواح الخطية ذات التأثيرات الثابتة ، J. Econom. 166 (2) (2012) 303-319 ، https://doi.org/10.1016/j.jeconom.2011.10.001. [66] أ. أبادي ، س. آثي ، جي دبليو إمبينز ، ج. وولدريدج ، متى يجب ضبط الأخطاء القياسية للتجميع؟ (رقم W24003)، المكتب الوطني للبحوث الاقتصادية، 2017، https://doi.org/10.3386/w24003.
ب. بوجبال وآخرون.
هيليون 10 (2024) e27060
14
[67] سي بي هانسن ، استدلال المربعات الصغرى المعمم في نماذج الألواح ومتعددة المستويات مع الارتباط التسلسلي والتأثيرات الثابتة ، J. Econom. 140 (2) (2007) 670-694 ، https://doi.org/10.1016/j.jeconom.2006.07.011. [68] P. Sevestre ، A. Trognon ، ملاحظة حول نماذج مكونات خطأ الانحدار الذاتي ، J. Econom. 28 (2) (1985) 231-245 ، https://doi.org/10.1016/0304-4076 (85) 901228. [69] تي دبليو أندرسون ، سي هسياو ، تقدير النماذج الديناميكية بمكونات الخطأ ، J. Am. Stat. Assoc. 76 (375) (1981) 598-606 ، https://doi.org/10.1080/ 01621459.1981.10477691. [70] تي دبليو أندرسون ، سي هسياو ، صياغة وتقدير النماذج الديناميكية باستخدام بيانات اللوحة ، ج. إيكونوم. 18 (1) (1982) 47-82 ، https://doi.org/10.1016/03044076(82) 90095-1. [71] R. Blundell ، S. Bond ، الشروط الأولية وقيود العزم في نماذج بيانات اللوحة الديناميكية ، J. Econom. 87 (1) (1998) 115-143 ، https://doi.org/10.1016/ S0304-4076 (98) 00009-8. [72] R.F. Phillips ، تقدير المربعات الصغرى المعممة المتكررة لنماذج بيانات اللوحة الديناميكية المعززة ، J. Bus. Econ. Stat. 28 (3) (2010) 410-422 ، https:// doi.org/10.1198/jbes.2009.08106.
[73] د. ن. الغوجاراتية، الاقتصاد القياسي الأساسي، ميغراو هيل، نيويورك، 2003، ص 363-369.
[74] إل في بيريز ، تحليل المكونات الرئيسية لمعالجة تعدد الأشواك ، كلية ويتمان: والا والا ، واشنطن ، الولايات المتحدة الأمريكية ، 2017.
[75] A.A. Bevan، JO Danbolt، اختبار عدم الاتساق في تقدير محددات هيكل رأس المال في المملكة المتحدة، Appl. Financ. الاقتصاد 14 (1) (2004) 55-66 ، https:// doi.org/10.1080/0960310042000164220. [76] Z. Serrasqueiro ، P.M. Nunes ، محددات هيكل رأس المال: مقارنة الأدلة التجريبية من استخدام مقدرات مختلفة ، Int. J. Appl. Econ. 5 (1) (2008) 14-29.
[77] ج. أ. هاوسمان، اختبارات المواصفات في الاقتصاد القياسي، الاقتصاد القياسي: ج. الاقتصاد القياسي. شركة (1978) 1251-1271.
[78] جي بي أوربان ، ج. ويسترلوند ، الانحدار الزائف في الألواح غير الثابتة ذات التكامل المشترك عبر الوحدات ، في: METEOR ، كلية أبحاث ماستريخت لاقتصاديات علم التكنولوجيا و ORganizations ، 2006. [79] م. ه. بيساران، الاختبارات التشخيصية العامة للاعتماد المقطعي في اللوحات، في: أوراق عمل كامبريدج في الاقتصاد، المجلد 435، جامعة كامبريدج، 2004، https://doi.org/10.1007/s00181-020-01875-7. [80] مهرارا، أ. هاغنيجاد، ج. دهنافي، ف. ج. ميبودي، الاستثمار الأجنبي المباشر، الصادرات، والنمو الاقتصادي في البلدان النامية: نهج بيانات الفريق، مجلة البحوث الأكاديمية في الاقتصاد 2 (3) (2010) 259-280. [81] م. محمودي، إ. محمودي، الاستثمار الأجنبي المباشر والصادرات والنمو الاقتصادي: أدلة من فريقين من البلدان النامية، البحوث الاقتصاديةEkonomska istraˇzivanja 29 (1) (2016) 938-949، https://doi.org/10.1080/1331677X.2016.1164922.
[82] س. أنتوي، س. تشاو، أثر الاستثمار الأجنبي المباشر والنمو الاقتصادي في غانا: تحليل التكامل المشترك، Int. J. Bus. Soc. Res. 3 (1) (2013) 64-74. [83] م. ن. كوبا، ب. كيباتي، تأثير متغيرات الاقتصاد الكلي المختارة على الاستثمار الأجنبي المباشر في كينيا، Int. J. Econ. Finance Manag. العلوم 4 (3) (2016) 107-116.
[84] س. م. الفاخاني، ل. م. مطر، الاستثمار الأجنبي المباشر في منطقة الشرق الأوسط وشمال أفريقيا، ج. جلوبال باص. المحامي 1 (1) (2007) 49-70.
[85] م. بهمني-أوسكوي، ج. إقبال، م. سلام، الآثار قصيرة الأجل وطويلة الأجل لتقلب أسعار الصرف على تجارة السلع بين باكستان واليابان، Econ. الشرج.
Pol. 52 (2016) 131-142.
ب. بوجبال وآخرون.