مطالعه عوامل موثر بر صادرات سه کشور مهم عضو سازمان تجاری اکو (ایران، ترکیه، پاکستان)

Journal of economic studies

شناسنامه علمی شماره، دوره 1، شماره 1، تیر 2010   

نویسندگان

مسعود نونژاد^* ؛ سارا کشتکاران

چکیده

چکیده:
مقاله ی حاضر تأثیر تولید ناخالص داخلی، تورم، نرخ ارز و سرمایه گذاری مستقیم خارجی را برصادرات سه کشور مؤسس سازمان  همکاری های اقتصادی (ایران، ترکیه، پاکستان) مورد بررسی قرار می دهد و به آزمون این فرضیه می پردازد که کلیه متغیرها به جز تورم، تأثیر مثبت بر صادرات این سه کشور دارند. برای این منظور با ارائه یک چارچوب نظری و با استفاده از تکنیک پانل با داده های متوازن، رابطه این چهار متغیر با صادرات سه کشور مشخص می شوند. مدل با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم یافته در چارچوب رگرسیون های به ظاهر نا مرتبط با اثرات ثابت زمانی تخمین زده می شود. دوره زمانی مورد بررسی برای سه کشور مشابه می باشد که دوره مورد مطالعه سالهای1384-1352 انتخاب شده است. در داده های پانل نیز باید آزمون ایستائی بر روی متغیرها انجام شود که در این تحقیق مانایی متغیرها با استفاده از آزمون ساکن پذیری ایم – پسران و شین صورت گرفته است .

کلیدواژه‌ها

کلید واژه‌ها: صادرات؛ GDP؛ تورم؛ FDI؛ کشورهای اکو؛ مدل پانل دیتا

شناسنامه علمی شماره

مقدمه

گروهی از محققینمعتقدند که تجارت و به خصوص صادرات در رشد و توسعه اقتصادی کشورها نقش مهمی را ایفا می کند؛به همین دلیل از آن به عنوان موتور رشد و توسعه اقتصاد داخلی یاد می کنند و به دنبال کسب بهترین جایگاه آن در نظام تجاری می باشند.

توسعه اقتصادی بر مبنای جهش صادرات، الگویی است که در شماری از کشورهای در حال رشد از اواخر دهه 1960 میلادی به اجرا در آمده و نتایج مطلوب خود را نشان داده است. کشورهایی که در سه دهه گذشته در شمار کشورهای در حال توسعه قرار داشته اند، با پیروی از این الگو، امروزه  توانستهاند در صف کشورهای تازه صنعتی شده جهان قرار بگیرند.

از آنجا که کشورها به تنهایی همه عوامل تولید را در اختیار ندارند، برای دست یابی به
آرمان هایی که بدون  همکاری گروهی امکان پذیر نیست، تلاش می کنندکه با تشکیل سازمان های اقتصادی- منطقه ای موجب رونق اقتصادی خود و تکمیل چرخه تولید در یک منطقه جغرافیایی شوند.

این مطالعه با استفاده ازداده های ترکیبی (سری زمانی-مقطعی) به بررسی اثرات چهار متغیر تولید ناخالص داخلی، تورم، نرخ ارز و سرمایه گذاری مستقیم خارجی بر صادرات سه کشور مهم و مؤسس عضو سازمان همکاری های اقتصادی می پردازد. بر این اساس، بخش دوم این مقاله به مبانی نظری موضوع پرداخته است و جایگاه صادرات در مدل های اقتصادی در شرایط متفاوت توسعه صنعتی، به طور مختصر مرور می شود.

 

1- جایگاه صادرات در الگوهای مختلف اقتصادیکارهای تجربی:

در این قسمت، ابتدا جایگاه صادرات در پنج مدل متفاوت مورد بررسی قرار می گیرد و سپس، خلاصه ای از کارهای تجربی انجام شده به صورت جدول نتایج آنها، ارائه می شود.

 

2-1. جایگاه صادرات در مدل های مختلف:

در مدل های مازاد محور و مبتنی بر طرف عرضه نئوکلاسیک ها با این فرض ضمنی که واردات معادل استفاده از مازادهای خارجی برای تشکیل سرمایه است، بررشد صادرات در مراحل اولیه رشد و توسعه تأکید ندارد ( استرن[1] 1973) و در مقابل، روی واردات به معنای فوق تاکید دارد. شکل خلاصه شده مدل رشد نئوکلاسیکی مطابق رابطه 1 است.

    (1)                                                            

که در آن k سرمایه سرانه ، m,s به ترتیب، میل نهایی به پس انداز و واردات، X مقدار صادرات، Lنیروی کار و n نرخ رشد برون‌زای نیروی کار و a ضریب ثابت است. همان طور که در رابطه فوق ملاحظه می شود در این مدل، تغییرات (K/L) در طول زمان تابعی منفی از تغییرات (X/L) است. از آنجا که در این مدل، با توجه به تابع تولید ، نسبت محصول به نیروی کار (Y/L) تابعی از K است، می توان نتیجه گرفت که نسبت (X/L) تاثیر منفی بر رشد محصول سرانه (Y/L) دارد . مسلماً این نتیجه بیانگر این است که در مراحل ابتدایی رشد و توسعه که تأکید اصلی طرف عرضه است،  باید تشکیل سرمایه محور قرار گیرد و این به هیچ وجه بدان معنی نیست که صادرات در مدل های رشد برای همیشه کم اهمیت است .

 اما در مدل رشدمبتنی بر رهبری صادرات ( استرن 1973)، به دلیل فرض تابعیت سرمایه گذاری از صادرات و تاثیر سرمایه گذاری بر رشد، بر نقش مثبت صادرات برای رشد تاکید می شود. شکل خلاصه شده مدل مذکور به صورت زیر است :

       (2)                                                       

که در آن y محصول حقیقی، X حجم صادرات، b میل نهایی به پس انداز، m میل نهایی به واردات و ،  به ترتیب مقادیر ثابت توابع سرمایه گذاری ، پس انداز و واردات هستند. همان طور که در این معادله ملاحظه می شود ، هر قدر نسبت X/y بیشتر شود، رشد محصول کل هم بیشتر می شود. به نظر می رسد جایگاه این نظریه بعد از مرحله ی تامین نیازهای مبنایی رشد است.  یعنی وقتی اقتصادی زیر ساخت های خود را ایجاد کرد و سرمایه های ضروری را شکل داد و زمینه های تولید صنعتی انبوه را فراهم کرد، اتخاذ سیاست تشویق صادرات و یا رهبری صادرات به عنوان عامل حفظ پویایی اقتصاد سیاست بجا و الزامی است. در مدل رشد مبتنی بر رهبری صادرات بکر نیاز صادرات تابعی از بهره وری توصیف شده است :

 (3)                                                        

که در آنX مقدار صادرات، سطح قیمت های خارجی،O مقدار بهره وری است و  ضرایب ثابت هستند، همان طور که ملاحظه می شود در این مدل، صادرات تابعی مثبت از بهره وری است . اما در مدل کینزی به دلیل توان بالای طرف عرضه اقتصاد و کمبود تقاضای کل، صادرات از طریق ضریب فزاینده مخارج، رشد را به طور قابل ملاحظه متاثر می سازد :

(4)                                                                     

که c میل نهایی به مصرف، t نرخ مالیات، a منفی مشتق سرمایه گذاری نسبت به نرخ بهره، k مشتق تقاضای پول نسبت به در آمد و h منفی مشتق تقاضای پول نسبت به نرخ بهره است . در این مدل، توانایی طرف عرضه و کیفیت و رقابت پذیری مسلم فرض شده است ( در نبوش و فیشر 1994)[2].

طبق نظریات جدید تجارت بین الملل که بر استفاده از صرفه های مقیاس تاکید دارد، حتی اگر دو کشور از نظر مزیت نسبی یکسان باشند، برای هر دوی آنها بهتر است که در تولید یک کالا تخصصی شوند. زیرا، تخصصی شدن هر کشور به آن مجال می دهد که از فرصت صرفه های مقیاس تولید بهتر استفاده کند، و این خود هزینه ی تولید کالاها را کاهش و قلمرو تجارت بین کالایی[3] سود آور را گسترش‌می دهد. همین منطق موجب شده است که برای استفاده ی بیشتر از صرفه های مقیاس تجارت درون صنعتی[4] نیز گسترش پیدا کند، زیرا، تخصصی تر شدن هر کشور در یک کالای خاص و یا قطعه ای از یک کالا به بهره برداری بیشتر از صرفه های مقیاس منجر می شود. بنابراین، رقابت پذیری قیمتی کالاها در این دیدگاه مستلزم استفاده از صرفه های مقیاس بالقوه است و این خود مستلزم تخصصی شدن صادرات کالاها و یا اجزای کالاهاست. براساس این نگرش، صادرات، جزء جدایی ناپذیر مدل های اقتصادی جدید بوده و باید برای آن حساب ویژه ای باز کرد.

 

مطالعات  انجام شده:

در این قسمت، بعضی از مطالعات تجربی انجام شده در مورد صادرات به صورت خلاصه ارائه می شود:

متغیرهای توضیح دهنده صادرات	موضوع	مشخصات پژوهشگر
نرخ ارز، نرخ تورم، تولید ناخالص داخلی واقعی	اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر صادرات	تقوی (1382)
نرخ ارز، نرخ تورم، بهره وری ،رقابت پذیری	عوامل تعیین کننده صادرات غیرنفتی ایران	شاکری(1383)
لگاریتم شاخص قیمت نسبی صادراتی،لگاریتم تولید ناخالص داخلی واقعی،  لگاریتم نرخ ارز مؤثر صادراتی، لگاریتم حجم واقعی پول	بررسی رابطه تعاملی کوتاه مدت وبلندمدت تورم و عرضه صادرات غیرنفتی در ایران	طیبی (1381)
سطح قیمت داخلی، نرخ ارز، سرمایه گذاری ناخالص ملی، پس انداز ناخالص ملی، تولید ناخالص داخلی	تأثیر پس انداز و سرمایه گذاری بر صادرات غیر نفتی کشور	کریمی (1380)
سرمایه گذاری خارجی، تولید ناخالص داخلی	سرمایه گذاری،صادرات وتولید ناخالص داخلی در آسیای شرقی وجنوبی	فرانک و می چو  (2006)
درجه باز بودن اقتصاد، تولید ناخالص داخلی، سرمایه گذاری مستقیم خارجی	صادرات ورشد: آزمون گرنجربرای داده های پانل	کُنیا (2006)
تولید ناخالص داخلی، سرمایه گذاری مستقیم خارجی، نرخ ارز	سرمایه گذاری،صادرات وتولید ناخالص داخلی درکشورهایآسیای شرقی	تارکان (2005)

 

همانطور که مشاهده می شود مطالعات انجام شده در داخل کشور بیشتر شامل بررسی اثرمتغیرهای کلان اقتصادی بر صادرات در زمینه های مختلف کالاهای صادراتی است .لیکن در خصوص اینکه صادرات ایران با صادرات کشورهای دیگر در یک مجموعه آمده باشد، موردی مشاهده نشده است.

 

ویژگی عمومی کشورهای عضو اکو:

جمعیت کشورهای عضو اکو  955/369میلیون نفر و کل مساحت این کشورها بالغ بر72/6182 هزار کیلومتر مربع و  پرجمعیت ترین کشورها به ترتیب شامل پاکستان (6/38 درصد )، ترکیه (77/18 درصد ) و ایران (22/18 درصد ) است و کشورهای قزاقستان (19/43 درصد )، پاکستان (47/12درصد) و ترکیه (45/12 درصد) بالاترین مساحت را به خود اختصاص داده اند.

کل تولید ناخالص داخلی کشورهای اکو بالغ بر 423047میلیون دلار(آمریکا) می باشد. به این ترتیب اکو 8/2 درصد از جمعیت جهان و 98/1 درصد مساحت جهان را دارا بوده، در صورتی که سهم اکو از تولید ناخالص داخلی جهان فقط 36/1(جدول 1) درصد می باشد. بالاترین سهم هایGDPدر کل GDP کشورهای عضو اکو متعلق به ترکیه (54/48درصد )، ایران (23درصد ) و پاکستان (33/16درصد ) می باشد.

جدول-2. GDP و GDP سرانه اکو: (میلیارد  دلار آمریکا)
2005	2004	2003	2002	2001	2000
362/9	429/2	536/1	659/1	814/7	398/5	GDP[5]
1/3	1/3	1/4	1/5	1/7	1/4	نسبت به جهان (%)
1/007	1/166	1/44	1/74	2/117	1/125	GDP[6]سرانه*
1/1	7/3	6/9	8	7/6	6/2	نرخ رشد GDP اکو
2/6	3/1	4/1	5/3	4/9	4/8	نرخ رشد جهان GDP
(*)- این ارقام شامل تمام کشورهای عضو اکو به جز افغانستان می باشد

 

نمودار 1: مقایسه نرخ رشد GDP منطقه اکو با نرخ رشد GDP جهان

 

       IMF and ECO Data  منع:

 

در طول دهه گذشته، کشورهای اکو توجه خاصی به نرخ تورم داشته اند و سیاست های پولی و مالی مختلفی را برای کنترل نرخ تورم و ثبات قیمت ها در اقتصادهای خود اجرا کرده اند. به سبب این تلاش ها متوسط نرخ تورم از دهه 1990 به بعد، به طور قابل توجهی در بیشتر کشورهای اکو کاهش پیدا کرده است.

جدول-3. مقایسه متوسط نرخ تورم اکو با کشورهای در حال توسعه
	2000	2001	2002	2003	2004	2005
متوسط نرخ تورم سالیانه    (کشورهای اکو[7]*  )	9/23	2/31	9/18	5/13	5/9	1/9
متوسط نرخ تورم سالیانه ( کشورهای در حال توسعه )	8/7	9/7	3/7	1/7	8/6	5/6
(*) - این ارقام شامل تمام کشورهای عضو اکو به جز افغانستان می باشد. ECO Secretariats data base, ECO Annual Economic Report (July 2007)   منع:

 

نمودار 2: مقایسه نرخ تورم متوسط درمنطقه اکو با نرخ تورم متوسط در جهان

 

                             

منع: ECO Secretariat database, World Bank and IMF.

      

بررسی ساختار و عملکرد تجارت اکو:

درسال 2005 کل صادرات کشورهای عضو سازمان همکاری های اقتصادی اکو به جهان، معادل 19809بِیلیون دلار بوده است که سهم صادرات منطقه ای نسبت به صادرات جهانی در این سال 93/1 درلار بوده است. همچنین ارزش کل صادرات منطقه ای اکو در سال 2000 معادل 8308 بیلیون دلار بوده که سهم صادرات منطقه ای نسبت به صادرات جهانی در این سال 32/1 درصد بوده است.

 

جدول-4. جایگاه صادرات اکو(میلیون دلار امریکا)
	2000	2001	2002	2003	2004	2005
صادرات	83/8	83/5	94/7	120	157/9	9/198
واردات	95/5	88/3	103/8	134/7	184/5	3/222
ارزش صادرات (درصد تغییر سالیانه)	21/1	1/1-	14/9	18/8	20/3	0/26
ارزش صادرات درون منطقه ای اکو	5/5	5/1	5/4	6/4	6/0	1/7
سهم صادرات اکو نسبت به صادرات جهان	1/32	1/37	1/49	1/61	1/75	93/1
منع: ECO Secretariats data base,،World Bank and IMF

با توجه به نرخ رشد بالای صادرات منطقه ، طی سالهای 2005-2000 (به جز 2001) و همچنین افزایش سهم صادرات منطقه درکل صادرات جهان طی این دوره، بیشترین سهم صادرات این دوره، متوجه ایران،قزاقستان، ترکیه و پاکستان می شود.این کشورها به طورکلی در سال 2005، 1/89 درصد کل صادرات کشورهای عضو اکو را دارا بوده اند که در این میان ترکیه به تنهایی 37 درصد این سهم را به خود اختصاص داده است .

نمودار3:روند صادرات سه کشور مؤسس اکو نسبت به صادرات اکو

 

منع:   ECO Secretariats data base, ECO Annual Economic Report (July 2007)

 

جایگاه صادرات ایرا ن در جهان:

آمارهای مربوط به صادرات ایران و جهان و بعضی کشورهای دیگر نشان می دهد  با وجود اینکه ایران یکی از کشورهای صادر کننده نفت است ، اما سهم صادرات آن  نسبت به کل صادرات جهانی و بعضی از کشورهایی که در چند دهه قبل وضعیت مشابه داشته اند،به طور مشهود از روندی نزولی و کاهنده برخوردار بوده است و این بیانگر جایگاه نسبی اقتصاد ما در چهار چوب اقتصاد بین المللی وتجارت جهانی است و به خوبی روند تغییرات رقابت پذیری اقتصاد ما در سطح بین المللی را مشخص می سازد .

جایگاه نسبی صادرات ایران از کل صادرات جهان، در طی 25 سال گذشته رو به کاهش بوده است.

نکته قابل ذکر این است که ارقام صادرات ایران  در بردارنده صادرات نفت نیز هست. لذا، اگر اعداد و ارقام فوق بدون استفاده از آمارهای صادرات نفت در نظر گرفته و محاسبه شود، روند تنزل جایگاه نسبی صادرات کشور، بسیار آشکارترخواهد شد. با این حال، وضعیت صادرات ما از 44/0 درصد کل جهان در سال 1990،  به 60/0 درصد درسال2006 افزایش یافته است یعنی در طول این 20 سال، جایگاه صادراتی ما تنها حدود 16/0 افزایش یافته است که این امر بسیار نا امید کننده است.

 

روش تحقیق:

در این مطالعه، محقق ازالگوی پانل با داده های متوازن[8] استفاده کرده است، یعنی متغیرها تلفیقی از داده‌ها‌ی سری زمانی و داده‌های مقطعی می‌باشند و برای همه کشورها، دوره زمانی مورد بررسی مشابه و مربوط به سالهای1384-1352 است . 

در الگوی داده های پانل نیز باید آزمون ریشه واحد[9] بر روی متغیرها انجام شود. ریشه واحد با استفاده از آزمون ایستائی ایم - پسران و شین[10] بررسی می شود. مدل با استفاده از روش حد اقل مربعات تعمیم یافته[11] در چارچوب رگرسیون های به ظاهر نا مرتبط با اثرات ثابت[12] زمانی تخمین زده می شود.

 

معرفی الگو:

الگوی مورد استفاده برای تخمین تابع صادرات به صورت معادله لگاریتمی زیر پیشنهاد می شود:

LEXPO = f (LGDP,LINF LER, LFDI)                                          (1)

 

LEXPO = لگاریتمارزش کلصادراتکالاو خدمات

LGDP = لگاریتم تولید ناخالص داخلی

LER= لگاریتم نرخ ارز در بازار آزاد

LFDI =لگاریتم سرمایه گذاری مستقیم خارجی

 

روش ترکیب داده های سری زمانی- مقطعی

در سال های اخیر، تمایل رو به رشدی در استفاده از داده های تلفیقی در کارهای اقتصاد سنجی کاربری وجود داشته است؛ جدا از داشتن تعداد کثیری داده و تخمین های پارامتری کاراتر، در دسترس بودن داده های تلفیقی این مزیت را دارد که می توان اثرات ویژه زمان را از اثرات ترکیبی که شامل اثرات مقطعی و زمانی است، جدا کرد .

بیشتر الگوهای تلفیقی بر مبنای این فرض قرار دارد که دوره زمانی برای کلیه واحدهای مقطعی یکسان است؛ در حالیکه این فرض در برخی موارد غیر واقعی است. به عبارت دیگر لزومی ندارد که طول دوره زمانی برای کلیه واحدهای مقطعی دوره مطالعه یکسان باشد.

تلفیق آمارهای سری زمانی[13] به آمارهای مقطعی[14] نه تنها می تواند اطلاعات سودمندی را برای تخمین مدل های اقتصادسنجی فراهم آورد، بلکه بر مبنای نتایج به دست آمده همچنین می‌توان استنباط‌های سیاستگذاری در خور توجهی به عمل آورد.

چارچوب اصلی برای مدل های پانل شده به صورت زیر است:

         (2)                        

که در آن  نشان دهنده واحدهای مقطعی (مثلا زیر بخشها ) و بر زمان اشاره دارد.  متغیر وابسته را برایi امین واحد مقطعی در سال t و نیز k امین متغیر مستقل غیر تصادفی برای i امین واحد مقطعی در سال t ام است .

اگربرای تمام کشورها ثابت نباشد، روش OLS برآوردهای کارا و سازگاری از ارائه خواهد داد.

ولی اگر فرض کنیم که بین مقاطع مختلف، اختلاف وجود دارد باید از روش‌های دیگری برای برآورد، استفاده شود. به طور کلی دو روش اثرات ثابت و اثرات تصادفی برای بررسی این گونه مدل های پانل دیتا وجود دارد:

 

اثراث ثابت(FEM)[15] :

یک روش متداول در فرمول بندی مدل داده های تلفیقی، براین فرض استوار است که اختلافات بین واحدها را می‌توان به صورت تفاوت عرض از مبدأ نشان داد و بنابراین در رابطه زیر، هر یک پارامتر ناشناخته ای است که باید برآورد گردد .

به فرض که  شامل T مشاهده برای واحد i ام و بردار جزء اخلال بوده و دارای ابعاد 1 . T باشد،  در نتیجه رابطه  به صورت رابطه خواهد بود:

(3)                   

که I برداری که با ابعاد T.T می باشد و مدل فوق را می توان به شکل خلاصه زیر نوشت :

 (4)                                               

که متغیر مجازی برای نشان دادنI امین مقطع می‌باشد. حال‌اگر ماتریس D به صورت  با ابعاد تعریف شود، خواهیم داشت:

(5)                                                                                     

که در این رابطه به عنوان مدل حداقل مربعات متغیر مجازی (LSDV)[16] نامیده می شود. مدل اخیر یک مدل رگرسیونی‌کلاسیک است و هیچ شرط جدیدی برای تجزیه و تحلیل آن لازم نیست و می توان مدل را با استفاده از روش OLS با k رگرسور در n,x ستون درD به عنوان یک مدل چند متغیره با n+k پارامتر برآورد کرد. لازم به ذکر است که می توان در روش اثرات ثابت، عرض از مبدا را طوری برآورد کرد که نه تنها در مقاطع مختلف بلکه در زمان های مختلف نیز متفاوت از هم باشند.

 

اثرات تصادفی(REM)[17]:

مدلهای اثرات ثابت تنها در صورتی منطقی خواهد بود که ما اطمینان داشته باشیم که اختلاف بین مقاطع را می توان به صورت انتقال تابع رگرسیون نشان داد، در حالیکه ما همیشه از وجود این موضوع مطمئن نیستیم. لذا روشهای دیگری مورد استفاده قرار می گیرند .

روش دیگر، برآورد روش اثرات تصادفی است که فرض می کند جزء ثابت مشخص کننده مقاطع مختلف به صورت تصادفی بین واحدها و مناطق توزیع شده است. با توجه به این مورد، مدل با اثرات تصادفی به شکل زیر خواهد بود :

(6)                                                                                

که دارای K رگرسور به اضافه یک عرض از مبدا می باشد، مولفه مشخص کننده جزء تصادفی مربوط به i امین واحد بوده و در طول زمان ثابت است.

 

آزمون ساکن پذیری  ایم – پسران و شین 

 در آزمون ایستائی"ایم، پسران و شین" ابتدا رگرسیون دیکی فولر تعمیم یافته برای هر نمونه، جداگانه به صورت زیر نوشته می شود:

(7)                                           

که بعد از برآورد رگرسیون،  فروض زیر آزمون خواهد شد.                                                     

   (8)                                                   

      متوسط آماره t برای  در رگرسیون دیکی فولر تعمیم یافته هر کشور) t ) را بصورت زیر محاسبه می کنیم:

(9)                                                                                              t=                                                                    

وقتی که برای i ها  0=  باشد، مقدار بحرانی برای آزمون بالا برای‌ Nهای مختلف و T های متفاوت در مقاله" ایم، پسران و شین" در سال 2003 آمده است. به طور کلی وقتی مرتبه معادله برای برخی نمونه ها غیر صفر باشد، "ایم، پسران و شین" نشان می دهند که t دارای توزیع نرمال استاندارد مجانبی می باشد:

(10)                                                                                                                               

آزمون IPSمی تواند دارای یک مقدار ثابت برای هر نمونه یا دارای مقدار ثابت و متغیر روند برای هر نمونه نیز باشد. در این مدل، وقفه بهینه با معیار "شوارتز[18]" تعیین می گردد که نتایج بدست آمده در جدول 5 آمده است.

جدول-5.آزمون ریشه واحد داده های پانل
(آزموان ریشه واحد ایم-پسران و شین)   IPS
عرض از مبدأ و روند زمانی		علامت اختصاری	متغیرها
در سطح
سطح معنی داری	آماره t		سطح معنی داری	آماره t
0.01	3.92-		0.0001	3.84-	Lx	لگاریتم صادرات
0.0004	6.08-		0.02	2.03-	Lgdp	لگاریتم  تولید ناخالص داخلی
0	4.09-		0.02	1.99-	Linf	لگاریتم  تورم
0	8.76-		0.0003	3.4-	Ler	لگاریتم نرخ ارز
0.001	3.25-		0.02	1.93-	Lfdi	لگاریتم سرمایه گزاری خارجی
مآخذ: یافته های محقق

 

همانطور که در جدول مشاهده می شود، کلیه متغیرها در سطح مانا بوده و فرضیه مبتنی بر وجود ریشه واحد در آنها رد می شود .

 

تخمین مدل و نتایج حاصل ازبرآورد مدل:

برای انتخاب بین سه روش OLS معمولی، اثرات ثابت و اثرات تصادفی از دو آزمون ذکر شده در فصل مبانی نظری ، استفاده می شود. در این جا ابتدا از آزمون اول برای تعیین این که کدام یک از روش­های OLS معمولی یا روش اثرات ثابت به کار گرفته شود، استفاده می شود.[19] به دلیل این که آماره محاسباتی از آماره F جدول در سطح 05/0 یعنی 67/2 بزرگتر است، فرضیه  Ho تایید می­شود و تایید  Ho به این معنی است که عرض از مبدأ‌ها برای مقاطع مختلف متفاوت است. در این حالت استفاده از OLS ناسازگار بوده و کارایی نخواهد داشت. از طرف دیگر برای انتخاب بین دوروش اثرات ثابت وتصادفی از آزمون " هاسمن " استفاده شده است که آمار محاسبه شده (2/98) بزرگتراز کای- دو جدول می باشد. درنتیجه فرضیه  Ho رد  شده و بنابراین تفاوت در عرض از مبداء مقاطع مختلف به صورت تصادفی نمی­باشد؛ پس روش اثرات تصادفی مناسب نیست و از روش اثرات ثابت استفاده می شود. با توجه به اینکه بین روش­های OLS معمولی وروش اثرات ثابت، روشاثرات ثابت پذیرفته شد، در نتیجه در این تحقیقمعادلات با روش حداقل مربعات تعمیم یافته[20] در چارچوب مقطعی توزینی[21] و با استفاده از اثرات ثابت زمانی[22] برآورد می شوند. به طور کلی روش حداقل مربعات تعمیم یافته هم خطی بین جملات پسماند را کنترل می کند که وقتی حداقل مربعات تعمیم یافته در چارچوب رگرسیون های به ظاهر نامرتبط از نظر زمانی مورد استفاده قرار گیرد، ناهمسانی واریانس را نیز بین نمونه های مقطعی مختلف کنترل می نماید و اثرات ثابت زمانی، ویژگی های خاص هر نمونه را در نظر می گیرد.[23] همچنین در این مدل فرض می شود که تمام ضرائب و کششها ثابت می باشند.

خلاصه نتایج برآورد مدل " رگرسیون " در جدول 2 آمده است. همه متغیرها دارای علامت مورد انتظار هستند و از لحاظ آماری نیز معنی دارند و مدل رگرسیون ، دارای ضریب تعیین ()  بالایی بوده که بیانگر این مطلب است که مدل دارای قدرت توضیح دهندگی خوبی است.

 

جدول-6.نتایج حاصل ازبرآورد رگرسیون
سطح معنی داری	t آماره	ضریب	علامت اختصاری	متغیر توضیحی
8363/0	20726/0	59/0-	C	عرض ازمبدأ	1
003/0	97580/2	77/0	Lgdp	لگاریتم تولید ناخالص داخلی	2
051/0	30889/2	01/0-	Linf	لگاریتم  تورم	3
0	9268/11-	89 /0	Ler	لگاریتم نرخ ارز	4
029/0	213524/2	05/0	Lfdi	لگاریتم سرمایه گزاری خارجی	5
ضریب تعیین : 94/0
ضریب تعیین تعدیل شده : 94/0
آماره  F  :   8974/260
مأخذ: یافته های محقق

 

از آن جا که مدل به صورت لگاریتمی برآورد شده، ضرائب برآورد شده  و کشش صادرات را نسبت به هر یک از عوامل تأثیر گذار بر آن  نشان می دهد:

 بر اساس نتایج بدست آمده ، بین صادرات و تورم، یک ارتباط منفی وجود دارد؛  به عبارتی دیگر به ازای یک درصد افزایش(کاهش) در نرخ تورم، صادرات به میزان 1% با کاهش(افزایش) مواجه خواهد شد که این نتیجه با نتایج بدست آمده در مطالعات قبلی و مبانی نظری، مطابقت دارد.

ضریب به دست آمده برای تولید ناخالص داخلی مثبت بوده  و نشان می دهد که به ازای یک درصد افزایش(کاهش) در تولید ناخالص داخلی، صادرات به میزان 77/0 درصد افزایش (کاهش) خواهد یافت که این نتیجه هم مطابق با نتایج به دست آمده در مطالعات قبلی نیز می باشد.

ضریب متغیر نرخ ارز ، بیانگر یک رابطه مثبت بین صادرات و نرخ ارز بوده  و ضریب 89/0 نشان می‌دهد که به ازای یک درصد افزایش (کاهش) در نرخ ارز، صادرات به میزان 89/0 درصد افزایش (کاهش) خواهد یافت که این نتیجه نیز مطابق با مبانی نظری و مطالعات انجام شده گذشته می باشد.

 ضریب به دست آمده برای سرمایه گذاری مستقیم خارجی مثبت  بوده و نشان می دهد که یک درصد افزایش (کاهش) در سرمایه گذاری مستقیم خارجی باعث افزایش (کاهش) صادرات می شود.

با مشاهده نتایج، ملاحظه می گردد که از بین متغیرهای موجود در مدل " دگرسیون "،  نرخ ارز بیشترین تاثیر را بر صادرات کشورهای مورد بررسی داشته است . بنابراین می توان گفت که عرضه صادرات در طول دوره همواره متاثر از شرایط ساختاری و ارزش پول  ملی در اقتصاد کشورها است .

 

 نتیجه گیری:

با توجه به ضریب بالای به دست آمده برای تولید ناخالص داخلی (77/0)، اهمیت این متغیر و عملکرد مؤثر آن بر صادرات این سه کشور مشخص می شود و گویای این واقعیت است که این متغیر مهم، باید به عنوان یک فرصت در جهت شکوفایی صادرات این سه کشور مطرح  شود. با توجه به اینکه ارزش مبادله ای صادرات بر اساس نرخ ارز در سراسر دنیا محاسبه می شود، طبیعتاً نرخ ارز ارتباط تنگاتنگی با صادرات دارد. مدل نشان می دهد که به ازای هر یک درصد  افزایش در نرخ ارز، صادرت نیز به میزان 89/0 درصد افزایش می یابد که نشان دهنده اثر مستقیم و قوی این متغیر بر صادرت این سه کشور می باشد. رابطه نرخ تورم در مدل بررسی می شود به صورت غیر مستقیم و بسیار ناچیز گزارش شده است. نکته ای که باید به آن پرداخت این است که در شرایطی که سیاستهای اقتصادی دولتها در جهت کنترل (مدیریت) نرخ ارز پیش می رود، خود به خود فشار بیشتری در جهت کاهش ارزش پول به طور ضمنی نه رسمی ایجاد شده که نمود آن را به صورت افزایش بی رویه درقیمت مواد اولیه می بینیم. همچنین با توجه به ضریب بدست آمده برای سرمایه گذاری مستقیم خارجی (05/0)،  به این نتیجه می رسیم که این متغیر را نمی توان به عنوان یک متغیر تأثیر گذار بر صادرات، برای این سه کشور به حساب آورد؛ که این نتیجه بر خلاف نظریه های موجود می باشد و اکثر نظریه ها، حاکی از وجود یک رابطه دو طرفه و مثبت بین صادرات و سرمایه گذاری مستقیم خارجی می باشد.

بنابراین راهکارهایی در جهت افزایش تولید ناخالص داخلی و حرکت به سمت نرخ ارز واقعی و همچنین سرمایه گذاری و افزایش عرضه کل، سبب کاهش تورم و پس انداز آن افزایش صادرات خواهد شد.

 

---

1-  Stern

1- Durrnbusch, Fischer.  

2- Inter Industry Trade .  

3- Intra Industry Trade.

[5]- GDPat Current Prices (US$ Million)

[6]- GDP Per Capita (Current Prices) ($US)

[7]-Annual Average Inflation Rate (% Annual Change in CPI)

 

[8]- Balanced Data

[9]- Unit Root Test

[10]- Im, Pesaran and Shin (2003)

[11]- Generalized Least Square

[12]- Fixed Effects

1- Time series Data

2- Cross-Sectional Data

3- Random EffectModel

 

[16]- Least square Dummy Variable Model.

[17]- Random Effect Model

[18]- Schwarz

1- برای بررسی لحاظ اثرات ثابت ویا تصادفی و آزمون هاسمن به (1997) Greene مراجعه شود.

[20]- Generalized  Least Square

[21]- Cross-Section Weight

[22]- Cross-Section Fixed Effect

[23]- Baltagi , B .H.(2005).˝Econometric Analysis of Panel Data ˝,P.354.

 

مراجع

 

فهرست منابع و مآخذ:

1- اخوان کاظمی، مهران، (1378)، " نقش سازمان های منطقه ای در پایداری و امنیت کشورهای عضو"، مجله سیاسی اقتصادی، شماره209-210،صفحه 43-25.

2- تقوی، مهدی، (1382)،" اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر صادرات غیر نفتی در اقتصاد ایران"،پژوهشنامه اقتصادی، شماره 115، صص 95-71.

3- جرالد،ام،مایر (1375)،"از اقتصاد کلاسیک تا اقتصاد توسعه "،،مترجم غلامرضا آزاد، ص24 .

4- حیدریان اقداش، حسن(1375)، " تعیین ارتباط علی بین صادرات و رشد اقتصادی با استفاده از مدلهای VAR به روش ISUR در ایران در سالهای 1374-1338"،پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه صنعتی اصفهان .

5-رحیمی بروجردی، علیرضا(1377)، "تأثیر سیاست های جدید ارزی بر تجارت خارجی در ایران" ،مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 53، ،صص 86-57.

6- شاکری،عباس،(1383)، "عوامل تعیین کننده صادرات غیر نفتی ایران"، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران،شماره 21، ،صفحات 23-50.

7-گجراتی،دامور،(1378)، "مبانی اقتصاد سنجی"، ترجمه حمید ابریشمی،،تهران: مؤسسه انتشارات و چاپ دانشگاه، چاپ دوم، جلد دوم.

8- معتقدی، قدیر، (1386)، " زمینه های همکاری کشورهای عضواکو (ایران،ترکیه،پاکستان)"، وزارت برنامه و بودجه، معاونت امور اقتصادی، دفتر اقتصاد المللی.

9- محمدعلی خوانی، ابوالفضل، (1377)،" بررسی تحلیلی نقش اکو در توسعه اقتصادی ایران "، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.

10- موسسه مطالعات و پژوهشهای بازرگانی، (1382)، "بسط مبادلات تجاری در اکو از طریق کاهش تعرفه ها"، ص31.

11 -Bahmani-Oskooee, et ed(1991);Exports, Growth and Causality inLCDs, Journal of Development Economics; Vol.36,  pp :405-415.

12 -Baltagi, B .H. (2005). Econometric Analysis of Panel Data. (3rd ed). England: John Wieley & Sons, Inc.

13- Breitung, J .(2000). The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data  in Baltagi B.(ed), Advances in Econometrics, Vol. 15: Nonstationary Panels, Panel Cointegration, and Dynamic Panels, Amsterdam: JAI Press, pp: 161-178.

14- ECO Secretariat. Macro Economic Overview of ECO countries, ECO Countries Key Indicators 2003, p35 & Eco Secretariat .Annual Report for the Eco Region.Tehran: 2007.

15- Ewiews 5.1. (2005). Irvinc, CA: Quantitative Micro Software, LLC.

16- Feder, G. (1983).On Export and Economic Growth, Journal of Development Economics; Vol. 12,  pp: 29-73.

17- Gray, H. p. (1998). International trade and foreign direct investment:The interface. In J. H. Dunning (ED.), Globalization, trade and foreign direct investment (pp.19-27). Oxford: Elsevier.

18- Hadri, k. (2000). Testing for stationarity in Heterogeneous Panel Data  .Econometric Journal, Vol. 3, pp. 148-161.

19- Hsiao, M. C. W. (1987). Tests of causality and exogenity between export and economic growth: The case of Asian NICS. Journal of Economic Development, 12(2), 143-159.

20- Im, K. S., M. H. Pesaran and Y. Shin, (2003). Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels.Journal of Econometrics, Vol . 115, pp: 53-74.

21- Jung, W. S. and P. Marshall. (1985); Export Growth and Causality in Developing Countries, Journal of Development Economics; Vol.18, pp. 1-12.

22- Kao, C. (1999). Spurius Regression and Residual-Based Tests for Cointegration in Panel Data .Journal of Econometrics, Vol. 115, pp: 53-74.

23- Levin, A., C. F. Lin and C. Chu, (2002). Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-Sample Properties. Journal of Econometrics, Vol. 108,  pp: 1-24.

24- Maddala,G. S., & Kim, L.-M. (1998). Unit Roots, Cointegration and structural change. UK: CambridgeUniversity Press.

25- Maddala, G. S., & Wu, s. (1999). A comparative study of unit root test with panel data and a new simple test. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 61, 631-652.

26-United Nation Conference on Trade and Development(UNCTAD).                                       (2006). World investment report. New York: Unitad Nation.

27- Wernerheim, C. M. (2000). Cointegration and causality in the exports-GDP nexus: The postwar evidence for Canada .Empirical Economics, 25, 111-125