بررسی عوامل موثر بر صادرات غیرنفتی ایران با تاکید بر جهانی شدن

اقتصاد مالی

مقاله 1، دوره 6، شماره 21، اسفند 1391، صفحه 9-32   

چکیده

  اتکا به صادرات نفتی از ویژگی‌های خاص اقتصاد ایران می‌باشد و همواره نوسانات قیمت نفت سبب بی‌ثباتی درآمدهای ارزی و اقتصاد ایران می‌باشند. همین امر سبب شده که عدم وابستگی به اقتصاد تک محصولی، تنوع بخشیدن به درآمدهای ارزی از طریق افزایش صادرات غیر‌نفتی و افزایش سهم اقتصاد ایران در تجارت بین‌الملل مورد تاکید برنامه‌های توسعه اقتصادی قرار گیرد. توجه به صادرات غیر‌نفتی و اقدامات موثر در جهت بهبود نیازمند ایجاد محیط رقابتی است و این خود حضور گسترده‌تر در بازارهای جهانی به‌ویژه سازمان تجارت جهانی را ناگریز می‌سازد. در این مقاله عوامل موثر بر صادرات غیرنفتی ایران با استفاده از الگوی خود توضیح با وقفه‌های توزیعی (ARDL) و داده‌های سالیانه برای دوره‌ زمانی 87-1352 در اقتصاد ایران مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج نشان می‌دهد که متغیر‌های واردات کالاهای سرمایه‌ای،‌ شاخص ادغام تجاری و نرخ ارز دارای تاثیر مثبت و معناداری در بلندمدت بر صادرات غیرنفتی هستند اما نرخ تورم دارای تاثیر منفی و معناداردر بلندمدت بر صادرات غیرنفتی می‌باشد. همچنین ساختار موجود صادرات غیرنفتی نقش تعیین کننده‌ای در سرنوشت صادرات دارد.
 
 
Reliance on oil exports is the special features of Iran's economy and fluctuating oil prices cause instability foreign exchange earnings and Iran's economy constantly. This caused that  independence on single-product economy, diversify foreign exchange earnings by increasing non-oil exports and increase the share of Iran's economy in international trade should be emphasized in economic development programs. Attendance to the non-oil exports and the effective measures to improve it  needy competitive environment and  it makes  possible to wider participation in world markets, particularly the WTO
       In this paper, affecting factors on non-oil exports of Iran  has been  studied by using the model an Auto-Regressive Distributed   lag(ARDL)  and annual data for the period from 1973 to 2008 in Iranian economy. The results show that import value of capital goods, integration of trade and exchange rates have a positive and significant impact on non-oil exports in long-term, but inflation has a negative and significant impact on non-oil exports in long-term.
Also The existing structure of non-oil exports has a pivotal role in the fate of non-oil exports

کلیدواژه‌ها

صادرات غیرنفتی ایران،‌ جهانی شدن،‌ الگوی خود رگرسیون با وقفه های توزیع شده (ARDL) طبقه بندی JEL: F15؛ F13؛ F01

اصل مقاله

بررسی عوامل موثر بر صادرات غیرنفتی ایران با تاکید بر جهانی شدن

 

نازی محمدزاده اصل[1]

فرناز محمدی[2]

 

چکیده

  اتکا به صادرات نفتی از ویژگی‌های خاص اقتصاد ایران می‌باشد و همواره نوسانات قیمت نفت سبب بی‌ثباتی درآمدهای ارزی و اقتصاد ایران می‌باشند. همین امر سبب شده که عدم وابستگی به اقتصاد تک محصولی، تنوع بخشیدن به درآمدهای ارزی از طریق افزایش صادرات غیر‌نفتی و افزایش سهم اقتصاد ایران در تجارت بین‌الملل مورد تاکید برنامه‌های توسعه اقتصادی قرار گیرد. توجه به صادرات غیر‌نفتی و اقدامات موثر در جهت بهبود نیازمند ایجاد محیط رقابتی است و این خود حضور گسترده‌تر در بازارهای جهانی به‌ویژه سازمان تجارت جهانی را ناگریز می‌سازد. در این مقاله عوامل موثر بر صادرات غیرنفتی ایران با استفاده از الگوی خود توضیح با وقفه‌های توزیعی (ARDL) و داده‌های سالیانه برای دوره‌ زمانی 87-1352 در اقتصاد ایران مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج نشان می‌دهد که متغیر‌های واردات کالاهای سرمایه‌ای،‌ شاخص ادغام تجاری و نرخ ارز دارای تاثیر مثبت و معناداری در بلندمدت بر صادرات غیرنفتی هستند اما نرخ تورم دارای تاثیر منفی و معناداردر بلندمدت بر صادرات غیرنفتی می‌باشد. همچنین ساختار موجود صادرات غیرنفتی نقش تعیین کننده‌ای در سرنوشت صادرات دارد.

 

    واژگان کلیدی: صادرات غیرنفتی ایران،‌ جهانی شدن،‌ الگوی خود رگرسیون با وقفه های توزیع شده (ARDL)

    طبقه بندی JEL: F15 ,F13, F01

 

 

 

 

 

 

 

1. مقدمه

  امروزه مسلم شده است که بین رشد اقتصادی و صادرات هر کشور ارتباط تنگاتنگی وجود دارد. نظریه پردازان اقتصاد بین‌الملل با اعتقاد فوق‌العاده به نقش تجارت در رشد و توسعه اقتصادی از آن به عنوان موتور رشد[3]  نام می‌برند (بالاسا، 1978).‌

  در ایران نیز با توجه به اهداف تعیین‌ شده در سند چشم‌انداز 1404 و تدوین سند راهبردی توسعه صادرات غیرنفتی که در راستای آن که مقرر شده است: باید کشور با توجه به توانمندی و ظرفیت‌های بالای اقتصادی نسبت به افزایش سهم خود از تجارت جهانی حرکت کرده و به توازن تجاری در صادرات و واردات رسیده و دارای اقتصادی متنوع با سهم غالب بخش غیرنفتی و غیردولتی شود نشان از اهمیت و توجه ویژه به مقوله صادرات غیرنفتی ایران دارد.

  اما با توجه به اینکه ایران دارای منابع عظیم نفت و گاز می‌باشد صادرات ایران به طور‌کلی وابسته به صادرات نفتی و گازی می‌باشد و صادرات تک‌محصولی سبب شده تا اقتصاد کشور به شدت تحت تاثیر قیمت نفت قرار بگیرد و هرگاه در آمدهای حاصل از فروش نفت کاهش یافته است راهکارهایی کوتاه‌مدت نظیر اعطای جوایز صادراتی و حذف تعرفه‌های صادراتی برای افزایش صادرات غیرنفتی اجرا شده است. به‌عبارت دیگر به‌نظر می‌رسد که ایران از نظر تثبیت ساختار صادراتی در جایگاه مناسبی قرار ندارد. لذا سوالی که این جا مطرح می‌شود این است که اساسا ساختار صادرات غیرنفتی کشور چگونه است که با نوسانات دوره‌ای همراه است و نمی‌توان در آن سیاستگذاری‌های روشنی را دید.  

  در خصوص نقش ناچیز صادرات غیرنفتی در توسعه اقتصادی کشور،‌ کافی است به سهم آن در تولید ناخالص داخلی توجه شود که طی یک روند ده ساله از 4 درصد در سال 79 به 6 درصد در سال 88 رسیده است. از بعد مقایسه بین‌المللی نیز می‌توان به سهم اندک صادرات غیرنفتی در کل صادرات جهانی پی‌برد به ‌طوری که در سال 2009 (88-1387) میزان صادرات جهانی در حدود 16 تریلیون دلار بوده که سهم صادرات غیرنفتی ایران 13% درصد می‌باشد ( آمار بانک جهانی، 2011).

  در سال‌های گذشته کشورهای آسیایی هم‌چون چین، سنگاپور، مالزی و ترکیه در عرصه صادرات غیرنفتی بسیار موفق عمل کرده‌اند به‌طور نمونه ترکیه به‌عنوان اصلی‌ترین رقیب ایران در منطقه در افق چشم‌انداز (2023) صادرات غیرنفتی سالانه 500 میلیارد دلاری را هدف‌گذاری کرده است. با توجه به هدف‌گذاری کشورهای منطقه، ایران نیز صادرات کالا و خدمات غیرنفتی 80 میلیارد دلاری را تا پایان برنامه‌ پنجم توسعه (1394) و صادرات 500 میلیارد دلاری را به‌عنوان یکی از اهداف سند چشم انداز 1404 مد نظر قرار می‌دهد.

  در شرایط موجود هر کوششی برای برنامه‌ریزی و توسعه اقتصادی در سطح واحدهای ملی به‌گونه‌ای اجتناب‌ناپذیر، ‌تنها در تعامل با محیط‌های بزرگ‌تر بین‌المللی معنا و مفهوم پیدا می‌کند که این خود اولین و نزدیک‌ترین مفهوم جهانی‌شدن می‌باشد. جهانی‌شدن در حوزه‌ اقتصاد  با مشخصه‌های آزادسازی و ادغام اقتصادهای ملی با گسترش تجارت و اقتصاد بازار آزاد تعریف می‌شود. بنابراین در روندهای جهانی‌شدن، ‌میدان رقابت از سطح ملی و منطقه‌ای به سطح جهانی گسترش می‌یابد و در این روند کشورهایی موفق‌ترند که قدرت رقابت بالاتری در بعد تجارت بین‌الملل داشته باشند (کلباسی و جلایی،‌1381: 114‌).

  در این مقاله هدف اصلی شناسایی عوامل موثر بر صادرات غیرنفتی با توجه به رویکردهای نوین جهانی‌شدن و الزامات منبعث از آن است. برای این منظور در بخش دوم این مقاله به پدیده جهانی‌شدن و عملکرد ایران،‌ در بخش سوم به روند صادرات غیرنفتی ایران،‌ در بخش چهارم به ‌پیشینه تحقیق،‌ در بخش پنجم به تحلیل نتایج تجربی و در بخش ششم به نتیجه‌گیری و پیشنهادات پرداخته می‌شود.

 

2. جهانی شدن و اقتصاد

  پدیده جهانی‌شدن یکی از بحث برانگیزترین موضوعات پیش روی کشورها در عصر کنونی می‌باشد. جهانی‌شدن واژه رایج دهه 1990 میلادی و جهان‌شمول است که تعاریف و برداشت‌های متفاوتی از آن وجود دارد. به‌عنوان مثال برخی به مفهوم آزادسازی (liberalization) اشاره می‌کنند. جمعی این واژه را به‌معنای غربی‌شدن (westernization) می‌دانند. برخی دیگر از به‌کارگیری این واژه، مفهوم بین‌المللی (Internationalization) را در نظر دارند. عده‌ای مفهوم جهانی‌سازی ( Universalization) را مراد می‌کنند و برخی دیگر جهانی‌شدن را در قالب قلمروزدایی Deterritorialization)) دنبال می‌کنند (بیلیس واسمیت،‌ 1382: 47).

  از بعد اقتصادی، آزادسازی و جهانی‌شدن موجب افزایش حجم و نوع مبادله‌های مرزی کالاها و خدمات و افزایش جریان سرمایه‌ جهانی و همچنین تسریع انتقال فن‌آوری می‌شود (نوازیش، 1998). 

"ما[4] " (2003) جهانی‌شدن را همراه با کاهش موانع تجاری و افزایش سطح تجارت و همچنین افزایش سرمایه‌گذاری خارجی بیان می‌کند (ما ، 2003: 160).

  از نظر "بک[5] " جهانی‌شدن یعنی افزایش،‌ گسترش و تنوع درشکل‌های سازمان‌های جهانی که سطوح جهانی،‌ منطقه‌ای، فراملی و محلی را در برمی‌گیرد (بک، 2000: 60).

  و نهایتاً‌ تعریف ذیل را می‌توان تعریفی نسبتاً  جامع از جهانی‌شدن اقتصاد در نظر گرفت:

  جهانی‌شدن اقتصاد،‌ فرایند ادغام اقتصادهای ملی در یک اقتصاد فراگیر جهانی است،‌که در آن عوامل تولید (نیروی کار و سرمایه) تکنولوژی و اطلاعات،‌ آزادانه از مرزهای جغرافیایی عبور می‌کند و محصولات تولیدی (اعم از کالاو خدمات)‌ نیز آزادنه به بازارهای مختلف وارد می‌شود. از مشخصه‌های اصلی این فرآیند اتکای بیشتر به نظام بازار، خصوصی‌سازی[6]  و آزادسازی در ابعاد مختلف آن اعم از آزادسازی تجاری[7]، ‌بازارهای مالی و سرمایه‌گذاری مستقیم ‌خارجی می باشد ( بهکیش، 1385: 26 ).

  به‌طور کلی چهار عنصر اساسی تجارت، ‌تولید، ‌رشد سرمایه‌گذاری خارجی و فن‌آوری چرخ‌های جهانی‌شدن اقتصاد به شمار می‌روند (سوری و کاظمی، 1384: 106) که می‌توان جهانی‌شدن تجارت را به عنوان بارزترین نماد جهانی‌شدن اشاره کرد. در نمودار 1 روند افزایش تجارت جهانی را در طی دوره 20 ساله می‌توان مشاهده کرد.

 

نمودار1. روند تجارت جهانی در سالهای 1990- 2010 (میلیارد دلار)

 

ماخذ داده‌ها: بانک جهانی

 

   همچنین افزایش تعداد اعضای سازمان تجارت جهانی (wto) در طول زمان می‌تواند اهمیت برقراری تجارت آزاد را به درستی آشکار کند. بررسی‌های آماری نشان می‌دهند که کشورهای جهان با سرعت به سمت جهانی‌شدن حرکت می‌کنند. تا تاریخ 23 جولای 2008، تعداد 153 کشور عضو این سازمان هستند[8] که تقریبا 90     درصد تجارت‌جهانی را به خود اختصاص داده اند. سه چهارم کشورهای عضو WTO از جمله کشورهای درحال‌توسعه می‌باشند. ایران نیز عضویت در سازمان تجارت‌جهانی را در برنامه‌های راهبردی خود قرار داده و در سال 1384 به عضویت ناظر این سازمان درآمده و از آن زمان تاکنون روند عضویت کامل به این سازمان را آغاز کرده است.

  با گسترش روند جهانی‌شدن، ضرورت کشورها برای فراهم‌آوری زمینه‌های رشد تجارت و توسعه اقتصاد بیشتر شده و پیوستن کشورها به سازمان تجارت‌جهانی از ضرورت‌های مبرم در روند جهانی‌شدن به‌حساب می‌آید.

  برای کشوری که به عضویت سازمان تجارت‌جهانی پذیرفته شود، اقدامات زیر از سیاست‌های اجرایی مهمی است که باید مد نظر داشته باشد:

1. آزادسازی تجارت خارجی: شامل برداشتن موانع تعرفه‌ای و غیرتعرفه‌ای یا کاهش آنهاست. همچنین وضع موانع تجاری غیرتعرفه‌ای، غیرقانونی می‌باشد. البته برای کشورهای درحال‌توسعه در این زمینه استثنائاتی قائل شده‌اند.
2. آزادسازی قیمت کالاها و خدمات: حذف سوبسید‌ها و کمک‌های دولتی که به تولید کالا و خدمات داده می‌شود برای تحقق این مورد می‌باشد. تعدادی از سوبسیدها مثل سوبسیدهای تحقیق و توسعه، سوبسیدهای خصوصی‌سازی و سوبسید کالاهای مصرفی، سوبسید سبز محسوب شده و کشورهای عضو ملزم به حذف آنها نمی‌باشند.
3. آزادسازی نرخ ارز: شامل حذف ارایة هرگونه ارز سوبسیددار می‌باشد.
4. آزادسازی نرخ بهره
5. لغو انحصارات دولتی و خصوصی در تولید و قیمت‌گذاری کالاها و خدمات
6. جریان آزاد اطلاعات: شامل در اختیار گذاشتن اطلاعات و مقررات و قوانین تصویبی توسط کشور عضو به سایر اعضا می‌باشد.
7. تخصیص بهینة منابع به وسیلة بازار (بید آباد، 1387: 47 )

 

1-2. شاخص‌های جهانی‌شدن

  برای اندازه‌گیری جهانی شدن اقتصاد شاخص‌های مختلفی ارائه شده است، که شاید به‌طور مجزا قابل بررسی نباشند اما بررسی روند آن ها می‌تواند بازتابی از شرایط جهانی‌شدن ارائه دهد.

 

الف – شاخص باز بودن تجاری [9] ‌

  یکی از شاخص‌های کاربردی شاخص نسبت صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی است.

(1)                                                                                                 

EX : صادرات

 IM: واردات

GDP: تولید ناخالص داخلی

  رابطه 1 ساده‌ترین شاخص اندازه‌گیری باز بودن تجاری می‌باشد. مهم‌ترین مزیت این شاخص سادگی محاسبه‌ آن و در اختیار بودن داده‌های لازم برای کشورهای مختلف است.

 

ب – شاخص ادغام تجاری[10] (ITI) 

  این شاخص به شاخص گروبل و لوید[11]  مشهور است و آزاد سازی و ادغام جهانی یک بخش را اندازه‌گیری می‌کند. در حقیقت، این شاخص نشان‌دهنده درجه ادغام تجارت بین‌الملل، تجارت درون صنعت و تجارت درون یک بخش است.

(2)                                                                             ITI_t= 1-[ | M_t – X_t | / (X_t + M_t)]

  همان‌طور که در رابطه 2 ملاحظه می‌شود شاخص ITI بین صفر و یک بوده که صفر نشان‌دهنده عدم‌ وجود تجارت درون‌بخشی و یک بیانگر تجارت کامل درون‌بخشی است. محققان در یافته‌اند که  ITI، شاخص مناسبی برای فهم جهانی‌شدن در یک صنعت است. آنها برای این بیانیه خود، دو دلیل آورده‌اند که به شرح ذیل می‌باشد:

مطالعات پیشین نشان می‌دهد که  ITI با اکثر عوامل مؤثر بر جهانی‌شدن - همچون، سلیقة مشترک یا تشابه تقاضا در بازار کشورهای مختلف، برای محصول مشخص ( بالاسا [12] 1986و 1988، لوشر و والتر [13] 1980، پاگولاتوس وسرنسن [14]1976، تاکاران [15] 1983)، صرفه‌جویی‌های اقتصادی (گرین ویل ۱۹۸۶و میلنر ۱۹۸۶، لاندبرگ[16] ۱۹۸۲، تو[17] ۱۹۸۲)، ساختار بازار رقابتی ( تو ۱۹۸۲ ، گرین ویل و میلنر۱۹۸۶)، موانع تعرفه‌ای و غیرتعرفه‌ای کمتر (پاگولاتوس و سرنسن۱۹۷۵، لی [18] ۱۹۸۹) سرمایه‌گذاری ‌مستقیم‌ خارجی و ظهور شرکت‌های چند‌ملیتی (کیوز[19] 1981 و لی ۱۹۸۹) که هر چه سرمایه‌گذاری‌ مستقیم ‌خارجی و ظهور شرکت‌های چند‌ملیتی بیشتر باشد، ITI بزرگتری خواهیم داشت ‐ رابطة مثبت داشته وافزایش این شاخص را موجب می‌شوند (ابریشمی و همکاران، 1388: 12).

  در این مقاله، به منظور بررسی تاثیر جهانی‌شدن اقتصاد بر صادرات غیرنفتی ایران از شاخص ادغام تجاری استفاده می‌شود.

 

ج- شاخص جهانی‌شدن[20] KOF  ‌

  شاخص جهانی‌شدنKOF در سال 2002 معرفی شد (درهر، 2006). این شاخص ابعاد اقتصادی، ‌اجتماعی و سیاسی جهانی‌شدن را در برمی‌گیرد.

  در شکل 1 می‌توان  وزن و زیرگروه‌های مولفه‌های شاخص KOF را مشاهده کرد[21] .

 

 

شکل 1. شاخص ها و میزان وزن هریک در شاخص جهانی شدن KOF

 

 

منبع: ترابی و محمدزاده (1387). تعاملات جهانی‌شدن، رشد اقتصادی و تجارت الکترونیکی

 

  طبق آخرین آمار (2011) موسسه مطالعات اقتصادی سویس[22] در رده‌بندی 186 کشور، ایران در رتبه 160 شاخص کلی KOF و رتبه ی 143 مولفه جهانی‌شدن اقتصاد را به خود اختصاص داده است.

 

3. بررسی ساختار صادرات غیرنفتی

  طی چند دهه اخیر بخش عمده‌ای از درآمدهای ارزی ایران از صادرات نفت تامین شده و اقتصاد کشور نیز به‌طور کامل از روند صادرات نفت تبعیت نموده است و با نوسانات آن دچار بحران شده است. در نمودار2 مشاهده می‌کنیم که در یک دهه گذشته ( برنامه سوم چهارم) رشد کل صادرات ایران متاثر از صادرات نفت بوده است.

 

نمودار 2. روند صادرات ایران به تفکیک نفتی و غیرنفتی طی سال های 1388-1379

 ماخذ آمار: بانک مرکزی ایران

 

  هر چند که صادرات غیرنفتی  از حدود 2/4 میلیارد دلار در سال 1379 ( ابتدای برنامه سوم) به 21 میلیارد دلار در سال 1388 ( انتهای برنامه چهارم ) رسیده است که طی یک روند 10 ساله صادرات غیرنفتی ایران 5 برابر رشد داشته است. ( آمار گمرک ) اما نکته قابل توجه آن است که  با وجود  رشد صادرات غیرنفتی، همچنان تراز بازرگانی غیرنفتی به عنوان آیینه تجارت بین‌الملل کشور منفی می‌باشد (نمودار (5)).  دلیل این است که رشد صادرات غیرنفتی کشور مرهون افزایش حجم صادرات بوده تا افزایش قیمت هر واحد کالای صادرات غیرنفتی. با مقایسه ارزش هر تن کالای وارداتی با کالای صادراتی در دو سال پایانی برنامه چهارم (جدول 1) درمی‌یابیم که ارزش هرتن کالای وارداتی بیش از دو برابر ارزش هر تن کالای صادراتی می‌باشد. دلایل اصلی این امر را می‌توان 2 مورد اعلام کرد : اول وابستکی کشور به صادرات مواد خام و با ارزش افزوده پائین و دوم تحریم‌های گسترده علیه ایران

  در مورد اول باید گفت به رغم رشد صادرات محصولات پتروشیمی در صادرات غیرنفتی کشور هنوز بخش عمده‌ای از صادرات کشور مربوط به مواد خام معدنی و محصولات فرآوری نشده است. طبق آمارهای بانک جهانی تنها 10% از صادرات ایران را صنایع کارخانه‌ای تشکیل می‌دهد و 90% مابقی مربوط به مواد خام و فاقد ارزش افزوده می‌باشد. (بانک جهانی 2011)  البته باید یادآوری کرد که با رشد فن‌آوری‌های نوین امروز دیگر محصولات پتروشیمی مانند یک دهه‌ گذشته در رده محصولات کارخانه‌ای و با ارزش افزوده  بالا محسوب نمی‌شود.

دومین دلیل یعنی افزایش تحریم‌ها علیه ایران یکی از دلایل جهش قیمت کالاهای وارداتی بوده است. تحریم‌ها باعث افزایش هزینه مبادلات برای کشور می‌شود و نمود آن در آمارهای گمرک ایران به‌خوبی مشهود است.

 

جدول 1. متوسط قیمت هرتن کالای صادراتی و وارداتی(دلار)

شرح	وزن	ارزش	قیمت هر تن (دلار)	وزن	ارزش	قیمت هر تن (دلار)
صادرات غیرنفتی بدون احتساب میعانات گازی	46469	21320	458	33290	18383	552
واردات	51851	55189	1.06	44133	55567	1.260

ماخذ آمار: وزارت صنایع و معادن (دفتر امور صادرات و امور بین الملل) و سازمان توسعه تجارت                   *ارزش: میلیون دلار-  وزن: هزار تن

 

4. پیشینه تحقیق

  بررسی تحقیقات انجام شده در زمینه صادرات بیان‌کننده گستردگی این موضوع و جنبه‌های گوناگون آن است. اما در این تحقیق رویکرد اصلی در برررسی پیشینه تاکید بر آثار منبعث از جهانی‌شدن نیز بوده است. به عنوان نمونه توماس[23] 1991، ویس[24]  1992، هلینر[25]  1994، بلینی[26]  1999 و احمد[27] 2000 در مقالات خود بیان می‌دارند که صادرات از طریق کاهش انحرافات نرخ ارز و عوارض صادراتی در بازارهای جهانی رقابتی تر میگردد، لذا این امر موجبات افزایش صادرات را فراهم می آورد (رزماری، 2004).

  رزماری اوکو[28]  (2004) اثر آزادسازی ‌تجاری بر رشد صادرات غیرنفتی نیجریه را بررسی نموده است. نتایج بدست آمده نشان می‌دهد که رشد صادرات غیرنفتی در این کشور پس از قرار گرفتن در فرآیند جهانی‌شدن در کوتاه‌مدت بیشتر از بلند‌مدت بوده است.

  گوه و ژا ورسیک[29]  (۲۰۰۵) نشان می‌دهند آزادسازی ‌تجاری با افزایش دستمزد کارگران شاغل در بنگاه‌های صنعتی لهستان همراه است. ضمن اینکه با افزایش رقابت در نتیجه آزادسازی، بنگاه‌ها مجبورند به تجدید ساختار اقدام کرده و  بهره‌وری را افزایش دهند که سود آن‌ها را افزایش می‌دهد. به علاوه آزادسازی به کاهش هزینه‌های نهاده‌های وارداتی منجر می‌شود که مجددًا سودآوری بنگاه افزایش می‌یابد.

  ورتنبرگر و همکاران (2006 ) در بررسی خود پیرامون اثر آزادسازی‌تجاری در بخش کشاورزی عنوان نمودند که آزادسازی تجاری باعث رشد صادرات کالاهای کشاورزی از 32 میلیارد دلار در سال 1961 به 445 میلیارد دلار در سال 2002 شده است.

  بولسو[30]  (2006) به بررسی تاثیر نرخ ارز بر صادرات و واردات محصولات کشاورزی از آمریکا به کشورهای عمده طرف تجاری پرداخته است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد که صادرات و واردات نسبت به نرخ ارز باکشش می‌باشند.

اختر حسین[31]  (2008) با بهره‌گیری از اطلاعات سالیانه 1963 تا 2005 به بررسی تابع تقاضای صادرات اندونزی پرداخت و از متغیرهای ارزش صادرات، سطح درآمد ‌جهانی و نسبت قیمت‌ها (نسبت شاخص قیمت صادراتی در اندونزی نسبت به سطح قیمت صادراتی در آسیا) به‌صورت لگاریتمی بهره جست. وی با استفاده از روش هم‌انباشتگی جوهانسون-جوسلیوس و همچنین روش ARDL وجود رابطه بلندمدت را در میان متغیرها اثبات نمود. بر طبق یافته محقق، درآمد جهانی تاثیر مثبت و نسبت قیمت‌ها تاثیر منفی بر صادرات اندونزی گذاشته است.

  بهمنی اسکویی و راتا[32]  (2008) با استفاده از روش هم‌انباشتگی به بررسی ترازتجاری (صادرات و واردات) دوطرفه بین آمریکا و 19 شریک عمده تجاری پرداختند. برای تعیین تابع تقاضای صادرات، محققین از درآمدملی شرکای تجاری و نرخ ارز به عنوان متغیرهای توضیحی استفاده کردند. نتایج تحقیق حاکی از این است که در همه کشورها به جز بلژیک متغیرهای نام برده تاثیر معناداری بر صادرات دارند.

  جبل عاملی و بی ریا (1385) با ترکیبی از داده‌های سری‌زمانی و مقطعی (پانل دیتا) به بررسی عوامل موثر بر صادرات پسته، زعفران و خرما در سبد صادرات غیرنفتی پرداختند. این دو محقق با استفاده از روش اثرات ثابت نتیجه گرفتند که قیمت‌های داخلی و قیمت‌های صادراتی رابطه معکوس، نرخ ارز و تولید رابطه مثبت با صادرات دارند.

  در مطالعه ابریشمی و مهرآرا (1385) تحت عنوان تاثیر آزادسازی تجاری بر رشد صادرات و واردات از دو روش دینامیک و روش پویای گشتاورهای تعمیم‌یافته تکنیک داده‌های پنل، جهت بررسی23 کشور منتخب درحال‌توسعه، طی دوره زمانی (2002-1972) استفاده نموده‌اند. نتا یج حاکی از آن است که آزادسازی‌تجاری، رشد صادرات را حدود ۱۹۰ درصد افزا یش خواهد داد. لذا آزادسازی‌تجاری موجبات رشد صادرات را فراهم می‌آورد.

حمید ابریشمی  و ابراهیم گرجی (1388) در مقاله ای تحت عنوان "اثرات جهانی‌شدن بر صادرات غیرنفتی ایران"با استفاده از شبکه عصبی GMDH تأثیر جهانی‌شدن را در کنار عوامل قیمتی و غیرقیمتی بر صادرات غیرنفتی ایران بررسی کردند. نتایج مطالعه نشان می‌دهد که شاخص‌های جهانی‌شدن، رشد درآمد‌جهانی و رشد واردات کالاهای سرمایه‌ای تأثیر به مراتب بیشتری بر رشد صادرات غیرنفتی نسبت به سایر متغیرها دارند.

  سحابی، صادقی و شوره کندی (1389) در مقاله ای تحت عنوان "تاثیر نرخ ارز بر صادرات غیرنفتی ایران به کشورهای منتخب خاورمیانه" (ترکیه، امارات، عربستان، کویت، پاکستان) و با استفاده از اطلاعات سالیانه (1385-1357) به بررسی تاثیر نرخ ارز بر صادرات کالاهای غیرنفتی پرداخته‌اند. روش مورد استفاده این تحقیق، پانل دیتا بوده و متغیرهای توضیحی مورد استفاده شامل تولید ناخالص داخلی کشورهای میزبان، نرخ ارز دو طرفه، نسبت قیمت‌های صادراتی و متغیر موهومی جنگ می‌باشند. نتایج تحقیق نشان می‌دهد که تولید ناخالص داخلی کشورهای میزبان و نرخ ارز، تاثیر مثبت و نسبت قیمت‌ها و جنگ تاثیر منفی و معنی‌دار بر صادرات کالاهای ایرانی به این کشورها دارند.

 

5. روش تحقیق و مدل‌سازی

  روش تحقیق در این مقاله تحلیلی و از نوع اقتصادسنجی می‌باشد. جهت استنباط، آمار و اطلاعات و داده‌ها از بانک مرکزی و بانک جهانی جمع‌آوری شده است. برای تخمین مدل از روش خود‌رگرسیونی با وقفه توزیعی (ARDL) و نرم افزار microfit استفاده شده است. جامعه آماری کشور ایران و دوره زمانی مورد بررسی 1387-1352 می‌باشد.

  مدل‌سازی اقتصادسنجی با استفاده از سری‌های زمانی به روش‌های سنتی و معمول، مبتنی بر فرض ایستایی[33]  متغیرهای سری‌زمانی است. بر این اساس، عموماً فرض می‌شود که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان ثابت بوده و کوواریانس بین هر دو مقدار از متغیر سری‌های زمانی تنها بستگی به فاصله زمانی بین آنها دارد. در حالی که بسیاری از متغیرهای کلان اقتصادی ایستا نیستند[34]  و اغلب حاوی یک روند تصادفی (ریشه واحد[35] ) هستند (نلسون و پلوسر[36] ، 1982). اگر متغیرهای سری زمانی استفاده شده در برآورد ضرایب الگو ناایستا باشند، در عین حالی که ممکن است هیچ رابطه با مفهومی بین متغیرهای الگو نباشد، می‌تواند ضریب تعیین (2R) به‌دست آمده آن بسیار بالا باشد و آزمون‌های t و F معمول نیز از اعتبار لازم برخوردار نباشند.

  به چنین رگرسیونی که در آن نتایج 2R و t و F بسیار خوب بوده، اما متغیرها دارای روند باشند، گرنجر و نیوبولد (1974) رگرسیون کاذب[37]  می‌گویند (صدیقی،1386: 410 ). یک روش معمول برای جلوگیری از برخورد با مشکل ناایستایی سری زمانی استفاده از تفاضل مرتبه اول آنها در رگرسیون است. اما باید توجه داشت که استفاده از تفاضل متغیرها در این گونه روابط، مانند در نظر گرفتن وضعیت بدون تعادل یا کوتاه‌مدت چنین پدیده‌هایی است، در حالی‌که در وضعیت تعادلی و بلندمدت، همانطور که در بیشتر تئوری‌های اقتصادی مدنظر است، مقادیر اصلی مورد استفاده قرار می‌گیرد. به طور خلاصه اگر سری‌های زمانی در رگرسیون دارای روند باشند اما با یکدیگر حرکت کنند و یا به‌عبارتی طول موج یکسانی داشته باشند رگرسیون کاذب نخواهد بود و ارزیابی آماری با استفاده از آماره‌های t و F نیز قابل اطمینان خواهد بود. این هم زمانی سری‌های زمانی ناایستا ایده‌ای است که به آن همگرایی[38]  می‌گویند (گجراتی، 1995).

  یکی از تکنیک‌های همگرایی روش ARDL (خودرگرسیونی با وقفه توزیعی) است که با استفاده از آن می‌توان روابط بلندمدت و کوتاه‌مدت بین متغیّر وابسته و سایر متغیّرهای توضیحی را که از روش های همگرایی مانند روش انگل -گرنجر[39]  و جوهانسون - جوسلیوس [40] بررسی می‌شوند را با تکنیک و کیفیت بالاتری بررسی کرد. ولی برای اجتناب از نواقص موجود در این مدل‌ها، از جمله وجود اریب در نمونه‌های کوچک و نبود توانایی در انجام فرضیات آماری، روش‌های مناسب‌تری برای تحلیل روابط بلندمدت و کوتاه‌مدت بین متغیّرها پیشنهاد شده است که در این زمینه می‌توان به رهیافت  ARDL اشاره کرد. در استفاده از این روش به یکسان بودن درجه ی همگرایی متغیّرها (که در روش انگل -گرنجر و جوهانسون - جوسلیوس ضروری است ) نیازی نیست. به علاوه، این روش الگوهای بلندمدت و کوتاه‌مدت موجود در مدل را به طور هم‌زمان تخمین می‌زند و مشکلات مربوط به حذف متغیّرها و خودهمبستگی را رفع می‌کند. لذا، تخمین‌های روش  ARDL، به دلیل اجتناب از مشکلاتی هم چون خودهمبستگی و درونزایی، نااریب و کارا هستند. به همین دلیل در این مقاله برای بررسی روابط بین متغیّرها از مدل ARDL استفاده شده است. یک مدل الگوی خودرگرسیونی با وقفه های توزیعی به طور کلی به صورتq_k) ...ARDL(p₁,q₁,q₂,نشان داده می‌شود. به‌طور مشخص اگر Y_t، متغیر وابسته و   X_tمتغیر توضیحی باشد مدل ARDL به صورت رابطه 3 خواهد بود :‌

 (3)                                                   

                                                                        

                                                                           

                                                                                                                

  L   عملگر وقفه ،   برداری از متغیرهای قطعی (غیر تصادفی) مانند عرض از مبدأ، متغیر روند، متغیرهای مجازی و یا متغیرهای برونزا، با وقفه های ثابت است. P تعداد وقفه‌های به کار گرفته شده برای متغیر وابسته (y_t) و q تعداد وقفه‌های مورد استفاده برای متغیرهای مستقل (x_it) است. نرم‌افزار Microfit معادله را به روش (OLS) برای تمام حالات و برای کلیه ترکیبات ممکن مقادیر، یعنی به تعداد   بار برآورد می‌کند. حداکثر تعداد وقفه ها m توسط محقق تعیین می‌شود و برآورد در محدوده زمانی

t =m+1 تا  t=n صورت می‌گیرد. سپس در مرحله‌ی دوم به محقق این امکان داده می‌شود تا از بین  رگرسیون برآورد شده یکی را با توجه به یکی از چهار ضابطه آکائیک[41]  (AIC) ، شوارز ـ بیزین[42]  (SBC) ، حنان کوئین [43] (HQS) و یا  انتخاب کند (تشکینی، 1384: 146).

  از میان معیارهای فوق پسران و شین [44] معیار شوارتز ـ بیزین را جهت تصریح بهینه وقفه‌های مدل پیشنهاد می‌نماید. این معیار با توجه به کوچک‌بودن حجم نمونه (100> n) در تعداد وقفه‌ها صرفه‌جویی می نماید تا در نهایت تعداد درجات آزادی کمتری از دست دهیم.

  برای محاسبه ضرایب بلندمدت مدل از همان مدل پویای استفاده می‌شود. ضرایب بلندمدت مربوط به متغیرهای x از رابطه 4 به‌دست می‌آیند:

 (4)                                              

  حال برای بررسی این که رابطه بلندمدت حاصل از این روش کاذب نیست فرضیه رابطه 5 مورد آزمون قرار می‌گیرد:

  (5)                                                                                       

                                                                                          

  فرضیه صفر بیانگر عدم وجود هم‌انباشتگی یا رابطه بلندمدت است، چون شرط آنکه رابطه پویای کوتاه‌مدت به سمت تعادل بلندمدت گرایش یابد آن است که مجموع ضرایب کمتر از یک باشد. برای انجام آزمون مورد نظر باید عدد یک از مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کسر و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم شود.

 (6)                                                                                             

  اگر قدر مطلق t به دست آمده از قدر مطلق مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر[45]  بزرگ‌تر باشد، فرضیه صفر رد شده و وجود رابط بلندمدت پذیرفته می‌شود.

  وجود همگرایی بین مجموعه‌ای از متغیرهای اقتصادی، مبنای آماری استفاده از الگوهای تصحیح خطا را فراهم می‌کند. عمده‌ترین دلیل شهرت این الگوها آن است که نوسانات کوتاه‌مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت ارتباط می‌دهد. این مدل‌ها در واقع نوعی از مدل‌های تعدیل جزئی‌اند که در آن ها با وارد‌کردن پسماند پایا از یک رابطه بلندمدت، نیروهای مؤثر در کوتاه‌مدت و سرعت نزدیک‌شدن به مقدار تعادلی بلندمدت اندازه گیری می‌شود.

برآورد این مدل شامل دو مرحله است :

  مرحله اول : این مرحله شامل برآورد یک رابطه بلندمدت و حصول اطمینان از کاذب نبودن آن است. مرحله دوم : در این مرحله، وقفه پسماند رابطه بلندمدت را به عنوان ضریب تصحیح خطا استفاده کرده و رابطه زیر برآورد می‌شود.

 (7)                                                                              

  ضریب تصحیح خطا یعنی برآورد ضریب c در صورتی که با علامت منفی ظاهر شود که انتظار می‌رود چنین باشد. نشانگر سرعت تصحیح خطا و میل به تعادل بلندمدت خواهد بود. این ضریب نشان می‌دهد در هر دوره چند درصد از عدم تعادل متغیر وابسته تعدیل شده و به سمت رابطه بلندمدت نزدیک می‌شود.

 

5-1. ارائه مدل

  در ابتدا فرض می شود که ایران به عنوان یک کشور در حال توسعه یک عرضه‌کننده‌ کوچک و گیرنده‌ قیمت است و محصولات خود را در بازار رقابت کامل به‌فروش می‌رساند و کشش تقاضای صادراتی برای کالاهای تولید داخلی آن نامحدود می‌باشد. از این جهت، در این مقاله تنها تابع عرضه صادرات مورد بررسی قرار می‌گیرد و فرض بر این است که عرضه کالاهای صادراتی تقاضای خود را ایجاد می‌کند. به علاوه، به دلیل اتخاذ استراتژی جایگزینی واردات به‌عنوان یک سیاست توسعه اقتصادی در ایران، صادرات به‌عنوان یک پسماند از تقاضای داخلی محسوب می‌شود.

  الگوی مورد استفاده در این تحقیق، بر اساس مطالعه‌ی شاکری (1383) و رزماری اوکو (2004) است. متغیرهای مدل رابطه 8 به قرار زیر است :

(8)                                                                   

Nox : صادرات غیرنفتی (میلیون دلار)

INF: نرخ تورم

EX: نرخ ارز

MC: واردات کالای سرمایه‌ای (میلیون دلار)

ITI: شاخص ادغام تجاری

که به صورت خطی ـ لگاریتمی به‌صورت زیر است :

                                                 

  با توجه به مطالب ذکر شده انتظار می‌رود که واردات کالای سرمایه‌ای (به‌کار گرفته شده در مدل فیروز وکیل و حسین رضوی (1989))  که سبب ورود تکنولوژی نوین به کشور می‌شود، بر صادرات غیرنفتی تاثیر مثبت داشته باشد.

 نرخ تورم (به‌کار گرفته شده در مدل طیبی (1381) و سلطانی (1388)) سبب اختلال در نظام قیمت‌ها می‌شود و از بین‌رفتن انگیزه‌های سرمایه‌گذاری و افت بهره‌وری عوامل‌تولید (افزایش هزینه تولید) می‌شود و انتظار می‌رود که حداقل در بلندمدت تأثیر منفی بر صادرات غیرنفتی داشته باشد. (سبب کاهش رقابت پذیری اقتصاد ایران می‌شود)

  انتظار می‌رود شاخص جهانی‌شدن که مترادف با افزایش سطح تجارت بیان می‌شود (ما، 2003) (به کار گرفته شده درتحقیقات ابریشمی و مهرآرا (1385)، ابریشمی و گرجی (1388) ) سبب رشد صادرات غیرنفتی شود.

 

5-2. بررسی ایستایی متغیرها

  به‌منظور بررسی ایستایی و ناایستایی سری‌های زمانی از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته [46] استفاده می‌کنیم. اگر قدر مطلق آزمون از قدر مطلق کمیت بحرانی ارائه شده بزرگتر باشد، فرضیة و به‌عبارتی وجود ریشه واحد، رد می‌شود.

 

جدول 2. نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم‌یافته در سطح متغیرها

متغیر	مقدار آماره با عرض از مبدأ		مقدار آماره با عرض از مبدأ و روند		نتیجه
LNOX	21/0	(0)	81/2-	(1)	ناایستا
LMC	31/2-	(1)	73/4-	(1)	ایستا (باروند)
LEX	08/4-	(0)	07/1-	(0)	ایستا
LIIT	10/1-	(0)	03/2-	(0)	ناایستا
LINF	71/3-	(0)	63/3-	(0)	ایستا

95/2- = (بدون روند) 5% و ADFC

56/3- = (با روند) 5% ADFC

 

 برای بررسی ایستایی متغیرها آزمون ریشه واحد را با دادن وقفه 4، جهت رفع خود‌همبستگی احتمالی در دو حالت وجود روند و عرض از مبدأ و بدون روند برای متغیرها انجام دادیم.

  اعداد داخل پرانتز طول وقفه بهینه را نشان می‌دهد که به جهت کمی مشاهدات از معیار شوارتز ـ بیزین استفاده کردیم زیرا این معیار در تعداد وقفه ها صرفه‌جویی می‌کند.

  با توجه به اطلاعات جدول 2 متغیرهای LINF, LEX, LMC در سطح ایستا هستند و ایستایی بقیه متغیرها را در تفاضل مرتبه اول بررسی می‌کنیم.

 

جدول 3. خلاصه نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم یافته در تفاضل مرتبه اول متغیرها

متغیر	مقدار آماره با عرض از مبدأ		مقدار آماره با عرض از مبدأ و روند		نتیجه
LNOX	89/3-	(0)	90/3-	(0)	ایستا
LIIT	49/5-	(0)	39/5-	(0)	ایستا

96/2- = (بدون روند) _{5% و} ADF_C

56/3- = (با روند) _{5% و} ADF_C

 

  همانطور که در جدول 3 نشان داده شده با یک بار تفاضل‌گیری متغیرهای ناایستا را به ایستا تبدیل کردیم پس مجموعه‌ای از متغیرهای (0) I و (1) I داریم.

 

5-3. برآورد مدل ارائه شده

تجزیه و تحلیل از روش ARDL، مبتنی بر تفسیر سه معادله پویا[47] ، بلندمدت [48] و تصحیح خطا [49] می‌باشد.

                                                                                                    

5-3-1. تخمین مدل صادرات غیرنفتی  بر اساس الگوی پویا

  در این مقاله با توجه به مطالعات تجربی صورت گرفته برای برآورد عوامل مؤثر بر صادرات غیرنفتی از الگوی ARDL استفاده می شود تا با کمک آن بتوان به برآوردهای نسبتاً بدون تورشی از ضرایب بلندمدت الگو دست یافت.

  مدلی که برای صادرات غیرنفتی برآورد می‌شود رابطه 9 می‌باشد:

(9) 

   در تخمین مدل میزان وقفه‌های مورد نظر را (2=m) در نظر گرفتیم که نرم‌افزار به تعداد

 243 = 35 =   رگرسیون برآورد می‌کند که با استفاده از معیار شوارتز ـ بنزین (SBC) میزان وقفه بهینه را (2 و 1 و 1 و 1 و 1) ARDL برآورد می‌کند. نتایج ضرایب در  جدول زیر ارائه شده است. قابل ذکر است که در مدل عرض از مبدا بی‌معنی شده است با حذف آن تغییرات معنی‌داری در مدل اتفاق نمی‌افتد هر چند که معنی‌داری سایر متغیرها افزایش می‌یابد.  شاکری [50]  نشان می‌دهد که  چون عرض از مبدا بی‌معناست، از مدل حذف شده مدل بدون عرض از مبدا برآورد شده است. اما در این جا مدل نهایی با عرض از مبدا ارائه می‌شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول 4. برآورد ضرایب الگوی پویا (2 و 1 و 1 و 1 و 1) ARDL بر اساس معیار (SBC)

احتمال (Prob)	آماره t	خطای استاندارد		ضرایب		متغیرها
0/0	02/4-	077/0		31/0-		(1-) LINF
0/0	67/4	092/0		42/0		LIIT
026/0	36/2-	093/0		22/0-		(1-) LIIT
097/0	72/1	121/0		19/0		LMC
041/	13/2-	136/0		29/0-		(1-) LMC
004/0	22/3	096/0		31/0		(2-) LMC
413/0	7964/0	55/0		43/0		c
96/0 =		98/0 =

 

 

 

جدول 5. آزمون های تشخیصی [51] الگوی پویای (2 و 1 و 1 و 1 و 1) ARDL

F	LM
]200/0[ 9/1	]122/0[ 50/2	همبستگی سریالی
]413/0[ 7/0	]313/0[1	شکل تبعی تابع
ــــ	]65/0[79/0	نرمالیتی
]774/0[ 07/0	]72/0[ 07/0	ناهم­سانی واریانس

           

   همانطور که در جدول ملاحظه می‌شود متغیر با وقفه صادرات غیرنفتی گویای این مطلب است که ساختار موجود صادرات نقش تعیین کننده‌ای در سرنوشت صادرات دارد. تأثیرات نرخ ارز در همان سال منفی است اما معنی‌دار نیست. اثر متغیر نرخ ارز با یک وقفه صادرات غیرنفتی را به‌طور مثبت و معنی‌دار (در فاصله اطمینان 90 درصد) تحت تأثیر قرار داده است. به‌طوری که کشش صادرات غیرنفتی نسبت به تغییرات نرخ ارز با یک وقفه در حدود39/0 برآورد شده است. اما اگر این افزایش نرخ ارز تورم در پی داشته باشد، تورم حاصل افزایش صادرات ناشی از افزایش نرخ ارز را خنثی می‌کند. همانطور که در جدول ملاحظه می‌شود تورم در سال اول تأثیر منفی بر صادرات ندارد که البته این ضریب بی‌معنا است ولی با یک وقفه در سال بعد صادرات را از طریق افزایش هزینه‌های تولید به طور منفی و معنادار و قابل ملاحظه تحت تأثیر قرار می‌دهد. به‌طوری که کشش صادرات غیرنفتی به تورم 31/0- است. به‌عبارت دیگر، اگر کاهش ارزش پول در فضای باثبات و آرام و بدون تورم صورت بگیرد صادرات را به طور مثبت تحت تأثیر قرار می‌دهد اما در فضای تورمی و ناآرام تأثیرگذاری آن به شدت محدود می‌شود.

  شاخص جهانی‌شدن (ادغام تجاری) نیز در همان سال دارای تأثیر مثبت و معناداری بر صادرات غیرنفتی دارد اما با یک وقفه تأثیر منفی و معناداری را گذاشته است که به مراتب اثر مثبت آن بیشتر از تأثیر منفی است. در مورد واردات کالاهای سرمایه‌ای نیز باید گفت که در همان سال و در وقفه دوم تأثیر مثبت و بامعنی دارد و در وقفه اول تأثیر منفی دارد. در این برآورد نتایج آزمون‌های تشخیص همگی حکایت از خوبی برازش و توصیف مدل دارند. همچنین آماره‌های   و F نشان دهنده مناسب بودن الگو مورد بررسی هستند.

 

5-3-2. رابطه بلندمدت

  حال با استفاده از ضرایب پویای مدل ARDL ، وجود ارتباط بلندمدت بین متغیرها آزمون می‌شود. برای این منظور با توجه به آماره‌ی   (که در آن  ها ضریب متغیرهای با وقفه مربوط به متغیروابسته و Siها انحراف معیار ضرایب فوق هستند) را محاسبه و با مقادیر بحرانی بنرجی ارائه شده مقایسه کرد.

                                                                                    

  از آن جا که کمیت آماره‌ محاسبه شده از کمیت بحرانی ارائه شده از سوی بنرجی، دولادو و مستر (1992) در سطح آماری 5 درصد (75/3-) بیشتر است، فرضیه صفر مبتنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل رد می‌شود. پس الگوی بلندمدت به صورت رابطه 10 برآورد می‌شود.

(10)

 

                                                                                                                                

 

جدول 6. ضرایب بلندمدت برآورده شده با استفاده از روش ARDL

احتمال (Prob)	آماره t	خطای استاندارد	ضرایب	متغیرها
015/0	60/2	097/0	253/0	LEX
058/0	055/2-	40/0	822/0-	LINF
000/0	25/4	12/0	595/0	LIIT
002/0	46/4	14/0	65/0	LMC
422/0	75/0	52/0	39/0	C

 

   برآوردهای مربوط به کشش در جدول 6  نشان می‌دهد که در بلندمدت صادرات غیرنفتی در حالت کلی به‌وسیله‌ دو عامل واردات کالاهای سرمایه‌ای و ادغام تجاری با کشش‌های به‌ترتیب 65/0 و 59/0 تحت تأثیر قرار می‌گیرد و نرخ تورم با کشش 82/0- دارای  تأثیر منفی بر صادرات غیرنفتی می‌باشد. تمام عوامل تعیین‌کننده صادرات غیرنفتی، بی‌کشش هستند.

 

5-3-3. برآورد مدل تصحیح خطای صادرات غیرنفتی (ECM)

  الگوی (ECM) نوسانات کوتاه‌مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آنها ارتباط می‌دهد (نوفرستی 1378). برای تنظیم (ECM) جملات خطای رگرسیون همگرایی با یک وقفه زمانی به عنوان یک متغیر توضیح‌دهنده در کنار تفاضل مرتبه اول سایر متغیرهای الگو قرار داده می‌شود و سپس به روش OLS ضرایب الگو برآورد می‌شود.

   (11)       

 

جدول 7. برآورد مدل ECM صادرات غیرنفتی

احتمال (Prob)	آماره t	خطای استاندارد	ضرایب	متغیرها
151/0	58/1-	24/0	38/0-	dLEX
(771/0)	30/0	76/0	023/0	dLINF
(000/0)	77/4	088/0	42/0	dLIIT
(093/0)	73/1	105/0	182/0	dLMC
(003/0)	20/3-	103/0	33/0-	1dLMC
430/0	73/0	61/0	45/0	dc
(001/0)	60/3-	097/0	35/0-	(1-) ECM
70/0 =                         8/58%=

 

  با توجه به نتایج فوق ضریب ECM در تابع عرضه صادرات از نظر آماره معنی‌دار است و 35/0- بیانگر سرعت تعدیل پائین است. معنادار بودن ضریب ECM نشان‌دهنده وجود رابطه بلندمدت معنی‌دار بین متغیرهای الگو است. یعنی اگر از یک دوره (t) به دوره بعدی (1 + t) حرکت کنیم به میزان 35/0- درصد از میزان انحراف در تابع صادرات کل از مسیر بلندمدتش توسط متغیرهای الگو در دوره‌ بعد تصحیح می‌شود.

 

6. نتیجه‌گیری ‌

  نتایج کلی این بررسی و نتایج برگرفته از مدل اقتصادی حاکی از آن است که برای شتاب بخشیدن به صادرات غیرنفتی باید به ماهیت ساختار موجود آن و ایجاد تحول ساختاری در حوزه صادرات توجه کرد. متغیرهای واردات کالاهای سرمایه‌ای و شاخص ادغام تجاری به عنوان شاخصی از جهانی‌شدن در کوتاه‌مدت و بلندمدت دارای تاثیر مثبت و معناداری بر صادرات غیرنفتی ایران می‌باشد. به نظر می‌رسد که سیاست‌گذاران کلان اقتصادی کشور می‌توانند با انتخاب رویکرد  آزادسازی تجارت خارجی، الحاق کامل به سازمان تجارت جهانی که توام با مقررات‌زدایی و کاهش تعرفه‌ها می‌باشد،‌ موانع موجود در زمینه واردات را به حداقل رسانده و هم زمان میزان صادرات غیر نفتی به‌ویژه صادرات کالاهای صنعتی و با ارزش افزوده بالا را ارتقا دهد. متغیرهای نرخ ارز و نرخ تورم عملا در کوتاه‌مدت اثری بر صادرات غیرنفتی نداشتند اما نرخ ارز در بلندمدت دارای تاثیر مثبت و نرخ تورم دارای تاثیر منفی می‌باشد.

  بدین ترتیب به‌نظر می‌رسد که اتخاذ سیاست‌های تثبیت نرخ ارز و افزایش نرخ تورم که در سال‌های اخیراتفاق افتاده است عملا دربلندمدت به‌عنوان دو عامل مهم منفی در روند توسعه صادرات بوده است.

 

 

 

---

1. استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی ، دانشکده اقتصاد و حسابداری،  E.Mail:[e-mail]

.[2] کارشناس ارشد اقتصاد ، [e-mail] E.Mail:

[3] . Engine of Growth

[4] .Mah )2003(

[5]. Beck )2000(

[6] .Privatization

[7]. Trade Liberalization

[8]. http://www.wto.org/english/thewto_e/whatis_e/tif_e/org6_e.htm

[9]. OPEN Index

[10]. International Trade Integration

[11]. Grubel–Lloyd Index (1975)    

[12]. Balasa

[13]. Loerstcher & Wolter

[14]. Pagoulatous & Sorenson

[15]. Thakaran

[16]. Lundberg

[17]. Toh

[18]. Lee

[19]. Kuze

[20]. KOF Index of Globalization

[21]. Dreher, Axel, 2006

[22]. Globalization.kof.ethz.ch/static/pdf/rankings_2011.pdf

[23]. Thomas et al

[24]. Weiss

[25]. Helleiner

[26]. Bleaney

[27]. Ahmad

[28]. Okoh. N. Rosemary. (2004)

[29]. Goh, Chor-Ching, and B.S. Javorcik, (2005)

[30]. Bolkesjo, (2006)

[31]. Akhtar Hossein, (2008)

[32]. Bahmani oskooee & Ratha, (2008)

[33]. Stationary

[34]. Non-stationary

[35]. Unit root

[36]. Nelson & Plosser

[37]. Spurious

[38]. Co integration

[39]. Engel Grenger

[40]. Johansen and Juselius

[41]. Akaike Information Criterion

[42]. Schwartz Bayesian Criterion

[43]. Hannan Quinn Criterion

[44]. Pesaran & Shin(1997)

[45]. Banerjee, Dolado & Mestre

[46]. Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test

[47]. Dynamic

[48]. Long-run

[49]. Error-correction

[50]. شاکری، عباس، عوامل تعیین کننده صادرات غیرنفتی ایران، فصل نامه پژوهش های اقتصادی ایران شماره 21 (1383)

[51]. Diagonestic Test

مراجع

منابع

1. ابریشمی، حمید و ابراهیم گرجی (1388)، "اثرات جهانی شدن بر صادرات غیرنفتی ایران"، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره51، صفحات 1-24
2. بهکیش، محمد مهدی (١٣٨5)، "اقتصاد ایران در بستر جهانی شدن"، تهران، نشرنی.چاپ چهارم
3. بیدآباد، بیژن (1387)، "سازمان تجارت جهانی و الحاق ایران(پیش نیازهای اصلاح ساختاراقتصاد کشور)" نسخه الکترونیکی   www.bidabad.com/doc/wto-iran-ketab.pdf
4. بیلیس، جان و استیو اسمت و دیگران (1382)، "جهانی شدن سیاست" ترجمه ابوالقاسم راه چمنی ، مؤسسه فرهنگی مطالعات و تحقیقات بین المللی ابرار، تهران، جلد1، صص47-48.
5. ترابی، تقی و نازی محمدزاده اصل(1387)، "تعاملات جهانی شدن، رشد اقتصادی و تجارت الکترونیکی:مطالعة موردی کشورهای در حال توسعه"، فصلنامه اقتصاد و تجارت نوین، شماره 12 ، صفحات 51-81
6. تشکینی، احمد (1384)، "اقتصادسنجی کاربردی به کمک Microfit"، تهران: موسسه فرهنگی هنری دیباگران، چاپ اول
7. توکلی، احمد و جلال دهقانی سانیج (1389)، "بررسی عوامل تاثیرگذار بر توسعه صادرات صنعت نساجی"، مجله دانش و توسعه، سال هجدهم، شماره 31
8. سایت آمار و اطلاعات بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران  www.tsd.cbi.ir
9. سایت سازمان توسعه تجارت ایران www.tpo.ir
10. سوری، جواد و مریم کاظمی (1384)، فصلنامه اقتصاد سیاسی، سال دوم، شماره 8
11. شاکری، عباس (١٣٨٣)، "عوامل تعیین کننده صادرات غیرنفتی ایران"، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره 4،صفحات 23-50 
12. صدیقی، اچ.آر و کی.ا. لاولر (1386)، "اقتصاد سنجی رهیافت کاربردی"، ترجمه: شمس الله شیرین بخش، تهران، آوای نور
13. کلباسی، حسن و مجید جلائی (1381)، "بررسی اثرات جهانی شدن بر تجارت خارجی ایران"، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره ٤،صفحات 113-128
14. نوفرستی، محمد (1378)، "ریشه واحد و هم جمعی در اقتصاد سنجی"، موسسه خدمات فرهنگی رسا، چاپ اول

 

15. Beck, Ulrich,(2000) “what is Globalization?”  Combridge,Polity Press

16. Dreher, Axel, (2006) “Does Globalization Affect Growth?” Empirical Evidence from a new Index, Applied Economics 38, 10: 1091-1110.

17. KOF Index of Globalization ,  http://globalization.kof.ethz.ch

18. Mah, J. S. (2003) “A Note on Globalization and Income Distribution-the Case of Korea”, 1975-1995. Journal of Asian Economics, 14: 157-164

19. Nawazish, A. (1998) “Globalization, Its Impact on the Economies of OIC

Countries and the Role of the Private Sector”, Journal of Economic

Cooperation Among Islamic Countries, 19, 1-2

20. Okoh. N. Rosemary. (2004); “Global Integration and Growth of Nigeria`s Non-oil Exports”, Department of Economics, Delta State University, Oxford, UK, March     

21. World Bank. (2011). World development indicators, data.worldbank.org/indicator״22.(seddiki, J.U,(2000) “Demand for money, in Bangladesh: A co integration analysiss  32: 1997-1984