بررسی روابط تجاری ایران با مهم ترین شرکای تجاری آسیا با تمرکز بر آزمون منحنی جی

مدلسازی اقتصادی

مقاله 5، دوره 6، شماره 18، تیر 1391، صفحه 83-103   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

حسن حیدری^{* 1}؛ فاطمه زارعی²

¹استادیار دانشگاه ارومیه

²دانشجوی کارشناسی ارشد علوم اقتصادی

چکیده

این مقاله با استفاده از یک الگوی مناسب، پویایی‌های کوتاه مدت تراز تجاری را با تغییرات بلند مدت آن ترکیب نموده تا به واسطه آن به آزمون پدیده منحنی جی دوجانبه بین ایران و مهم ترین شرکای تجاری آسیایی آن بپردازد. در این راستا از آزمون کرانه‌ها در هم جمعی و الگوی تصحیح خطا طی دوره (1)1370- (2)1386 برای تخمین رابطه بلند مدت و کوتاه مدت تراز تجاری استفاده می‌شود. نتایج حاکی از آن است که در کوتاه مدت شاخه نزولی منحنی جی تنها برای چین و ژاپن تایید می‌شود. هم چنین کاهش ارزش ریال در برابر پول رایج کشور شریک تجاری دارای اثر مطلوب بلند مدت می‌باشد.

کلیدواژه‌ها

نرخ ارز؛ منحنی جی دوجانبه؛ تراز تجاری؛ آزمون کرانه ها

اصل مقاله

1. مقدمه

     جهت و میزان اثر گذاری نرخ ارز بر تراز تجاری از موضوعات و مسایل با اهمیتی است که در بسیاری از مطالعات دانشگاهی و نیز مطالعات کاربردی به آن پرداخته می­شود؛ زیرا شناسایی این ارتباط و تاثیر و تاثر میان آنها، نحوه اتخاذ و تدوین سیاست­های کلان اقتصادی را برای نیل به تعادل در بخش خارجی شفاف­تر می­نماید. به عبارتی درک رابطه بین تغییرات نرخ ارز و تراز تجاری کلید موفقیت سیاست­های تجاری است ویکی از مهم ترین سوالات اقتصاد بین الملل این است که آیا کاهش ارزش پول ملی منجر به کاهش کسری حساب جاری می­شود؟ جواب به این سوال از اهمیت ویژه­ای برخوردار است. زیرا اگر تغییر نرخ ارز باعث تعدیل حساب جاری نشود سیاست گذاران باید به ابزار دیگری برای بهبود وضعیت حساب جاری متوسل شوند. مگی[1](1973) این واقعیت را مطرح می­کند که واکنش کوتاه مدت و بلند مدت تراز تجاری به تغییرات نرخ ارز متفاوت از یکدیگر هستند. وی به دنبال بررسی علت تشدید کسری تراز تجاری آمریکا پس از انخاذ سیاست کاهش ارزش پول در سال 1972، پدیده منحنی جی یا تئوری تعدیلات کوتاه مدت را معرفی می­کند. این تئوری بیان می­کند در صورت برقراری شرط مارشال لرنر بهبود تراز تجاری در اثر کاهش ارزش پول ملی اغلب یک پدیده بلند مدت است و در کوتاه مدت به دلیل الگوی رفتاری عاملین اقتصادی و تاخیر در تعدیلات تراز تجاری ممکن است سیاست کاهش ارزش پول ملی نتیجه­ای معکوس بر تراز تجاری داشته باشد. به عبارتی فرضیه منحنی جی واکنش تراز تجاری را به صورت پویا مورد بررسی قرار می­دهد. پدیده منحنی جی یا تئوری تعدیلات کوتاه مدت تراز تجاری عنوان می­کند که افزایش نرخ ارز واقعی پس از یک دوره کوتاه مدت که باعث بدتر شدن تراز تجاری می­شود، در بلند مدت به بهبود تراز تجاری یک کشور منجر خواهد شد.

     هدف از این مطالعه آزمون پدیده منحنی جی در روابط تجاری دوجانبه بین ایران و مهم ترین شرکای آسیایی­اش می­باشد. مطابق الگوی تحقیق، این مقاله شامل بخش­های زیر است: مقدمه ،ادبیات تحقیق، روش شناسی ، تخمین مدل و تجزیه وتحلیل آن و در پایان نتیجه گیری.

 

 

 

2.ادبیاتموضوع

1-2 مبانی نظری

     سیاست کاهش ارزش پول ملی از سمت عرضه شامل رویکرد هزینه و از سمت تقاضا شامل نظریه کشش­ها (رویکرد خرد) و نظریه­های جذبی و پولی (رویکرد کلان) می­باشد. رویکرد هزینه بیان می­کند با کاهش ارزش پول ملی قیمت عوامل وارداتی افزایش می­یابد که باعث کاهش واردات عوامل تولید، در نتیجه کاهش تولید و افزایش قیمت­ها (تورم رکودی) می­شود. در نظریه جذب فرض می­شود نرخ بهره و سطح قیمت­ها ثابت است و اقتصاد در شرایط اشتغال ناقص قرار دارد. در نظریه پولی فرض می­شود برابری قدرت خرید و آزادی کامل حساب سرمایه و حساب جاری وجود دارد و توابع تقاضای پول با ثبات می­باشد. در نظریه کشش­ها فرض می­شود صادرات و واردات مستقل از یکدیگر هستند و سطح تولید و سطح قیمت­ها و ظرفیت تولیدی ثابت است و عرضه و تقاضای واردات تنها به قیمت­های ملی بستگی دارد و اثرات متقاطع قیمتی بین بازارها نادیده گرفته می­شود. (پور مقیم،1384، 153)

به منظور بررسی بیشتر، مطابق با دیدگاه تقاضای مارشالی تابع تقاضای واردات در حالت دو کشوری، به صورت زیر در نظر گرفته می­شود:

(1)                                                                                            

D_m : حجم تقاضا برای کالاهای وارداتی توسط کشور داخلی. Y: درآمد کشور داخلی. Y^*: درآمد کشور خارجی

P_m: قیمت نسبی کالاهای وارداتی به کالاهای تولید شده داخلی بر اساس واحد پول داخلی؛

P^*_m: قیمت نسبی کالاهای وارداتی به کالاهای تولید شده داخلی بر اساس واحد پول خارجی؛

این معادله، کشش­های قیمتی و درآمدی به ترتیب منفی و مثبت را نشان می­دهد.

در سمت عرضه داریم:

 (2)                                                                                                   

S_x: عرضه قابل صدور کشور داخلی. P_x: قیمت نسبی کالاهای قابل صدور داخلی به سطح قیمت پول رایج داخلی؛

S_x^*_: عرضه قابل صدور کشور خارجی. P^*_x: نسبت قیمت کالاهای قابل صدور کشور خارجی به سطح قیمت پول رایج کشور خارجی.

قیمت نسبی داخلی کالاهای وارداتی برابر است با :

 (3)                                                                                                          

E: نرخ ارز اسمی (قیمت پول خارجی به پول داخلی). _: q نرخ ارز واقعی. بطور مشابه برای قیمت نسبی کالاهای وادراتی در کشور خارجی (p^*_m) داریم:                           P^*_m= P_x / q                                                                          

مقادیر مبادله شده و قیمت­های نسبی کالاهای صادر شده در هر کشور بوسیله دو شرط تعادلی زیر تامین می­شود:

(4)                                                                                                                     

مقادیر واقعی تراز تجاری کشور داخلی،  Bبرابر است با مقدار خالص صادرات بر اساس پول رایج داخلی تقسیم بر P :

(5)                                                                 

 

     معادله فوق را فرم تعدیل شده جزئی می­گویند. اثر کاهش نرخ ارز واقعی روی تراز تجاری واقعی بستگی به علامت مشتق جزئی B نسبت به q دارد. این اثر مثبت است، اگر شرط  ̎بیکردیک- روبینسون- متزلر̎ [2] برقرار باشد (دورنبوش، 1975، 863)[3]. در حالتی که کشش عرضه نامحدود باشد، از مدل فوق و برقراری شرط(BRM) می­توان  شرط مارشال لرنر را بدست آورد.

 (6) 

 

      , (^*  , ^* ) به ترتیب کشش قیمتی تقاضا و عرضه را در کشور داخلی(خارجی) نشان می­دهد. اگر 0<^* +  باشد، شرط مارشال لرنر برقرار است و افزایش نرخ ارز باعث بهبود تراز تجاری می­شود. در این میان منحنی جی به صورت ترکیبی از مشتق منفی در کوتاه مدت و مشتق مثبت در بلند مدت تعریف می­شود. سناریوی منحنی جی به این صورت اجرا می­شود که اثر اولیه کاهش ارزش پول ملی، افزایش قیمت داخلی کالاهای وارداتی است، زیرا قیمت کالاهای صادراتی در قراردادهای فروش چسبنده می­باشند. بنابراین، q (نرخ ارز واقعی ) افزایش می­یابد در حالی­که P_x و P^*_x ثابت می­مانند. فقط یک اثر کوچک و جزیی بر مقدار جریان تجاری در کوتاه مدت وجود دارد. (به عبارتی، D_m و D^*_m تغییر کمی دارند ). در نتیجه ارزش صادرات اندکی افزایش می­یابد در حالی که ارزش واردات اساسا به خاطر افزایش در هزینه واردات و نه به خاطر تغییر در مقدار واردات، افزایش می­یابد. بنابراین تراز تجاری در کوتاه مدت بدتر می­شود. این بحث مبتنی بر فرض بزرگ بودن کشش عرضه صادرات و کوچک بودن کشش تقاضای واردات در کوتاه مدت است. با گذشت زمان افزایش قیمت واردات، نهایتا منجر به کاهش حجم واردات می­شود و نیز مقدار و حجم صادرات افزایش  می­یابد، زیرا کشش قیمتی تقاضای واردات خارجی در بلند مدت بزرگ تر از کوتاه مدت است. بنابراین، گرچه کاهش ارزش پول یک اثر منفی اولیه روی تراز تجاری واقعی دارد، اما در طول زمان اثرش عکس می­شود و نهایتا دارای یک اثر مثبت خواهد شد. به عبارتی واکنش تراز تجاری به افزایش نرخ ارز در کوتاه مدت گمراه کننده است.

     هنگامی که ارزش پول یک کشور کاهش می­یابد، در قالب روش کشش­ها، دو اثر خواهیم داشت: اثر مقداری و اثر قیمتی. اثر مقداری به این معنی است که با ارزان تر شدن کالاهای تولید داخل، تقاضای صادرات افزایش می­یابد و با گران­تر شدن کالاهای وارداتی، حجم واردات کمتر و در نتیجه اثر مقدار موجب بهبود حساب جاری می­شود. اثر قیمتی به این مفهوم است که با کاهش ارزش پول ملی، کالای صادراتی بر حسب پول خارجی ارزان تر و کالای وارداتی بر حسب پول ملی گران تر می­شود. لذا اثر قیمت موجب بدتر شدن حساب جاری کشور مورد نظر می­شود و در نهایت اثر خالص کاهش ارزش پول ملی وابسته به این است که کدام یک از این دو اثر بر تراز تجاری مسلط است. در کل این اعتقاد وجود دارد که در عملکرد کوتاه مدت اثر قیمتی بر اثر مقداری غلبه دارد و در بلند مدت با فرض اینکه شرط مارشال لرنر برقرار است، اثر مقداری بر اثر قیمتی غلبه دارد (معماریان و جلالی نائینی، 1386، 49).

      مگی توجیه اثر منحنی جی را با سه مفهوم قراردادهای جاری قبل از وقوع کاهش ارزش پول، قراردادهای بعد از وقوع کاهش ارزش پول که به دوره انتقال نیز نام­گذاری می­شود و تعدیل مقداری کند، تحلیل می­کند.

الف) قراردادهای قبل از وقوع کاهش ارزش پول[4]: تحلیل قراردادهای جاری مربوط به دوره­ای کوتاه مدت است که بلافاصله به دنبال کاهش ارزش پول (افزایش ارزش پول) در قراردادهای منعقد شده، قبل از وقوع تغییرات مقداری، به وجود می­آید. بنگاه­های اقتصادی انتظارات خود در مورد تغییرات آتی نرخ ارز را به دقت مورد توجه قرار می­دهند تا سود احتمالی آتی را کسب نموده و از ضررهای احتمالی جلوگیری به عمل آورند. یک صادرکننده ترجیح می­دهد پرداخت­ها به پول رایجی که انتظار دارد تقویت شود، صورت بگیرد. درحالی که یک واردکننده ترجیح می­دهد پرداخت­ها در پول رایجی که انتظار دارد تضعیف شود، صورت گیرد. در قراردادهای تجاری دو حالت برای صادرات و دو حالت برای واردات در نظر گرفته می­شود و با ترکیب آن ها چهار حالت به دست می­آید تا تغییرات تراز تجاری به دنبال کاهش ارزش پول داخلی به صورت زیر تفسیر شود:

     اگر قراردادهای صادرات و واردات هردو به پول داخلی باشد، آن گاه به دنبال کاهش ارزش پول داخلی، تراز تجاری به واحد پول داخلی تغییری نخواهد کرد. اگر قراردادها به پول خارجی منعقد شود، وضعیت تراز تجاری بستگی به حالت اولیه آن دارد (اگر تراز تجاری در حالت اولیه کسری داشته باشد به دنبال کاهش ارزش پول، تراز تجاری بهبود می­یابد، اگر تراز تجاری در حالت اولیه مازاد داشته باشد تراز تجاری دچار کسری می­شود و اگر تجارت درحال موازنه باشد، تراز تجاری تغییری نمی­کند). اگر صادرات به پول خارجی و واردات به پول داخلی منعقد شود، تراز تجاری به طور حتم بهبود می­یابد. اگر قراردادهای صادرات به پول داخلی و واردات به پول خارجی باشد، تراز تجاری بدتر خواهد شد. و به طور کلی می­توان  گفت، شرط لازم برای یک کاهش اولیه در تراز تجاری که به پول داخلی محاسبه می­شود این است که قراردادهای واردات به پول خارجی منعقد شوند. حال اگر انتظارات هر دو گروه از تغییرات نرخ ارز یکسان باشد، پول رایجی که در قراردادها معین می­شود بستگی به قدرت بازاری طرفین (صادر کننده – وارد کننده) دارد. از آنجایی که کشورها تمایل بیشتری به خصوصی سازی در بخش صادرات نسبت به واردات دارند، لذا، ممکن است قدرت بازاری در بازارهای صادرات بیشتر از بازارهای واردات باشد. بنابراین، تراز تجاری به دنبال کاهش ارزش پول در قراردادهای جاری بدتر خواهد شد اگر :

                                      7

 

S_J^X سهم کشورJ از واردات کشور داخلی؛ C_J^X سهم قراردادهایی که به پول رایج کشور J  بسته شده­اند برای صادرات به کشور داخلی؛ d_J^X افزایش نسبی ارزش دلاری پول رایج کشور J؛ S_J^M سهم کشور J از صادرات کشور داخلی؛ S_J^M سهم قراردادهایی که به پول رایج کشور داخلی بسته شده­اند برای واردات از کشور داخلی. اگر سهم قراردادهای واردات نسبت به قراردادهای صادرات تعیین شده به پول خارجی بیشتر باشد، به این معنی که C_J^M>  C_J^X باشد، شرط فوق با احتمال بیشتری برقرار می­شود.

ب) دوره گذر یا انتقال[5]: دوره گذر یا زمان عبور نرخ ارز درجه انتقال کاهش ارزش اسمی پول را به کاهش واقعی ارزش پول نشان می­دهد. به این معنی که با یک دوره انتقال موفق، تغییرات قیمت­های نسبی حتمی خواهد بود. در واقع، تمرکز دیدگاه دوره گذر بر روی روابط پیچیده بین تغییرات نرخ ارز و قیمت کالاهای تجاری بین المللی است و هم چنین بسط تغییرات نرخ ارز که نهایتا در قیمت داخلی کالاهای تجاری منعکس می­شود. در دوره قراردادهای جاری  قیمت و مقدار نمی­توانند پاسخی به تغییرات نرخ ارز داشته باشند.  اما در دوره گذر  قیمت­های صادرات و واردات به تغییرات نرخ ارز واکنش نشان می­دهند. یک دوره گذر موفق به این معنی است که تغییر قیمت­های نسبی حتمی می­باشد و با سرعت بیشتری صورت می­گیرد. انتقال تغییرات نرخ ارز اسمی به قیمت­های داخلی بستگی به کشش­های قیمتی صادرات و واردات دارد. آنچه که از اهمیت ویژه­ای برخوردار است این است که در زمان بسیار کوتاه مدت مقادیر صادرات و واردات، زمان کافی برای تعدیل شدن ندارند. ثابت بودن مقادیر یا به عبارتی،     بی­کشش بودن صادرات و واردات در زمان بسیار کوتاه به این دو دلیل است که : 1) عرضه ممکن است کاملاٌ بی­کشش باشد؛ زیرا صادر کنندگان نمی­­­­توانند به سرعت تولید خود را برای فروش به خارجیان تغییر دهند. 2) تقاضا نیز ممکن است کاملا بی­کشش باشد؛ زیرا وارد کننده نیازمند زمان لازم برای جانشینی بین کالاها و تغییر در سفارشات خود می­باشد. اگر عرضه صادرات و واردات هر دو در کوتاه مدت بی­کشش باشند، تراز تجاری در طول دوره انتقال بهبود می­یابد و اگر حساسیت­های تقاضا صفر باشد، قیمت صادرات ثابت باقی می­ماند و قیمت واردات افزایش می­یابد، در نتیجه تراز تجاری بدتر می­شود (مقادیر ثابت). در تحلیل جریانات تجاری، به طور معمول طرف عرضه واردات با این فرض که کشش قیمتی عرضه نامحدود است، نادیده گرفته می­شود. به عبارت دیگر، در هر کشور قیمت­­های واردات برون زا درنظر گرفته می­شود. 

ج) تعدیل مقداری[6]:  مسیر تعادلی در دوره تعدیل مقداری بستگی به نتیجه دوره گذر یا انتقال دارد. از آنجایی که منحنی تقاضای کوتاه مدت تمایل به بی­کشش بودن دارد، کاهش ارزش پول منجر به سقوط ارزش داخلی صادرات و افزایش ارزش داخلی واردات می­شود. در بلند مدت کشش­ها افزایش می­یابند و عوامل اقتصادی در این زمان تغییرات در بازار را تشخیص داده­اند و نسبت به تغییرات قیمت­های نسبی واکنش نشان می­دهند و با تحقق شرط مارشال – لرنر تراز تجاری بهبود می­یابد. بنابراین، دوره­های کوتاه مدت قراردادهای جاری و زمان گذر به اثرات قیمتی کاهش ارزش پول بر تراز تجاری، قبل از شروع واکنش مقداری، اشاره دارد (مگی، 1973، 318).

     به دنبال ارائه تئوری تعدیلات کوتاه مدت تراز تجاری یا همان پدیده منحنی جی توسط مگی (1973)، جونز و روامبرگ[7] (1973) در تحقیقات خود به معرفی چندین عامل در ایجاد وقفه زمانی در تعدیل رفتار مصرف کنندگان و تولیدکنندگان به هنگام وقوع کاهش ارزش پول از جمله وقفه تشخیص، وقفه تصمیم­گیری، وقفه توزیع، وقفه جایگزینی و وقفه تولید. وقفه تشخیص مربوط به مدت زمانی است که عوامل بازار برای تشخیص تغییر ایجاد شده در نرخ ارز و شرایط بازار نیاز دارند. وقفه تصمیم­گیری به زمان مورد نیاز برای برقراری ارتباطات جدید مربوط می­شود. وقفه توزیع مربوط به زمان لازم برای توزیع سفارشات پس از عقد قراردادهای جدید می­باشد. وقفه جایگزینی شامل زمان لازم برای جایگزینی موجودی انبارها و تجهیزات فرسوده می­باشد و وقفه تولید به زمان مورد نیاز برای تغییر ظرفیت تولید و الگوهای عرضه ارتباط دارد (اخباری و خوشبخت، 1385، 128). 

 

2-2 پیشینه تحقیق

     تحقیقات تجربی صورت گرفته در زمینه پدیده منحنی جی بسیار گسترده است. مطالعات داخلی در این زمینه شامل: ابریشمی(1380) با استفاده از روش هم جمعی برای داده­های دوره 1376-1350 به این نتیجه رسید که در ایران پدیده منحنی جی وجود ندارد. مهرآرا و عبدی (1386)توانایی نرخ ارز بازار موازی و نرخ ارز موثر اسمی در تبیین نوسانات تجاری، مقایسه کرده­اند. نتایج نشان می­دهد با در نظر گرفتن متغیر نرخ ارز موثر رسمی حقیقی در تراز تجاری، فرضیه رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرها رد می­شود. در مقابل با استفاده از نرخ ارز بازار موازی، کشش­های درآمدی و قیمتی بلند مدت تراز تجاری علامت مورد انتظار را داشته و با دقت بالایی مخالف صفر برآورد می­شود. اثر کاهش ارزش پول بر تراز تجاری در کوتاه مدت مثبت برآورد شده که به معنی رد فرضیه منحنی جی در ایران است. معماریان و جلالی نائینی (1386) با استفاده از یک الگوی تصحیح خطای برداری، علاوه بر تایید رابطه بلند مدت بین نرخ ارز واقعی موثر و تراز تجاری، در کوتاه مدت نیز فرضیه منحنی جی را مورد تایید قرار می­دهند. نجارزاده، عاقلی و شقاقی(1387) رابطه مستقیم بلند مدت بین تراز تجاری و نرخ ارز واقعی کشور را تایید   می­کنند و در روابط کوتاه مدت نیز بیان می­کنند، هرگونه عدم تعادل و انحراف از سطح تعادلی بلند مدت در معادله به سرعت برطرف می­شود. تنها مطالعه­ای که در ایران از تحلیل دو جانبه استفاده می­کند مربوط به مطالعهاخباری و خوشبخت (1385) می­باشد که با استفاده از تکنیک عکس العمل تکانه­ای[8] و تجزیه واریانس[9] فرضیه وجود منحنی جی شکل در روابط تجاری ایران و آلمان را رد می­کنند.

     مطالعات خارجی نیز همان طور که ذکر شد با مطالعه مگی(1973) آغاز می­شود. بهمنی اسکویی (1985) تراز تجاری را به عنوان مازاد صادرات بر واردات معرفی می­کند و شواهدی مبنی بر وجود پدیده منحنی جی در مصر، هند و کره نشان می­دهد. مورا و داسیلوا[10] (2005)با استفاده از الگوی خود رگرسیون برداری و مدل تصحیح خطای برداری گرچه شرط مارشال لرنر معادل در تراز تجاری برزیل را تایید می­کند، اما شواهدی مبنی بر اثبات فرضیه منحنی جی یافت نمی­کند. رز و یلن[11] (1985) برای آمریکا و شش شریک تجاری، بهمنی اسکویی و ونگ[12](2006)برای چین و 13 شریک بزرگ تجاری­اش، تزهاو و ویی[13] (2008) رابطه بین چین و مالزی، هالیسی اقلو[14] (2008) برای ترکیه و 13 شریک تجاری و بهمنی اسکویی و هانافیا[15](2010) برای مالزی و 14 شریک بزرگ تجاری­ در آزمون منحنی جی دوجانبه به نتایج مشابهی دست یافتند. آنها  جز در چند مورد، شواهدی مبنی بر اثبات فرضیه منحنی جی یافت نکردند در حالی که در اکثر موارد اثر بلند مدت کاهش ارزش پول بر تراز تجاری را مثبت و معنا دار ارزیابی کردند.

در این مطالعه نیز برای آزمون منحنی جی از تحلیل­های دوجانبه استفاده می­شود زیرا تحلیل­های دوجانبه به دو دلیل عمده سودمندتر هستند. نخست، این روش نیازی به ایجاد متغیر جانشین برای درآمد بقیه دنیا ندارد؛ دوم این روش از بروز تورش تجمیع می­کاهد. به این معنی که استفاده از داده­های کل می­تواند مانع از به ­­وقوع پیوستن تحرکات واقعی تراز تجاری شود. به عبارتی، تراز تجاری یک کشور با یک شریک تجاری می­تواند بهبود یابد در حالی که در همان زمان با دیگر شریک تجاری بدتر شود. همین واقعیت درباره نرخ ارز نیز می­تواند صادق باشد (رز و یلن، 1985، 58).

3. روش شناسی

1-3 تصریح مدل تحقیق

     مدل تراز تجاری دوجانبه به پیروی از ماروا و کلین(1996)[16]، بهمنی اسکویی و بروکس(1999)[17]، بهمنی اسکویی و گوسوامی(2003)[18]، بهمنی اسکویی و ونگ (2006) به صورت زیر ارائه می­گردد.

 (8)                                                               

منشا تئوریکی فرم تعدیل شده به رز و یلن (1989) نسبت داده می­شود.

TB_{ij, t} تراز تجاری دوجانبه است که به صورت نسبت صادرات اسمی ایران به شریک تجاری J بر واردات اسمی ایران از همان شریک تجاری تعریف می­شود؛  Y_i,t , Y_j,t^*به ترتیب در آمد واقعی ایران و درآمد واقعی شریک تجاری J می­باشد؛   RER_ij,t نرخ ارز واقعی دوجانبه بین ایران و شریک تجاریJ  می­باشد.

     اغلب انتظار می­رود تخمین a₁ منفی و a₂ مثبت باشد. اما علامت­ها می­توانند برخلاف انتظار نیز باشند؛ به عبارتی، اگر افزایش در درآمد ایران بخاطر افزایش تولید کالاهای جانشین واردات باشد آنگاه علامت a₁ می­تواند مثبت باشد. همین تحلیل برای علامت a₂ نیز وجود دارد. به عبارتی مقدار تخمین زده شده برای  a₁ و a₂ می­تواند مثبت یا منفی باشد. اگر a₃ مثبت باشد به معنی اثرگذاری مثبت کاهش ارزش پول بر تراز تجاری در بلند مدت است. معادله فوق رابطه بلند مدت بین متغیرها را نشان می­دهد. از آنجایی که تحقق فرضیه منحنی جی  منوط بر این است که a₃  در کوتاه مدت منفی باشد، لذا باید مدلی انتخاب شود که پویایی­های کوتاه مدت را به بلند پیوند دهد. در این راستا، از رهیافت آزمون کرانه­ها به همجمعی که توسط پسران و همکاران[19] (2001) معرفی شده است و مدل تصحیح خطا استفاده می­شود. مزیت رویکرد آزمون کرانه­ها در این است که صرف نظر از درجه هم جمعی متغیرها، تخمین­های درست و کارایی را از مدل مورد بررسی ارائه می­دهد. به عبارتی صرف نظر از اینکه همه متغیرها (0)I یا (1)I باشند قابل اجرا است. در حالی که در روش­های انگل-گرنجر و یوهانس همجمع بودن متغیرها از یک درجه ضروری است. مطابق با روش انگل گرنجر[20] (1987) مدل تصحیح خطا برای بررسی پویایی­های کوتاه مدت تراز تجاری به صورت زیر ارائه می­شود:

 

(9)                                                                                  

که در آن  سرعت تعدیل به سمت تعادل بلند مدت است. پسران و همکاران (2001) ضعف­های مدل انگل گرنجر(1987) را با جای گذاری متغیرهای سطح بایک وقفه به جای EC_t-1 برطرف نموده­اند.

(10)                                

     گام اول در آزمون کرانه­ها، آزمون فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود هم جمعی،  ، در برابر فرضیه مقابل وجود هم جمعی،  ، تحت عنوان آزمون والد می­باشد. از آنجایی که توزیع F یک توزیع نامتقارن است، پسران و همکاران (2001 ) مقادیر بحرانی را برای آماره F  در دو مرحله تخمین زدند. نخست، با این فرض که همه متغیرها (0)I هستند و بار دیگر با این فرض که همه متغیرها (1)I باشند، بدین ترتیب آنها کرانه پایین برای رگرسورهای (0)I و کرانه بالا برای رگرسورهای (1)I را تعریف می­کنند. اگر آماره F بدست آمده از آزمون والد بزرگ تر از مقدار کرانه بالا باشد فرضیه H₀ رد می­شود و اگر کوچک تر از کرانه پایین باشد فرضیه H₀ پذیرفته می­شود. در صورتی که بین دو کرانه قرار بگیرد آزمون بی­نتیجه است. در مرحله بعد به تخمین سرعت تعدیل و ضرایب کوتاه مدت و بلند مدت مدل می­پردازیم. علامت و معنی داری ضرایب α₄  ها و β₄  که در ضریب β₁ نرمالیزه می­شود به ترتیب اثر کوتاه مدت و بلند مدت کاهش ارزش پول ملی بر تراز تجاری را نشان می­دهد. نمایان شدن مقادیر منفی برای اولین مقادیرα₄  ها که بوسیله مقادیر  مثبت دنبال خواهد شد، وجود اثر منحنی جی را اثبات می­کند. سرانجام با تخمین ضرایب بلند مدت ثبات ضرایب با استفاده از آزمون­هایCUSUM  و CUSUMSQ مورد بررسی قرار می­گیرد.

 

2-3 داده ها و اطلاعات آماری

     آزمون پدیده منحنی جی در تراز تجاری دوجانبه بین ایران و پنج شریک بزرگ تجاری­اش در آسیا، با استفاده از داده­های سری زمانی به صورت فصلی طی دوره 1370- 1386 صورت می­گیرد. مطابق با جدول (1) که مهم ترین شرکای تجاری در آن بر اساس حجم تجارت رتبه بندی شده­اند، اولین شریک تجاری ایران، امارات متحده عربی با حجم تجارت 2/24517 میلیون دلار می­باشد. قابل ذکر است که حجم عظم صادرات این کشور به ایران صادرات مجدد می­باشد. لذا در این مطالعه از لیست مهم ترین شرکای تجاری ایران حذف می­شود. هم چنین چین و عراق که به عنوان دومین و پنجمین شریک تجاری ایران نشان داده شده­اند، طی چند سال اخیر در بازه مهمترین شرکای تجاری ایران قرار گرفته­اند و همان طور که جدول (1) نشان می­دهد، تنها تراز تجاری مثبت، مربوط به کشور عراق است. این امر می­تواند ناشی از تمایل ایران به گسترش روابط تجاری با کشور­های آسیایی به ویژه کشورهای منطقه باشد. به دلیل فقدان داده­های مربوطه در دوره زمانی مذکور برای کشور عراق، از بررسی رابطه تجاری آن با ایران صرف نظر می­شود.

مدل تراز تجاری معرفی شده شامل چهار متغیر است. برای متغیر درآمد حقیقی از تولید ناخالص داخلی حقیقی استفاده شده است. هم چنین نرخ ارز دوجانبه حقیقی برابر است با حاصل ضرب نرخ ارز دوجانبه اسمی در شاخص قیمت­های کشور J بر شاخص قیمت­های ایران، که به نوبه خود نرخ ارز دوجانبه اسمی برابر با تعداد واحدهای ریال ایران در برابر یک واحد پول رایج کشور J می­باشد. برای شاخص قیمت­ها از شاخص قیمت مصرف کننده در هر کشور استفاده شده است. همه داده­ها به صورت لگاریتمی استفاده شده­اند و همگی هم جمع از درجه صفر و یک هستند. هم چنین برای شکست ساختاری ایجاد شده در داده­ها به دلیل بحران مالی 1997 شرق آسیا، متغیر دامی D  تعریف می­شود. داده­ها از منابع زیر استخراج شده­اند: تراز تجاری دوجانبه از پایگاه داده­های تجاری صندوق بین المللی پول[21] ، تولید ناخالص داخلی و نرخ ارز دوجانبه از پایگاه داده­های مالی صندوق بین المللی پول[22]  و بانک مرکزی گرفته شده است. 

جدول 1 : تراز تجاری دوجانبه ایران با 13 شریک مهم تجاری در سال1389 بر حسب میلیون دلار

کشور	صادرات	واردات	حجم  مبادلات تجاری	تراز تجاری
امارات متحده عربی	5/3335	6/21181	2/24517	0/17846-
چین	9/4570	9/5803	8/10374	9/1232-
ترکیه	8/1055	7/3995	6/5051	9/2939-
آلمان	6/346	1/4590	7/4935	5/4243-
عراق	6/4538	477/46	1/4585	2/4492
کره	3/576	0/3646	4/4222	7/3069-
سوئیس	788/22	9/3771	7/3794	1/3749-
هند	7/1821	9/1296	6/3118	7/524-
فرانسه	989/58	2/2042	2/2101	2/1983-
ایتالیا	8/336	6/1745	5/2082	7/1408-
ژاپن	1/443	9/1567	1/2011	7/1124-
روسیه	5/330	1/1167	7/1497	5/836-
انگلستان	679/48	1/732	8/780	5/683-

منبع: سایت گمرک جمهوری اسلامی ایران

 

4. برآورد مدل

     مطابق با بهمنی اسکویی و گوسوامی (2003) ابتدا وقفه بهینه برای تفاضل مرتبه اول هریک از متغیرهای مدل بر اساس معیار (AIC)[23] مشخص می­شود؛ زیرا نتایج آزمون والد به شدت به تعداد وقفه­های تحمیل شده به این متغیرها حساسیت نشان می­دهد. در جدول (2) تعداد   وقفه­های بهینه برای تفاضل مرتبه اول هریک از متغیرهای مدل و نیز نتایج حاصل از آزمون والد نشان داده شده است. آماره F بدست آمده با مقادیر بحرانی گزارش شده توسط نارایان[24] (2004) مقایسه می­شود؛ (از آنجایی که تعداد مشاهدات در بازه 30-80 می­باشد لذا آماره F با مقادیر بحرانی جدول نارایان مقایسه می­شود زیرا مقادیر بحرانی که توسط پسران و همکاران (2001) گزارش شده برای داده­های با حجم بالا می­باشد). نتایج بیان می­کند برای تمام شرکای تجاری ایران آماره F بزرگتر از کرانه بالا است. به عبارتی رابطه همجمعی بین متغیرهای مدل تراز تجاری برای هر پنج شریک تجاری ایران برقرار است.

 

جدول 2 : نتایج آزمون والد هنگامی که وقفه بهینه بر اساس معیار AIC انتخاب می­شود.

FV –test	FIV –test	FIII –test	Optimal lag
*89/6	*83/5	*31/7	(5،3،5،5)	چین
*58/5	*85/4	57/0	(3،0،0،4)	هند
*21/9	*37/7	*50/4	(4،2،3،1)	ژاپن
*49/7	*9/8	*34/7	(0،3،4،2)	کره
*53/16	*78/13	*48/17	(0،0،0،0،)	ترکیه

توجه: * معنا داری آماره F را در سطح 5% نشان می­دهد که با مقادیر بحرانی گزارش شده توسط نارایان(2004) مقایسه شده است. اعداد داخل پرانتز وقفه تحمیل شده به تفاضل مرتبه اول هریک از متغیرهای مدل را نشان می­دهد که به ترتیب از چپ به راست. ∆LTB ، ∆LRER ، ∆LY ، ∆LY^* می­باشد.

 

     بدین ترتیب پس از حصول اطمینان از وجود رابطه بلند مدت بین متغیرها، ضرایب کوتاه مدت و بلند مدت متغیرهای مدل تخمین زده می­شود. از آنجا که هدف، آزمون منحنی جی می­باشد، جهت خلاصه نویسی فقط نتایج مربوط به تخمین ضرایب کوتاه مدت مربوط به متغیر نرخ ارز دوجانبه گزارش می­شود. در جدول (3) ضرایب تخمین زده شده مذکور به همراه ضریب تخمین زده شده EC_t-1 برای هریک از مدل­ها نشان داده شده است. مطابق با رز و یلن (1989)، اثرات منفی کوتاه مدت (نمایان شدن ضرایب منفی برای اولین وقفه­های متغیر تفاضل مرتبه اول نرخ ارز دوجانبه)که به وسیله اثرات مثبت بلند­مدت (نمایان شدن ضرایب مثبت برای متغیر نرخ ارز در سطح) دنبال خواهد شد، وجود اثر منحنی جی را اثبات می­کند. همان طور که نتایج جداول 3 و 4 نشان می­دهد، اثر منحنی جی در تراز تجاری دوجانبه بین ایران و 2 شریک تجاری­ چین و ژاپن وجود دارد.

 

 

 

 

 

 

جدول 3 : ضرایب تخمین زده شده وقفه­های متغیر logREX_ij,t  و ضریب ECM_t-1

ECM	V	IV	III	II	I	0
*62/0- (26/6-)	- -	- -	*32/1- (6/3-)	*01/2- (9/4-)	73/0- (7/1-)	54/0- (3/1-)	چین
*84/0- (01/9-)	- -	- -	- -	- -	- -	*70/1 (91/1)	هند
*0.91- (7.53-)	- -	- -	- -	*72/0 (02/2)	*82/0- (08/2-)	64/0- (83/1-)	ژاپن
*69/0- (28/7-)	- -	- -	*78/0- (18/2-)	*24/1- (12/3-)	*16/1- (68/2-)	37/0 (08/1)	کره
*60/0- (50/8-)	- -	- -	- -	- -	- -	17/0 (63/0)	ترکیه

*معناداری ضرایب تخمین زده شده را در سطح 5% نشان می­دهد. اعداد داخل پرانتز آماره t را نشان می­دهد. منبع: یافته­های محقق

 

     نرخ ارز واقعی دوجانبه برای همه شرکای تجاری، دارای اثر مثبت بر تراز تجاری است. ضریب درآمد حقیقی ایران نیز تنها در مورد کشور ترکیه دارای علامت مثبت بوده و به لحاظ آماری در سطح 5% معنی­دار می­باشد. درمورد مابقی کشورها این متغیر دارای علامت منفی است که برای چین و هند به لحاظ آماری معنا­دار نمی­باشد. ضریب درآمد حقیقی کشور خارجی نیز تنها برای ترکیه و کره منفی است که بطور آماری درسطح 5% معنی­دار می­باشد. در رابطه با سه کشور دیگر گرچه مثبت است اما تنها در مورد هند به لحاظ آماری معنا دار است. متغیرهای دامی تعریف شده نیز برای ژاپن و کره درسطح 5% معنی­دار می­باشد.

           

جدول 4 : نتایج تخمین ضرایب بلند مدت

Const	Trend	D	LY*	LY	LRER
*94/6- (01/4-)	- -	- -	60/1 (07/1)	82/1- (60/0-)	*37/0 (46/2)	چین
*4/156- (13/16-)	*82/0- (13/8-)	- -	*0/38 (8/12)	99/1- (23/1-)	*58/1 (34/3)	هند
*26/47 (99/1)	*10/0 (36/17)	*47/0- (39/5-)	36/0 (16/0)	*07/5- (22/5-)	*66/0 (79/2)	ژاپن
*2/185 (68/2)	*25/0 (14/3)	*40/1 (39/3-)	*31/10- (53/2-)	*72/6- (89/2-)	*29/2 (46/4)	کره
*6/24- (31/4-)	- -	- -	*31/2- (35/2-)	*82/2 (31/3)	*21/1 (91/2)	ترکیه

*معنا داری ضرایب تخمین زده شده را در سطح 5% نشان می­دهد. اعداد داخل پرانتز آماره t را نشان می­دهد.

منبع: یافته­های محقق  

 

جدول 5 : آزمون پایداری متغیرها براساس آزمون های  CUSUM و CUSUMSQ

CUSUMSQ	CUSUM	کشور
Stable stable stable stable stable	Stable stable stable stable stable	چین هند ژاپن کره                                                                                                                               Stable ترکیه

منبع: یافته­های محقق

 

5.نتیجه گیری

     مطالعه حاضر با هدف بررسی و تحلیل اثر تغییرات نرخ ارز واقعی بر تراز تجاری دوجانبه بین ایران و پنج شریک بزرگ تجاری­اش در آسیا انجام گرفته است. این مطالعه بر آزمون پدیده منحنی جی تمرکز دارد. نتایج تجربی حاکی از آن است که رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای الگوی تراز تجاری دوجانبه برقرار است و پدیده منحنی جی در تراز تجاری دو جانبه بین ایران و دو شریک تجاری چین و ژاپن نمایان می­شود و در بقیه موارد واکنش تراز تجاری دوجانبه ایران به کاهش ارزش واقعی ریال از الگوی مشخصی در کوتاه مدت پیروی نمی­کند، که مطابق با نتایج مطالعات صورت گرفته، از قبیل ابریشمی، خوشبخت و اخباری، رز و یلن، مورا وداسیلوا، بهمنی اسکویی و ونگ، هالیسی اقلو می­باشد. شواهد نشان می­دهد که ضریب بلند مدت نرخ ارز دوجانبه برای همه کشورها گرچه کوچک است، اما مثبت و معنادار است و شرط مارشال لرنر در تراز تجاری دوجانبه ایران و شرکای تجاری­اش برقرار است. همچنین تولید واقعی داخلی برای همه شریک­های تجاری بغیر از ترکیه، دارای اثر منفی بر تراز تجاری است که مطابق با تئوری می­باشد که در این بین این ضریب برای چین و هند به لحاظ آماری معنا­دار نمی­باشد. مثبت بودن این ضریب در رابطه با کشور ترکیه گرچه بر خلاف تئوری است اما مطابق با دیگر مطالعات صورت گرفته است و این امر قابل توجیه است و به سیاست­های تجاری بستگی دارد. همین امر به طور مشابه برای درآمد کشور خارجی صادق است. اتخاذ سیاست کاهش ارزش پول به منظور بهبود تراز تجاری رویکردی است که همواره مورد توجه سیاست گذاران اقتصادی بوده است. اما نباید از نظر دور داشت که کاهش ارزش پول یکی از ابزارهای سیاست تثبیت است اما به کارگیری آن بدون استفاده از دیگر ابزارهای سیاست تعدیل و تثبیت فقط نتیجه تورمی بر اقتصاد خواهد داشت و باعث بهبود حساب جاری تراز پرداخت­ها نمی­شود.

---

1- Magee

1- Bickerdike–Robinson–Metzler(RMB)

2- Dornbusch

1- Currency-contracts signed to devaluation

1- Pass-through

1-  Quantity adjustment

2-  Junz & Rhomberg

1- Impulse response functions

2- Variance decomposition

[10]-  Moura & Da Silva                                                                                                                                                                                 

2- Rose & Yellen

3-Bahmani-Oskooee & Wang

4- Tze-Haw & Chee- Wooi

5-  Halicioglu

6-  Hanafiah & Bahmani-oskooee

7-  Marwah & Klein

8-  Bahmani-oskooee & Brooks

 9 -  Bahmani-oskooee & Goswami.

4-  Pesaran et al.

1-  Engle & Granger

1-  Direction of trade statistic(DOTS)-IMF

1-  International monetary statistic(IFS)- IMF

2- Akaike information criterion

3- Narayan

مراجع

منابع              

-ابریشمی، حمید. و مهرآرا، محسن (1385). انحراف نرخ ارز حقیقی تعادلی و سیاست­های تجاری در اقتصاد ایران. فصلنامه پژوهش نامه بازرگانی، شماره33: 1-54.

-اخباری، محمد. و خوشبخت، آمنه (1385).  پویایی های تراز تجاری: بررسی منحنی جی شکل ارتباط تجاری ایران با آلمان. مجله تحقیقات اقتصادی، شماره74: 123-160.

-پور مقیم، سید جواد (1384). مالیه بین الملل. سازمان چاپ و انتشارات وزارت فرهنگ و ارشاد اسلامی. تهران. چاپ دوم.

-معماریان، عرفان و جلالی نائینی، احمد رضا (1386). آثار کوتاه مدت و بلند مدت تکانه_های ارزی بر تراز تجاری ایران (آزمون پدیده منحنی جی بر اساس یک الگوی تصحیح خطای برداری ). پژوهشنامه اقتصادی، سال دهم شماره 2، تابستان 1389: 45-69.

-مهر آرا، محسن. عبدی، علیرضا. (1386). عوامل تعیین کننده تراز تجاری در کوتاه مدت و بلند مدت و همچنین پدیده منحنی جی در اقتصاد ایران. فصلنامه پزوهش های اقتصادی ایران، سال نهم شماره 31، تابستان 1386: 1-26.

-نجار زاده، رضا و عاقلی، لطفعلی و شقاقی، وحید (1387). تاثیر رابطه مبادله نرخ ارز واقعی بر کسری بخش تجارت خارجی اقتصاد ایران. فصلنامه پژوهش های اقتصادی، سال نهم شماره 2، تابستان 1388: 73-102

-Bahmani-oskooee, M., & Wang, Y. (2006). The J-curve: China versus her trading partners. Bulletin of economic research, 58(4): 323-343.

-Bahmani-oskooee, M., & Goswami, G. (2003). A disaggregated approach to test the J-curve phenomenon: Japan versus her major trading partners’, Journal of Economics and Finance, 27(1): 102–13.

-Bahmani-oskooee, M., & Brooks, T. J., (1999). Bilateral J-Curve between US and her tradin partners. Weltwirtschaftliches Archive.135(1): 146-165

-Bahmani-Oskooee, M. (1985). ‘Devaluation and the J-curve: some evidence from LDCs. Review of Economics and Statistics, 67(3): 500–4.

-Dornbusch, A. (1975). Exchange rate fiscal policy in a popular model of international trade. American Economic Review. 65(5): 859-871.

-Engle, R.F. & Granger, C. W. J. (1987). Cointegration and error correction: representation, estimation, and testig. Econometrica, 55(2): 251–76.

-Hanafia, H. & Bahmani-oskooee, M. (2010). The J-Curve: Malaysia versus major her trading partner. Applied Economics, 42(9): 1067-1076

-Halicioglu, F. (2008). The bilateral J-curve: Turkey Versus her 13 trading partner. Journal of asian economics, 19(8). 236-243

-Junz, H. B. & Rhomberg, R. R. (1973). Price-competitiveness in export trade among industrial countries. American Economic Review, 63(2): 412–18.

-Marwah, K. & Klein, L. R. (1996) Estimation of J-curve:United States and Canada, Canadian Journal of Economics, 29(3): 523–39.

-Moura, G. & Da Silva, S. (2005). Is there a Brazilian J-curve? Economics bulletin, 6(10):1-17       

-Magee, s. p. (1973). Currency contracts, pass through, and devaluation. Brookings Papers of Economic Activity, 1: 303-325.

Narayan, P. K (2005). The saving and investment nexsus for china: evidence  from cointegration test. Applied Economics, 37(17): 1979-1990

-Pesaran, M. H., & Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approach to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16: 289-326.

-Rose, A, K. & Yellen, L, J. (1989). Is there a j-curve?  Journal of   monetary economics, 24(1): 53-68

-Tze-Haw, C. & Chee-wooi, H. (2008). Examining exchange rates exposure, J-curve and Marshall-Lerner condition for high frequency trade series between China and Malaysia. Munich personsl RePEc archive, 25546: 1-17.