اثر تغيير تعرفه ناشي از الحاق ايران به سازمان تجارت جهاني بر بازرگاني خارجي رشته فعاليت‌هاي صنعتي

بيژن بيدآباد[1]

 

 

كليدواژه: تعرفه، صنعت، بازرگاني خارجي، سازمان تجارت جهاني

 

چكيده

در اين مقاله به بررسي كمّي اثر الحاق ايران به سازمان تجارت جهاني بر زيربخش‌هاي نه‌گانه صنعت مي‌پردازيم. دو دستگاه معادلات همزمان تقاضاي واردات و عرضة صادرات كه به روش SUR برآورد شده‌اند وظيفة تحليل و شبيه‌‌سازي سناريوهاي پذيرفتن مفاد موافقتنامه‌هاي سازمان تجارت جهاني را به عهده دارند. اين دو دستگاه هركدام شامل 9 معادلة رفتاري هستند كه زيربخش‌هاي نه‌گانه طبقه‌بندي ISIC در بخش صنعت را پوشش مي‌دهند. الزامات كاهش تعرفه و حذف و تبديل موانع غيرتعرفه‌اي به تعرفه - اعم از داخلي و خارجي- در فرآيند الحاق به WTO با توجه به سناريوهاي مطرح در اين سازمان در الگوهاي برآورد شده شبيه‌سازي شد و با تطبيق آنان با حل كنترل (Control Solution) اثر الحاق را با تغييراتي كه در مزيت‌هاي نسبي آشكار در هركدام از زيربخش‌ها پديدار مي‌گشت ارزيابي نموديم. به عبارت ديگر در مورد هركدام از زيربخش‌ها به اين سؤال پاسخ داده شده است كه آيا ورود به WTO باعث بهبود تراز بازرگاني زيربخش مربوطه مي‌شود يا خير؟

نتايج به دست آمده حاكي از آن است كه عليرغم كاهش بيشتر تعرفة خارجيان بر كالاهاي ايراني نسبت به كاهش تعرفة ايران بر كالاهاي خارجيان در فرآيند الحاق به WTO تراز بازرگاني غالب زيربخش‌هاي صنعت بدتر مي‌شود. پس از الحاق به طور متوسط سالانه ميزان 57/0%- به كسري تراز تجاري كل بخش صنعت افزوده خواهد شد. اين رقم براي تراز تجاري حقيقي برابر با 62/0%- مي‌باشد. ميزان صادرات كليه زير‌بخش‌ها افزايش خواهد يافت و در مجموع الحاق به اين سازمان سالانه 74/2% بر صادرات بخش صنعت مي‌افزايد. اين رقم براي واردات دلاري 63/0% است. الحاق به WTO سبب بهبود وضعيت زيربخش صنايع محصولات شيميايي از لحاظ مزيت نسبي آشكار شده ولي باقي بخش‌ها از لحاظ اين شاخص متضرر خواهند شد يا شاخص آنان تغيير نخواهد كرد. در مجموع، كل صنعت، مزيت نسبي آشكار 11/0% بهتر خواهد شد.

نرخ موزون تعرفه در ايران در مقايسه با كشورهاي صنعتي قبل از عضويت در سازمان جهاني تجارت در مجموع كمتر از تعرفه كشورهاي صنعتي بر كالاي صادراتي كشور مي‌باشد، به عبارت ديگر در ابتدا ما نيازمند افزايش نرخ‌هاي تعرفه هستيم (تا كاهش آن) تا بلكه بتوان با كشورهاي صنعتي لااقل از لحاظ نرخ‌هاي تعرفه هم سطح شد. پس از اين مرحله مذاكره در مورد كاهش نرخ‌هاي تعرفه معني پيدا مي‌كند.

علت بدتر شدن وضعيت تراز تجاري زيربخش‌هاي صنعتي فزوني بسيار زياد واردات بر صادرات آنها مي‌باشد. چنانچه به شرايطي از تعادل نسبي در واردات و صادرات برسيم مي‌توان گفت كه الحاق به سازمان جهاني تجارت سبب بهبود وضعيت تراز تجارت خارجي بخش صنعت مي‌شود؛ در غير اين صورت الحاق به سازمان جهاني تجارت تراز تجاري بخش صنعت را بدتر خواهد كرد.

 

 

 

 

The effect Tariff changes of joinig World Trade Organization on Iran's industrial foreign trade

 

 

Bijan BIDABAD[2]

 

 

 

Keywords: Tariff, Trade, Industry, WTO

 

Abstract

In this article we examine the quatitative effect of joinig Iran to World Trade Organization (WTO) on nine industrial subsectors. Two systems of simultaneous equations for import demands and export supplies are estimated by Seemingly Unrelated Regressions (SUR) method to be used for analizing and simulation of accepting WTO agreements scenarios in process of joining WTO. Each of these two systems contains nine behavorial equations and covers all 9 industrial subsectors of ISIC classifications. Tarief reduction obligations and removing and converting non-tarif barriers to tariff – for both domestic and international – have been simulated in these models according to WTO criteria. Comparison of Control and simulated solutions shows the effects of joining WTO on reveald comparative advantages of all industrial subsectors. On the other words, we are going to evaluate the balance of trade in all industrial subsectors.

The results show that despite of more decrease of international tariffs on Iranian commodities in compare to decrease of Iran's tariff on foreign commodities in joing process, the balance of trade of majority of industrial subsectors will demote. After joining, on average, -0.57% demotion on balance of trade of industry sector will occure annually. This figure for real balance of trade will be -0.062%. Exports of all subsectors will increase and total industrial export will increase by 2.74%. This figure for nominal exports will be 0.63%. Joining WTO will promote chemical products subsector and demote all other industrial subsectors reveald comparative advantages. In general reveald comparative advantage of industry sector will promote by 0.11% annually.

Weighted average Iran tariff rate as a whole is less than industrial countries tariff rates before joining WTO. Therefore, we need to increase (rather than decrease) our tariff rate first to at least equibalance to industrial countries tariffs. After this stage negotiations on tariff reduction will be meaningfull.

Demotion of balance of trade of industrial subsectors is due to their huge imports and small exports. Reaching relative balances in their imports and exports will causes joining WTO for Iran to improve their balance of trade. Otherwise joining WTO will demote Iran's industrial balance of trade. 

   

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مقدمه

الحاق ايران به سازمان تجارت جهاني از دو جنبة كيفي و كمّي قابل بررسي است. از لحاظ جنبة كيفي اين الحاق عملاً باعث مي‌شود كه ايران در راستاي پذيرفتن موافقتنامه‌هاي سازمان تجارت جهاني الزاماً بايد اصلاحاتي را در ساختار حقوقي، مالي و اقتصادي خود بپذيرد كه اين امر مي‌تواند سبب بهبود ساختار اقتصادي ايران شود. از طرف ديگر حركت ايران با جهت حركت اقتصاد جهان همسو خواهد شد كه در بلند مدت آثار حسن زيادي بر اقتصاد ايران خواهد گذاشت. از بُعد كمّي به دليل اينكه ايران يك كشور صادر كنندة نفت است و نفت از اقلام مشمول مقررات WTO خارج است و نسبت صادرات به واردات ايران بسيار كم و در حدود ربع مي‌باشد الحاق ايران به WTO اگر باعث افزايش نرخ رشد صادرات و واردات به صورت يكسان هم شود چون واردات بسيار بيشتر از صادرات غيرنفتي است نتيجتاً باعث بدتر شدن تراز بازرگاني خارجي ايران نيز خواهد شد. به‌ هر حال عليرغم اين وضعيت كلي براي اقتصاد كشور به همة بخش‌ها قابل تسري نيست و الحاق به WTO مي‌تواند تراز تجاري برخي از بخش‌ها يا زيربخش‌ها يا حتي كالاها را بهبود دهد.

جنبه‌هاي كمّ آثار الحاق ايران به سازمان تجارت جهاني بر بازرگاني خارجي از دو منظر قابل بررسي است. منظر اول از اثر اعمال قيمتهاي جهاني و حذف يارانه‌ها بر عوامل توليد داخلي و نتيجتاً بهاي تمام شدة محصولات بر قابليت رقابت كالاهاي داخلي و خارجي پيدا مي‌شود. منظر دوم اثر كاهش تعرفه‌ها در اثر الحاق به آن سازمان است كه قيمت كالاهاي داخلي و خارجي را در خارج و داخل كشور تغيير داده و سبب تغيير در ميزان صادرات و واردات مي‌گردد. در اين بررسي خود را به منظر دوم و به زيربخش‌هاي نه‌گانه صنعت محصور مي‌نمائيم و با استفاده از الگوهاي اقتصادسنجي اقدام به اندازه‌گيري كمّي اثر كاهش تعرفه‌ها ناشي از الحاق ايران به آن سازمان بر زير‌بخش‌هاي صنعتي خواهيم نمود.

 

تقاضاي واردات در زيربخش‌هاي صنعتي

از لحاظ نظري[3] واردات، تابع نرخ ارز، قيمت كالاهاي خارجي، قيمت كالاهاي داخلي و ميزان درآمد مي‌باشد. هدف از آوردن قيمت كالاهاي خارجي و نرخ ارز در تابع تقاضاي واردات، احتساب قيمت فروش رفتة (تمام شده براي خريدار) كالاي وارداتي مي‌باشد و قيمت كالاهاي داخلي، رقابت بين كالاهاي داخلي و خارجي را در تابع تقاضاي واردات مطرح مي‌سازد. هزينه‌هاي گمركي و موانع غيرتعرفه‌اي نيز به عنوان هزينه‌اي بر قيمت فروش رفته (تمام شده براي خريدار) تلقي مي‌شوند.

در ايران در دوران پس از انقلاب نرخ‌هاي ارز متعددي رايج گرديد و نتيجتاً از نرخ ارز مؤثر استفاده گرديد كه از لحاظ تعريفي ميانگين نرخ‌هاي ارز بكارگرفته شده مي‌باشد. نرخ‌هاي موثر ارز در اين دوره براي هر بخشي متفاوت از بخش ديگر است چه ارزهاي تخصيصي با نرخ‌هاي مختلف نسبت به هر بخشي از اقتصاد متفاوت بوده است. با حاصل ضرب نرخ مؤثر ارز در شاخص قيمت كالاهاي خارجي و تقسيم آن بر شاخض قيمت كالاهاي داخلي، نرخ مؤثر حقيقي ارز بدست مي‌آيد كه مورد استفادة ما در الگو خواهد بود.

علي‌الاصول در تابع تقاضاي واردات توليد يا درآمد ناخالص ملي يا داخلي يا متغيري كه حاكي از درآمد كشور باشد بعنوان متغير درآمد در تابع تقاضا درج مي‌شود. در معادلات زير نيز از توليد ناخالص داخلي به قيمت ثابت استفاده نموديم و چون به جواب‌هاي مطلوب نرسيديم از متغير درآمدهاي نفتي كشور به عنوان جايگزيني براي درآمد استفاده نموديم كه منجر به بهبود نتايج آماري الگوها گرديد. توجيه اين قضيه به اين شكل است كه هرگاه ارز ناشي از درآمد نفت در اقتصاد بيشتر بوده تخصيص آن به بخشهاي صنعتي براي واردات نيز بيشتر بوده است. اين موضوع در چارچوب اقتصاد ايران قابل توجيه است كه اجازة واردات در اكثر موارد منوط به تخصيص ارز بوده و تخصيص ارز همواره منتج از درآمد نفتي بوده. اين وضعيت همچنان نيز ادامه دارد. اين متغير براي اينكه بيان واقعي‌تري از درآمد ارزي و يا توان خريد بين‌المللي يا به عبارت بهتر تقاضاي واردات داشته باشد آن را بر شاخص قيمت عمده فروشي جهاني تقسيم نموديم.

آمار نرخ تعرفة مؤثر بر حسب كدهاي ISIC منتشر نمي‌شود. براي بدست آوردن اين ارقام براي دورة مورد بررسي از فايل‌هاي كامپيوتري گمركات كشور استفاده نموده و پس از تبديل كدهاي CCCN گمرگ به ISIC از تقسيم ارزش تعرفه دريافتي هر زيربخش بر ارزش واردات همان زيربخش نرخ تعرفة مؤثر محاسبه گرديد[4].

 

 

 

زيربخش‌هاي صنعتي براساس طبقه بندي ISIC  از قرار ذيل هستند:

1.         نساجي، پوشاك و چرم

2.        توليد فلزات اساسي

3.        محصولات كاني وغيرفلزي

4.        شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك

5.        غذايي، آشاميدنيها و دخانيات

6.        چوب و محصولات چوبي

7.        ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي

8.        ساير صنايع توليد

9.        كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي

لذا به اين ترتيب مي‌توان تابع تقاضاي واردات را به شكل زير تعريف نمود:

   (1)   

معادله (1) تعريف رگرسيون خطي بر حسب پارامترهاي C(A)، C(B) و (C(C مي‌باشد. باقي متغيرها به شكل زير تعريف شده‌اند:

مقدار واردات زير بخش صنعتي i  در زمان t به قيمت ثابت سال 1369

R_IMVALDit

نرخ ارز مؤثر (تعداد ريال بر حسب هر واحد دلار) در زمان t

ERE

شاخص قيمت عمده فروشي جهاني 100 = 1369 در زمان t

WWSPINDEX_69

شاخص قيمت عمده فروشي كالاهاي وارداتي در ايران 100 = 1369 در زمان t

WSPIIMC_69t

نرخ تعرفه مؤثر در زير بخش صنعتي i در زمان t

IMTRit

درآمد نفت در سال t به دلار

EXOILDt

جمله اخلال

Ut

انديس زير بخش‌هاي صنعتي نه‌گانه

i= 1,…, 9

انديس زمان

t=1353-1373

تابع (1) واردات را تابعي از نرخ هزينه مؤثر حقيقي واردات و درآمد حقيقي خارجي كشور بيان مي‌نمايد. كروشه اول مبين نرخ ارز مؤثر حقيقي بوده و كروشه دوم به مفهوم نرخ مؤثر تعرفه به علاوه يك مي‌باشد. حاصل ضرب دو كروشه اول در اين معادله نرخ هزينه مؤثر حقيقي واردات را به دست مي‌دهد. كروشه سوم مبين درآمد حقيقي خارجي ايران ناشي از صدور نفت مي‌باشد. تصريح اين معادله به اين شكل كاملاً از ابعاد نظري مورد تأييد مي‌باشد به طوري‌كه انتظار داريم پارامترهاي (C(A منفي و (C(B مثبت باشند. اين علامت‌ها به معني زير است.

            

با توجه به اينكه معادله (1) براي نه زير بخش صنعتي به طور مجزا تعريف مي‌شود، سيستم معادلات ناشي از (1) يك دستگاه 9 معادله‌اي رگرسيوني را به شكل دستگاه معادلات SYS_IM_30   تشكيل مي‌دهد. در اين معادله انديس پارامترها دو رقمي تعريف مي‌شوند كه رقم اول آن انديس بخش و رقم دوم آن مشخص كننده متغيرهاي مربوط به معادله است كه در معادله (2) پارامترها با نمادهاي كلي (C(C), C(B), C(A مشخص شده‌اند.

چنانچه كروشه دوم كه در تعريف هزينة مؤثر واردات به عنوان يك به علاوه نرخ تعرفه موزون آورده شده است به عنوان يك متغير مجزا در درون رگرسيون تعريف مي‌شد سبب ايجاد خطاي تصريح در الگو مي‌گرديد. از طرفي به علت اينكه هم متغير نرخ موزون تعرفه و هم نرخ مؤثر حقيقي ارز هر دو در تابع واردات از ديدگاه هزينه واردات يك خاصيت را در مورد متغير واردات مي‌توانند داشته باشند لذا بهتر به نظر رسيد كه هر دو به شكل مشخص شده در معادله (2) آورده شوند. زيرا از لحاظ واردكننده چه نرخ ارز افزايش يابد و چه قيمت كالاهاي خارجي افزايش يابد و چه تعرفه گمركي افزايش يابد همگي سبب افزايش هزينه واردات وي خواهند شد و واردكننده در اين رابطه از بعد پرداخت هزينه تمام شده كالاي وارداتي تقريباً بي‌تفاوت است. جدا جدا وارد كردن متغيرها در كروشه اول معادله (1) به دليل اينكه هر كدام از متغيرها قسمتي از تغييرات واردات را در رابطه با هزينه تمام شده توضيح مي‌دهند، سبب كاهش قدرت توضيح دهندگي رگرسيون‌ها نيز خواهد شد، زيرا در اصل اين تصريح سبب مي‌شود كه نقاط پرت كه در اثر ورود متغيرهاي نرخ تعرفه و نرخ مؤثر حقيقي ارز به طور تك تك در معادله ايجاد مي‌شوند، به علت عملكرد متقابل اين دو متغير به صورت حاصل ضرب تا حدودي از بين بروند.

موانع غيرتعرفه‌اي متعددي در ايران بطور مجزا در بخشهاي صادرات و واردات صنعت شناسايي شدند. در اين مطالعه موارد زير براي هركدام از زيربخش‌هاي صنعتي نه‌گانه احصاء و بررسي گرديد و به صورت متغيرهاي كيفي وارد تك‌تك معادلات سيستم واردات گرديد:

1-      واردات غيرمجاز

2-      واردات مجاز

3-      واردات مشروط

4-      واردات ارزي با ارز بازرگاني (دولتي)

5-      واردات غير ارزي (بدون انتقال ارز)

6-      واردات در مقابل صادرات مجاز است

7-      حق ثبت سفارش

8-      الزامات قانوني (بهداشت، استاندارد، ثبت سفارش در وزارت بازرگاني، ثبت سفارش در بانك، توديع وديعه واردات و غيره)

9-      ممنوعيت بسيار محدود

10-   كالاي مجاز بسيار محدود

11-   واردات غير ارزي محدود به موارد خاص (نظير آنچه در مقررات سال 1372 (4/7/1372) وضع شده و فقط واردات بدون انتقال ارز را محدود به موارد خاص نموده ـ ماده 38 آئيننامه مقررات صادرات و واردات نيمه دوم 1372)

12-   واردات در مقابل صادرات محدود به موارد خاص ( همانند واردات از كشورهاي آسياي ميانه در مقابل صادرات كالا به‌اين كشورها)

13-   واردات ارزي محدود

چنانچه بخواهيم موانع غيرتعرفه‌اي را نيز در درون الگو ملحوظ داريم مي‌توانيم از متغيرهاي كيفي كه قبلاً تعريف شده‌اند در الگو استفاده نماييم. با توجه به همبستگي كامل يا عدم همبستگي كامل يا عدم تغيير برخي از متغيرهاي كيفي در درون زير‌بخش‌هاي مختلف صنعتي نمي‌توان همه آنها را در تمام معادلات به كار برد. نام متغيرهاي كيفي به شكل كلي زير تعريف و در معادلات به كار برده شدهاند[5]:

متغير كيفي k ام در زير بخش iام اتفاق افتاده است

در غير اين صورت

i =1,…,9   k=1,…,13                                                             

به همين ترتيب متغيرهاي مجازي مربوط به وقايع خاص در دوران نمونه نظير شوكهاي نفتي، انقلاب، دوران پس از انقلاب، سال‌هاي افزايش واردات براساس استقراض، جنگ و غيره نيز به همين شكل تعريف شده‌اند كه با پيشوند D شروع مي‌شوند.

با استفاده از متغيرهاي كيفي موانع غيرتعرفه‌اي و متغيرهاي كيفي وقايع خاص دستگاه معادلات مورد نظر را كامل نموده و دستگاه معادلات جديدي تعريف مي‌نماييم. با توجه به اينكه واردات زير‌بخش‌هاي صنعت در ارتباط با يكديگر هستند. لذا روش "رگرسيون‌هاي به ‌نظر نامرتبط"[6] را براي برآورد سيستم معادلات مزبور انتخاب نموديم كه در يك زمان، 9 معادله دستگاه را يكجا برآورد مي‌نمايد. برآورد دستگاه مورد نظر نشان داد كه از قدرت توضيح دهندگي قابل قبولي برخوردار مي‌باشد. علائم پارامترها همگي منطبق با انتظار نظري هستند و آمارهاي t بامعني مي‌باشند. مقادير  ها گرچه خيلي بالا نيستند ولي توان رگرسيون‌ها را تأييد مي‌نمايند. علي‌رغم وجود نقاط پرت در رگرسيون‌ها معذالك برآوردها در سال‌هاي آخر نمونه به سمت مقادير واقعي نزديك‌تر شده‌اند و مبين خوبي رگرسيون‌ها براي برآورد در زمان‌هاي آينده نزديك به سال‌هاي آخر نمونه مي‌باشند. با توجه به محدوديت‌هاي ذكر شده در مورد ارتباط متغيرهاي كيفي تعريف شده از لحاظ همبستگي كامل يا عدم همبستگي كامل يا عدم تغيير در طول نمونه، حداكثر تعداد ممكن قابل ورود آنها به دستگاه وارد شده‌اند. علت اين امر، وجود هم‌خطي بين متغيرهاي كيفي با ساير متغيرهاي اصلي الگو مي‌باشد. به عبارت ديگر ورود برخي از اين متغيرها ضرايب مربوط به نرخ هزينه مؤثر واردات در زير‌بخش‌ها را از لحاظ آماري بي‌معني مي‌ساخت. توضيح اين مسئله به اين معني است كه موانع غيرتعرفه‌اي عملاً همانند نرخ هزينه مؤثر واردات عمل مي‌كنند و چنانچه در الحاق به سازمان جهاني تجارت بخواهيم از آن استفاده كنيم مي‌توان اين استنباط را داشت كه به راحتي مي‌توان به جاي موانع غيرتعرفه‌اي از افزايش تعرفه يا نرخ ارز مؤثر استفاده نمود. اين موضوع غليرغم سادگي آن در فرآيند تعرفه‌سازي (Tariffication) بسيار مهم است كه بجاي هركدام از موانع تعرفه‌اي به چه ميزان تعرفه مي‌توان وضع نمود كه همان ميزان اثر را بر بازرگاني داشته باشد. اين موضوع در مفاد موافقتنامه دور اروگوئه كه بر حذف موانع غيرتعرفه‌اي و تبديل آن به تعرفه تأكيد دارد، بسيار قابل اهميت مي‌تواند باشد. براي اينكه موانع غيرتعرفه‌اي را با توجه به تعبيري كه از آن شد از الگو حذف كنيم، الگوي زير معرفي شده است. به عبارت ديگر با توجه به همخطي موجود بين موانع غيرتعرفه‌اي و نرخ تعرفه در اين الگو خواستيم در تحت شرايط موافقتنامه دور اروگوئه كه حذف موانع غيرتعرفه‌اي را پيشنهاد مي‌كند، به بررسي واردات ادامه دهيم. نتايج برآورد اين الگو كه دلالت بر استحكام پارامترهاي برآورده شده دارد و از لحاظ آماره‌هاي مختلف تأييد مي‌شود. براي تشريح بيشتر فقط به ضرايب اصلي الگو و اثر آن بر واردات زير‌بخش‌هاي نه‌گانه صنعتي اشاره مي‌شود. براي اين منظور از تك تك معادلات ديفرانسيل كلي گرفته شد و اين ديفرانسيل را براي متغيرهاي مجازي، صفر در نظر مي‌گيريم.

  

                     (2)  

در اين معادله i مشخص كننده زير بخش iام صنعتي مي‌باشد و 9، ، 1 = i است. با استفاده از معادله فوق مي‌توانيم اثر تغيير هر كدام از متغيرهاي سمت راست دستگاه معادلات زير را بر ميزان واردات كالا در زير بخش‌هاي نه‌گانه صنعت ارزيابي نماييم.

 

دستگاه معادلات واردات

System SYS_IM_3

R_IMVALD1= C(11)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR1/100) + C(12)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(13)+ C(19)*D54

R_IMVALD2 =C(21)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*(1+IMTR2/100) + C(22)* EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(23)+ C(27) * D62

R_IMVALD3 = C(31)* ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*(1+IMTR3/100)+C(32)* EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(33) + C(35) *D59

R_IMVALD4= C(41)* ERE* WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*(1+ IMTR4/100) + C(42)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(43)

R_IMVALD5 = C(51)* ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*(1+IMTR5/100) +C(52)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(53) +C(58) * D5

R_IMVALD6 = C(61)* ERE* WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*(1+IMTR6/100) + C(62)* EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(63) + C(68)*D5

R_IMVALD7 = C(71)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR7/100) + C(72)* EXOILD/WWSPINDEX_69+C(73) + C(78)*D5

R_IMVALD8= C(81)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*(1+IMTR8/100) + C(82)*EXOILD/WWSPINDEX_69+C(83)+C(84)* D7072

R_IMVALD9 = C(91)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR9/100) + C(92)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(93)

 

نتايج برآورد رگرسيون‌هاي دستگاه معادلات واردات

System SYS_IM_3

Estimation Method: Seemingly Unrelated Regression

Sample: 1353 – 1373

Prob.

T.Statistic

Std.Error

Coefficient

 

0.0035

0.0000

0.0000

0.0000

0.0296

0.0007

0.0000

0.0000

0.0670

0.0000

0.0000

0.0000

0.0184

0.0000

0.0000

0.0000

0.0024

0.0000

0.0000

0.0985

0.0456

0.0129

0.0030

0.0947

0.0003

0.0078

0.0034

0.0577

0.0000

0.0000

0.0000

0.6263

0.0001

0.7398

-2.966134

6.901526

12.74759

-11.66640

-2.195714

3.446800

7.241893

-7.336807

-1.844814

5.217948

11.75494

-14.68422

-2.382578

4.709228

4.912624

-4.323904

3.085880

8.314918

-6.387607

-1.662298

2.015783

2.514564

3.011860

-1.681394

3.676203

2.697678

-2.974679

-1.912098

6.138101

4.918526

-6.125305

-0.487973

3.897924

0.332684

0.174903

0.200799

265.4450

202.0181

0.362489

0.472536

430.6147

243.8156

0.068533

0.095421

82.71777

55.63075

0.103480

0.120597

91.80128

0.608323

0.765917

584.2756

187.2083

0.139912

0.235276

138.9890

140.4669

0.156617

0.242957

146.2928

135.2533

3.013448

3.571851

3204.367

1293.499

0.148689

0.196745

153.1939

-0.518786

1.385819

3383.783

-2356.824

-0.795923

1.628738

3118.466

-1788.828

-0.126430

0.497903

972.3419

-816.8943

-0.246549

0.567919

450.9852

-2.630330

2.363527

4558.867

-1195.813

-0.232576

0.474265

349.4968

423.0665

-0.263335

0.893159

394.6508

-402.3350

-5.762009

21.92438

15760.76

-7923.075

-0.72556

0.766897

50.96516

C(11)

C(12)

C(13)

C(19)

C(21)

C(22)

C(23)

C(27)

C(31)

C(32)

C(33)

C(35)

C(41)

C(42)

C(43)

C(51)

C(52)

C(53)

C(58)

C(61)

C(62)

C(63)

C(68)

C(71)

C(72)

C(73)

C(78)

C(81)

C(82)

C(83)

C(84)

C(91)

C(92)

C(93)

2.13E + 42

Dererminant residual covariance

Observations: 21

Eauation: R_IMVALD1= C(11)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69 *(1+IMTR1/100) + C(12)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(13)+ C(19)*D54

1485.392

978.0471

1327230

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.930626

0.918384

279.4143

2.147650

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD2 = C(21)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR2/100) + C(22)*EXOILD/WWSPINDEX_69+C(23)+C(27)*D62

1675584

1182156

781590

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.720407

0.671067

677.9983

1.180833

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD3 = C(31)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR3/100) +C(32)*EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(33) + C(35)*D59

337.2711

317.3877

336399.9

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.833027

0.803561

140.6706

1.234549

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation:R_IMVALD4= C(41)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69*

(1+ IMTR4/100) + C(42)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(43)

577.9393

320.8924

541235.0

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.737193

0.707992

173.4030

2.119965

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD5 = C(51)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR5/100) + C(52)*EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(53) + C(58)*D5

4119.039

1731.653

21237361

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.645882

0.583390

1117.701

1.659901

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD6 = C(61)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR6/100) + C(62)*EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(63) + C(68)*D5

535.8284

474.0066

1131825

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.748128

0.703680

258.0270

1.446970

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD7 = C(71)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR7/100) + C(72)*EXOILD/WWSPINDEX_69+C(73) + C(78)*D5

553.9593

380.1075

1360395

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.529215

0.446136

282.8838

0.932110

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD8 = C(81)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR8/100) + C(82)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(83) + C(84)* D7072

15344.41

9900958

4.67E+08

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.761723

0.719674

5242.140

1.915563

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_IMVALD9 = C(91)* ERE* WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR9/100) + C(92)* EXOILD/WWSPINDEX–69 + C(93)

331.3816

396.3622

1356238

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.568360

0.520400

274.4933

1.515959

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

با استفاده از نتايج به دست آمده در الگوهاي برآورد شده، مي‌توان اذعان داشت كه موانع غيرتعرفه‌اي اثر بسيار شديدي بر واردات دارند و در كوتاه مدت مي‌توانند اثرات بسزايي در حجم واردات داشته باشند، ولي در بلند مدت با توجه به اينكه وارد كنندگان تدابيري انديشيده و موانع غيرتعرفه‌اي را دور مي‌زنند و راه حل‌هايي براي آنها پيدا مي‌كنند، اين موانع عملاً كم اثر مي‌شود. به عبارت ديگر واردكنندگان مفرهاي قانوني و غيرقانوني موجود براي فرار از موانع مزبور را مي‌يابند و با استفاده از اين مفرها از محدوديت‌هاي نسبي اين موانع مي‌گريزند. اين موضوع نه تنها در ايران بلكه در همة كشورها مشاهده مي‌شود. به هر حال اين امر به معني عدم تأثير موانع غيرتعرفه‌اي نيست. با توجه به الگوهاي مياني درمي‌يابيم كه در زير بخش صنايع كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي زماني كه ورود اينگونه كالاها مجاز شناخته مي‌شود، ميزان 152 ميليون دلار به واردات اين زيربخش افزوده مي‌شود. اين رقم در اصل، مفهوم كوتاه مدت اثر مجاز شناختن واردات كالاهاي اين زيربخش تحت اثر متغير مانع غيرتعرفه‌اي IM4N2 تلقي مي‌شود. در زيربخش صنايع شيميايي و ذغال سنگ و لاستيك و پلاستيك، متغير كيفي غيرمجاز بودن IM5N1 واردات، سبب كاهش 452 ميليون دلار واردات كالا در اين زير بخش شده است. در زيربخش صنايع محصولات كاني غيرفلزي نيز همين دو مانع غيرتعرفه‌اي اثر عمده‌اي را بر واردات اين زيربخش گذاشته‌اند. با توجه به اينكه ضريب مانع غيرتعرفه‌اي يك (IM6N1) در اين زيربخش منفي مي‌باشد مي‌توان دريافت كه عملاً متغير مجازي اين معادله در حال توصيف پديده ديگري است كه مقارن با وقوع محدوديت غيرمجاز بودن واردات شده است. به طور كلي موانع غيرتعرفه‌اي كه به صورت متغيرهاي مجازي در الگوها وارد شده است عملاً مبحث اثرات كوتاه مدت را در الگوها وارد مي‌نمايد. به عبارت ديگر با توجه به اينكه اينگونه متغيرها در زمان‌هاي خاصي مقادير يك مي‌گيرند كه اين محدوديت‌ها اعمال مي‌شوند، اثر اين محدوديت‌ها در طول زمان با يافتن راه‌حل‌هايي توسط وارد‌كنندگان عملاً كمرنگ شده و سبب مي‌شود كه پس از مدتي كارايي خود را از دست بدهند. به هر حال برخي موانع غيرتعرفه‌اي كه در الگوهاي مياني آورده شدند، عملاً از لحاظ آماري بي‌معني نيز بودند كه اين امر به دليل وجود پديده فوق است. مستمرترين موانع غيرتعرفه‌اي كه آثار وضع آنها ديرتر از بين مي‌رود، محدوديت‌هاي مجاز يا غيرمجاز نمودن واردات است كه در الگوي اخير نيز هنوز در برخي از زيربخش‌هاي صنعتي با معني بوده و از الگو حذف نشده است. به عبارت ديگر، چنانچه وزارت صنايع، مجوز ورود براي كالاهاي صنعتي صادر نموده و يا مجوز ورود را لغو نموده باشد، بيشترين اثر را در كنترل حجم واردات صنعتي داشته است.

 

عرضه صادارت در زيربخش‌هاي صنعت

مشابه تابع تقاضاي واردات، عرضه صادرات، تابعي از نرخ ارز، قيمت كالاهاي خارجي، قيمت كالاهاي داخلي و ميزان درآمد خارجيان مي‌باشد. وجود نرخ‌گذاري‌هاي متعدد و چندگانه در ارز خارجي ما را بر آن داشت تا نرخ ارز مؤثر كه ميانگين وزني نرخ‌هاي مختلف ارز است را در محاسبات بكار بريم. شاخص قيمت عمده فروشي كالاها در جهان و شاخص قيمت كالاهاي صادراتي در ايران به عنوان متغيرهاي قيمت‌هاي خارجي و داخلي در نظر گرفته شدند. به اين ترتيب معادله صادرات براي زير بخش iام به شكل زير تعريف مي‌شود:

(3)                                                    

 

 

 

معادله فوق يك رگرسيون خطي برحسب پارامترهاي C(C), C(B), C(A) مي‌باشد و متغيرهاي آن به شكل زير تعريف مي‌شوند.

مقدار صادرات زير بخش صنعتي i در زمان t به قيمت ثابت سال 1369

R_IMVALDit

نرخ ارز مؤثر (تعداد ريال بر حسب هر واحد دلار) در زمان t

EREt

شاخص قيمت عمده فروشي جهاني 100 = 1369 در زمان t

WWSPINDEX_69

شاخص قيمت كالاهاي صادراتي در ايران 100 = 1369 در زمان t

WSPIIMC_69t

شاخص توليد ناخالص جهاني در زمان t سال پايه 100 = 1364

WGDPt

جمله اخلال

Ut

انديس زير‌بخش‌هاي نه‌گانه صنعتي

i = 1,…,9

انديس زمان

T=1353-1373

در اين معادله، متغيرهاي درون كروشه به مفهوم درآمد حقيقي مؤثر صادرات مي‌باشد. با توجه به اينكه ارقام سري زماني تعرفه خارجيان بر كالاهاي صادراتي ما در اختيار نبود. نتوانستيم در زمان برآورد الگو از آن استفاده كنيم. چنانچه اين سري در اختيار قرار مي‌گرفت، طراحي الگو مي‌بايست به شكل زير باشد:

                                       (4)

كه در ان EXTRi نرخ تعرفه خارجيان بر كالاهاي صادارتي ايران به درصد است. حال با عدم وجود يك سري منسجم از ارقام تعرفه خارجيان، الگو را در ابتدا بدون توجه به اثر نرخ تعرفه برآورد نموده و سپس براي سال‌هايي كه ارقام آن وجود دارد از آنها براي شبيه‌سازي الگو استفاده خواهيم كرد. در آن سال‌هايي كه ارقام وجود دارد، مي‌توانيم مقدار C(A) را بر (1-EXTRi/100) تقسيم نموده و اثر تعرفه خارجيان را بر ضريب C(A) كه ضريب درآمد مؤثر حقيقي صادرات است منتقل نماييم. اين عمل براي محاسبه تغييرات اثر كاهش نرخ‌هاي تعرفه خارجيان در صورت پذيرش موافقتنامه دور اروگوئه، بسيار مورد استفاده خواهد بود. به هر حال در زمان شبيه‌سازي به اين بحث خواهيم پرداخت. مشتقات جزئي تابع فوق نسبت به اجزاء آن از قرار زير است:

با توجه به مشتقات جزئي فوق توقع داريم كه در برآورد معادله فوق براي هر زيربخش پارامترهاي برآورد شده  C(B), C(A) مثبت باشند. با توجه به اينكه معادله فوق براي 9 زيربخش صنعتي تعريف مي‌شود، تشكيل يك دستگاه معادلات رگرسيوني همزمان با 9 معادله را مي‌دهد كه در دستگاه معادلات زير به طور مشخص آورده شده است. در اين دستگاه، انديس پارامترها دورقمي تعريف مي‌شود كه رقم اول آن انديس بخش و رقم دوم آن، مشخص كننده متغيرهاي مربوط به معادله مي‌باشد. همانند بخش واردات، سياست‌هاي غيرتعرفه‌اي را نيز مي‌توان درون الگو ملحوظ داشت. در اينجا از متغيرهاي كيفي زير براي تعريف سياست‌هاي غيرتعرفه‌اي در صادرات استفاده مي‌كنيم:

1-      صادرات مجاز

2-      صادرات عمدتاً مشروط

3-      واردات در مقابل صادرات مجاز است (بدون محدوديت)

4-      مجوزهاي خاص (استاندارد، بهداشت، )

5-      واردات در مقابل صادرات بسيار محدود يا منتفي است (همانند كشورهاي آسياي ميانه)

6-      تخفيف در پيمان ارزي (مواردي كه تخفيف پيمان از 10% تا 30% يا بيشتر معمول بوده است)

7-      پيمان ارزي

8-      قيمت گذاري الزامي‌است (قبل از صدور كالا توسط كميسيون نرخ گذاري تعيين قيمت مي‌شود)

9-      پيمان ارزي تقريباً صوري است (در مواردي كه عليرغم اخذ تعهد يا پيمان، به لحاظ عدم ضرورت احراز اعتبار صادراتي بصورت جدي برقرار نبوده ولي در هر حال صدور مجوز يا ادامه صادرات، صادر كننده را موكول به ‌ايفاي تعهدات ارزي وي مي‌نمايد)

10-   پيمان ارزي صوري است (پيمان اخذ شده ولي بدون اينكه پشتوانه‌اي براي اطمينان از ايفاي تعهد اخذ شود)

11-   صادرات مشروط

12-   صادرات غير مجاز

با توجه به همبستگي كامل يا عدم همبستگي كامل يا عدم تغيير برخي از متغيرهاي كيفي نام برده شده در درون زيربخش‌هاي مختلف صنعتي، اجباراً تعداد زيادي از آنها را حذف نموديم. ساير متغيرهاي مجازي مربوط به وقايع خاص دوران نمونه همانند مباحث ذكر شده در بخش واردات نيز با پيشوند D شروع شده و همانند قبل تعريف مي‌شود. اين دستگاه را همانند دستگاه واردات به روش "رگرسيون‌هاي به نظر نامرتبط" برآورد مي نماييم. نتايج حاصل نشان دهنده انتظارات تئوريك از معادلات زير بخش‌ها مي‌باشد، و به طور كلي قدرت توضيح دهندگي رگرسيون‌ها قابل قبول است و آماره‌هاي t و احتمالات منسوب به آن حكايت از تأييد پارامترهاي برآورد شده مي‌كند. پايين بودن آماره Durbin-Watson نشان دهنده خطاي تصريح در برخي از الگوها به دليل رفتارهاي خاص در اثر سياست‌ها يا وقايع مشخص مي‌باشد. كه به عبارت ديگر وقايع خاص كيفي، روند صادرات زيربخش‌ها را تحت تأثير خود گذاشته است. ورود متغيرهاي كيفي سياست‌گذاري‌هاي غيرتعرفه‌اي عملاً سبب آن شد كه برخي از متغيرها كه قبلاً از لحاظ ويژگي‌هاي آماري مورد تأييد بودند، ديگر بامعني نباشند، اين امر به دليل وجود همخطي غيركامل و در برخي اوقات شديد بين متغيرهاي كيفي مربوطه و متغيرهاي اصلي الگوها مي‌باشد. شدت اين ارتباط در بخش صادرات بسيار كمتر از واردات است. برآورد اين الگو نمايشگر روند حركت جملات اخلال در حول و حوش رگرسيون‌ها مي‌باشد. چنانچه اين الگو را بدون دخالت موانع غيرتعرفه‌اي و فقط با استفاده از متغيرهاي كيفي ديگر برآورد نماييم، همچنان پاسخهاي به دست آمده از قدرت توضيح دهندگي بالايي برخوردارند. از اين الگو مي‌توانيم براي انجام بررسي‌هاي لازم در بخش صادرات استفاده نماييم. براي تشريح بيشتر اثر تغييرات متغيرهاي اصلي بر ميزان صادرات، مي‌توان از تك تك معادلات الگو ديفرانسيل كلي گرفت. براي سهولت بحث ديفرانسيل، كليه متغيرهاي مجازي را صفر در نظر مي‌‌گيريم. معادله زير حاصل اين ديفرانسيل است:

 (6)                                               

     

در اين معادله، i مشخص كننده زير بخش iام صنعت مي‌باشد و 9،،1 = i است. با استفاده از اين معادله، مي‌توانيم اثر تغيير هر كدام از متغيرهاي سمت راست را بر ميزان صادرات كالا در زير بخش‌هاي نه‌گانه صنعت به دست آوريم. ولي همانطور كه ذكر شد در اين معادله، نرخ تعرفه خارجيان بر كالاهاي صادراتي ايران وارد نشده كه در هنگام شبيه‌سازي با استفاده از توضيحات داده شده در مورد اثر نرخ تعرفه خارجيان استفاده خواهد شد.

دستگاه معادلات صادرات

System SYS_IM_3

R_EXVALD1 = C(11)* ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+ C(12)*WGDP + C(13)+C(15)*D56 + C(16)*D2

R_EXVALD2 = C(21)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(22)*WGDP +C(23)+C(25)*D2

R_EXVALD3 = C(31)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(32)*WGDP +C(33)+C(35)*D72 + C(36)*D71

R_EXVALD4 = C(41)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(42)*WGDP +C(43)+ C(45)*D72

R_EXVALD5 = C(51)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(52)*WGDP +C(55)* D72 + C(56)*D1

R_EXVALD6 = C(61)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(62)*WGDP +C(63) + C(65)*D56 + C(66)*D1

R_EXVALD7 = C(71)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(72)*WGDP +C(73) + C(75)*D7072

R_EXVALD8 = C(81)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(82)* WGDP +C(83) + C(85)*D72

R_EXVALD9 = C(91)*ERE* WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(92)* WGDP +C(93) + C(95)*D56 + C(96)* D72 + C(97)*D1

 

نتايج برآورد رگرسيون‌هاي دستگاه معادلات صادرات

System SYS_EX_3

Estimation Method: Seemingly Unrelated Regression

Sample: 1353 – 1373

Prob.

T.Statistic

Std.Error

Coefficient

 

0.0000

0.0000

0.0001

0.0025

0.0000

0.0006

0.0000

0.0000

0.0000

0.0024

0.0082

0.0000

0.0000

0.0000

0.0006

0.0000

0.0000

0.0000

0.0220

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0083

0.0000

0.0000

0.0051

0.0000

0.0113

0.0000

0.0035

0.0082

0.0370

0.0000

0.0002

0.0000

4.987942

6.616597

-3.973158

-3.083681

6.284604

3.526575

4.379884

-4.397676

5.393102

3.094821

2.682410

13.07180

-24.45909

-12.98491

3.507102

4.079664

3.536224

-13.40884

5.608611

9.698973

-2.317003

-8.634393

-13.53701

5.074978

7.412393

-2.678266

-8.340702

-5.544348

2.849208

6.071383

-2.567571

-8.838065

2.973052

2.680934

2.106072

-8.157713

0.005706

0.149003

14.86540

7.514334

2.160576

0.145252

3.738763

360.3573

69.30395

0.000253

0.006446

0.941949

0.439770

0.248770

0.000872

0.021854

2.923777

1.489314

0.021303

0.582605

66.97368

2947560

14.50240

0.003421

0.098139

9.243966

3.824943

3.126849

0.025659

0.713146

79.74966

23.71709

0.055424

1.386887

187.4838

96.57383

0.028461

0.985891

-56.06259

-23.17181

13.57837

0.512241

16.37535

-1584.735

373.7633

0.000783

0.017290

12.31297

-10.75638

-3.230249

0.003060

0.089159

10.33913

-19.96998

0.119478

5.650667

-155.1782

-254.5040

-196.3191

0.017360

0.727448

-24.75780

-31.90271

-17.33634

0.073109

4.329779

-204.7629

-209.6131

0.164778

3.718153

394.8542

-787.8215

C(11)

C(12)

C(13)

C(15)

C(16)

C(21)

C(22)

C(23)

C(25)

C(31)

C(32)

C(33)

C(35)

C(36)

C(41)

C(42)

C(43)

C(45)

C(51)

C(52)

C(53)

C(55)

C(56)

C(61)

C(62)

C(63)

C(65)

C(66)

C(71)

C(72)

C(73)

C(75)

C(81)

C(82)

C(83)

C(85)

0.0002

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

3.763080

5.779574

10.84779

-8.537027

-26.23183

-13.77379

0.000558

0.015285

1.725584

0.725727

0.637134

0.390564

0.002101

0.088343

18.71877

-63195547

-16.71320

-5.379545

C(91)

C(92)

C(93)

C(95)

C(96)

C(97)

1.17E+13

Dererminant residual covariance

Observations: 20

Eauation: R_EXVALD1= C(11)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(12)* WGDP + C(13)+C(15)*D56 + C(16)*D2

45.92161

29.25046

2354.852

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.855141

0.816512

12.52957

1.137438

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD2= C(21)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_ 69 + C(22)* WGDP +C(23)+C(25)* D2

634.2632

582.6447

1511438.

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.765669

0.721732

307.3514

1.134681

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD3 = C(31)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(32)* WGDP +C(33)+C(35)* D72 + C(36)* D71

1.323479

2.891297

4.222663

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.973414

0.966325

0.530576

0.887665

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD4 = C(41)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(42)* WGDP +C(43) + C(45)*D72

2.522678

6.266789

48.09589

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.935544

0.923458

1.733780

0.54526

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD5 = C(51)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(52)*WGDP +C(55)*D72+C(56)* D1

100.0579

147.6121

30266.44

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.926892

0.907397

44.91952

1.514666

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD6 = C(61)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(62)* WGDP +C(63) + C(65)* D56+C(66)* D1

16.67455

17.56849

904.2507

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.845806

0.804688

7.764237

0.894437

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD7 = C(71)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 +C(72)*WGDP +C(73) + C(75)* D7072

105.1372

156.6973

45555.24

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.902352

0.884043

53.35918

1.339812

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD8 = C(81)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(82)* WGDP +C(83) + C(85)*D72

138.0336

276.2143

193987.3

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.866178

0.841086

110.1100

0.743159

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

Eauation: R_EXVALD9 = C(91)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(92)*WGDP +C(93) + C(95)*D56+C(96)* D72+ C(97)* D1

3.043514

5.248478

21.03181

Mean dependent var

S.D. dependent var

Sum squared resid

0.959816

0.945464

1.225672

1.337432

R- Squared

Adjusted  R – squared

S.E. of regression

Durbin – Watson stat

با توجه به محاسبات انجام شده در حالتهاي مختلف الگوي بخش صادرات، مي‌توان نتيجه گرفت كه برخي متغيرهاي كيفي موانع غيرتعرفه‌اي، داراي اثرات زيادي در تحديد يا تشويق صادرات كالاهاي صنعتي دارند. موانع مجاز بودن صادرات، صوري بودن پيمان ارزي و تخفيف در پيمان ارزي و مشروط بودن صادرات همگي برحسب زيربخش‌هاي مختلف، اثرات مختلفي در كنترل حجم صادرات دارند. براي مثال، مجاز بودن صادرات، صوري بودن پيمان ارزي و تخفيف در پيمان ارزي در زير بخش صنايع غذايي، آشاميدني و دخانيات بسيار مؤثر است. در زير بخش صنايع چوب و محصولات چوبي مي‌توان به مانع غيرتعرفه‌اي مشروط بودن صادرات اشاره نمود. در زير بخش صنايع كاغذ، مقوا و چوب همين مانع بسيار مؤثر ديده مي‌شود. در صنايع شيميايي، ذغال سنگ و لاستيك و پلاستيك، مجاز بودن صادرات از لحاظ موانع غيرتعرفه‌اي از اهميت بسزايي برخوردار است. در صنايع محصولات كاني غيرفلزي، مجاز بودن صادرات و تخفيف در پيمان ارزي از متغيرهاي كيفي با معني بوده، در زيربخش صنايع توليد فلزات اساسي، مجاز بودن صادرات، صوري بودن پيمان ارزي و تخفيف در پيمان ارزي، عوامل مؤثري مي‌باشند. در صنايع ماشين‌آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي به اهميت مجاز بودن صادرات وتخفيف در پيمان ارزي مي‌توان اشاره نمود و در ساير صنايع توليدي، مجاز بودن صادرات، مشروط بودن صادرات و تخفيف در پيمان اثرگذار مي‌باشد. به هر حال در مجموع، با توجه به حذف تدريجي متغيرهاي مجاز كم معني‌تر از الگو، واضح شد كه شرط مجاز بودن صادرات بيشترين اثر را در كنترل صادرات صنعتي دارد. در مجموع، متغير مجاز بودن صادرات در همه معادلات توانسته است خود را به نحو قوي‌تر معرفي نمايد.

در تعبير موانع غيرتعرفه‌اي صادرات همچنان بايد متذكر شد كه اينگونه موانع، در كوتاه مدت اثر چشمگيري داشته ولي در بلند مدت، صادركنندگان راه‌حل‌هايي براي رفع آنها پيدا نموده و نتيجتاً موانع را دور زده و به كار خود ادامه مي‌دهند. با توجه به اين امر در بلند مدت، اثرات موانع غيرتعرفه‌اي را ناكارآمد تلقي مي‌كنيم. لذا اين الگو با توجه به وقايع خاص زمان‌هاي مختلف از لحاظ تغييرات عمده در صادرات با استفاده از متغيرهاي مجازي ارائه گرديده است.

 

تراز بازرگاني خارجي در زير‌بخش‌هاي صنعت و اثر عضويت در سازمان تجارت جهاني

در بخش‌هاي قبلي توانستيم به الگوهاي واردات و صادرات در زير‌بخش‌هاي مختلف صنعتي برسيم. اين الگوها عملاً ساختار بازرگاني خارجي در زيربخش‌هاي صنعتي را مشخص مي‌نمايند. از لحاظ مباحث عضويت در سازمان تجارت جهاني اهميت و تأييد، بيشتر بر ضريب متغير تعرفه مي باشد. به عبارت ديگر مي‌خواهيم بدانيم اثر كاهش تعرفه‌ها وارداتي بر كالاهاي خارجي و همچنين بر تعرفة وارداتي خارجيان بر كالاهاي صادراتي ما چه اثر بر حجم واردات و صادرات زيربخش‌هاي صنعتي دارد. قبل از ورود به اين بحث مناسب است كه بدانيم تراز تجاري زيربخش‌هاي صنعتي بر حسب مقادير دلاري و مقادير كالايي نشان مي‌دهند كه فزوني واردات بر صادرات، در اكثر زيربخش‌ها به وضوح ديده مي‌شود. براي سال 1373 مقادير اين ترازها در حدول زير آورده شده‌اند. در صفحات بعد، مقادير اين جدول را با بررسي سناريوهايي در ارتباط با آثار و تبعات الحاق به سازمان تجارت جهاني بررسي خواهيم نمود تا بتوان به اين سئوال اساسي پاسخ داد كه آيا الحاق مزبور سبب بهبود تراز بازرگاني خارجي زيربخش‌هاي صنعتي خواهد شد يا خير؟

 

بازرگاني خارجي زير بخش‌هاي صنعتي در سال 1373 (ميليون دلار)

زيربخش‌هاي صنعت

واردات حقيقي

صادرات حقيقي

تراز تجاري حقيقي

واردات دلاري اسمي

صادرات دلاري اسمي

تراز تجاري

نساجي، پوشاك و چرم

8/311

5/139

3/172-

1/873

5/137

6/732-

توليد فلزات اساسي

5/160

3/2438

8/2277

4/449

5/2404

9/1954

محصولات كاني وغيرفلزي

6/8

8/2

8/5-

0/24

8/2

3/21-

شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك

7/98

4/9

3/89-

4/276

3/9

1/267-

غذايي، آشاميدنيها و دخانيات

8/663

2/429

6/234-

8/1858

2/423

7/1435-

چوب و محصولات چوبي

8/47

9/62

4/21

0/134

3/68

7/65-

ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي

2/33

0/364

8/330

0/93

9/358

9/265

ساير صنايع توليد

7/2045

1/511

7/1534-

4/5728

9/503

4/5224-

كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي

8/30

5/6

3/24-

2/86

4/6

7/79-

كل صنعت

1/3401

0/3970

0/569

4/9523

6/3914

8/5608-

مأخذ: بيدآباد (1375).

 

جدول زير با استفاده از نتايج دو الگوي SYS_EX_3, SYS_IM_3 تشكيل شده است. در ستون آخر اين جدول جمع جبري پارامترهاي واردات و صادرات كه مربوط به متغير اصلي قيمت‌ها و هزينه حقيقي مؤثر واردات و صادرات مي‌باشد، آورده شده است. ارقام ستون‌هاي سوم، ششم، و هفتم اين جدول، حاكي از افزايش در ميزان صادرات يا كاهش در واردات يا اثر بر تراز تجاري زيربخش هاي صنعتي در اثر افزايش يك واحد نرخ مؤثر دلار، افزايش 100% نرخ تعرفه بر واردات، افزايش يك واحد شاخص قيمت عمده فروشي كالاهاي خارجي در خارج و يا كاهش يك واحد در شاخص قيمت كالاها (وارداتي يا صادراتي) در داخل كشور مي‌باشد.

 

نتايج الگوهاي رگرسيون واردات و صادرات بر حسب زيربخش‌هاي صنعتي

زيربخش‌هاي صنعت

شماره پارامتر

ضريب هزينه حقيقي مؤثر واردات

ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات بدون احتساب تعرفه

نرخ تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاي صنعتي قبل از الحاق[7]

ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات با احتساب تعرفه[8]

جمع ضرايب صادرات و واردات

نساجي، پوشاك و چرم

11

5188/0-

0285/0

061/0

0304/0

4884/0-

توليد فلزات اساسي

21

7959/0-

5122/0

122/0

5734/0

2225/0-

محصولات كاني وغيرفلزي

31

1264/0-

0008/0

035/0

0008/0

1256/0-

شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك

41

2465/0-

0031/0

035/0

0032/0

2433/0-

غذايي، آشاميدنيها و دخانيات

51

6303/2-

1195/0

067/0

1281/0

5022/2-

چوب و محصولات چوبي

61

2326/0-

0174/0

023/0

0178/0

2148/0-

ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي

71

2633/0-

0731/0

037/0

0759/0

1874/0-

ساير صنايع توليد

81

2620/5-

1648/0

048/0

1731/0

5889/5-

كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي

91

0726/0-

0021/0

055/0

0022/0

0704/0-

كل صنعت

-

-

-

063/0

-

-

 

همانطور كه قبلاً توضيح داده شد، به دليل اينكه آماري در مورد نرخ تعرفه موزون كشورهاي خارجي براي كالاهاي صادراتي ايران به طور سري زماني وجود ندارد، عملاً ضرايب به دست آمده در سيستم معادلات صادرات براي متغير درآمد حقيقي در معادله صادرات، به طور ضمني شامل اثر نرخ موزون تعرفه نيز مي‌باشد. لذا براي اينكه ضرايب به دست آمده در معادله برآوردي را به حالت قابل استفاده براي اندازه‌گيري اثر تعرفه تبديل كنيم، بايد پرانتز (1-EXTRi/100) را از درون ضريب C(A) در معادلات صادرات خارج كنيم تا ضريب C(A) در معادله جديد (3) مفهوم C(A) در معادله (4) را داده و نتيجتاً با مقادير مشابه آن در قسمت واردات كه ضريب C(A) در معادله (1) است، قابل مقايسه باشد. براي اين كار نرخ‌هاي تعرفه كشورهاي پيشرفته صنعتي بر كالاهاي صنعتي قبل از دور اروگوئه را به عنوان يك كميت تقريبي جهت اصلاح اين ضرايب به كار برديم. با اين شرح، ارقام ستون ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات با احتساب نرخ تعرفه از طريق تقسيم مقادير ستون ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات بدون احتساب نرخ تعرفه بر (1-EXTRi/100) محاسبه مي‌شود كه مقادير EXTRi از ستون نرخ تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاهاي صنعتي قبل از دور اروگوئه آورده شده‌اند.

همانطور كه از ستون آخر جدول فوق واضح است، افزايش يكسان در نرخ موثر ارز يا قيمت‌هاي خارجي يا كاهش يكسان در قيمت كالاهاي صادراتي و وارداتي در داخل كشور سبب بدتر شدن تراز تجاري زير‌بخش‌هاي صنعتي خواهد شد. حالا با توجه به شرايط سازمان تجارت جهاني، اثر تغيير در ميزان واردات و صادرات و تراز تجاري زير بخش‌هاي صنعتي را بررسي مي‌كنيم. بر اساس مفاد موافقتنامه‌ها، كاهش تعرفه خارجيان بر كالاهاي صادراتي ما بيشتر از كاهشي خواهد بود كه ما بر تعرفه وارداتي كالاهاي آنها وضع كرده‌ايم. در اين حالت، ميزان افزايش در صادرات و واردات به يك ميزان و متناسب با ارقام ستون‌هاي جدول فوق نخواهد بود. در اين ارتباط سناريوي زير را در نظر مي‌گيريم كه در جدول زير آورده شده است. اين جدول، از جداول تعرفه كشورهاي توسعه نيافته بر كالاهاي صنعتي و تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاهاي صنعتي استفاده شده است[9].

در جدول زير ارقام ستون اول بيانگر نرخ تعرفه واردات (توسط ايران بر كالاهاي خارجي) قبل از قبول موافقتنامه‌ها مي‌باشد كه از آمار نرخ تعرفه مؤثر هر زيربخش صنعت در سال 1373 آورده شده است. در اين سناريو، عملاً فرض بر اين است كه كه ميزان كاهش تعرفه ما بر كالاهاي خارجي حدود 14% است كه بسيار كمتر از ميزان كاهشي است كه خارجيان بر تعرفه كالاهاي صادراتي ما مقرر خواهند ساخت. رقم 14% كاهش در نرخ تعرفه از محاسبات ميانگين وزني كاهش تعرفه به دست آمده است[10]. ارقام ستون دوم از طريق حاصل ضرب ستون اول و «يك منهاي ستون سوم» محاسبه شده است. با توجه به اينكه ارقام تعرفه مؤثر خارجيان بر كالاهاي ايراني موجود نيست، اين ارقام (ستون چهارم) از منابع مختلف استخراج شده است[11]. برخي از ارقام درصد كاهش مندرج در ستون ششم، از حاصل ميانگين ساده زيربخش‌ها محاسبه گرديده است. ستون پنجم كه بيانگر نرخ تعرفه مؤثر خارجيان بر كالاهاي ايراني بعد از الحاق مي‌باشد، از حاصل ضرب ستون چهارم و ششم به دست آمده است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نرخ‌هاي تعرفه جديد واردات و صادرات بر اساس سناريوي طراحي شده در نه زيربخش صنعتي

زيربخش

نرخ تعرفه واردات

توسط ايران بر كالاي خارجي

نرخ تعرفه صادرات

توسط خارجيان بر كالاي ايراني

قبل از الحاق

بعد از الحاق

% كاهش

قبل از الحاق

بعد از الحاق

%  كاهش

نساجي، پوشاك و چرم

8/0%

69/0%

14%-

1/6%

5/4%

26%-

توليد فلزات اساسي

9/4%

21/4%

14%-

2/12%

7/9%

20%-

محصولات كاني وغيرفلزي

2/1%

11/6%

14%-

5/3%

1/1%

69%-

شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك

8/3%

23/3%

14%-

5/3%

1/1%

69%-

غذايي، آشاميدنيها و دخانيات

2/2%

89/1%

14%-

2/6%

2/3%

45%-

چوب و محصولات چوبي

4/9%

08/8%

14%-

3/2%

1/1%

52%-

ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي

9/6%

93/5%

14%-

7/3%

4/1%

62%-

ساير صنايع توليد

5/6%

59/5%

14%-

8/4%

9/1%

60%-

كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي

9/2%

79/6%

14%-

5/5%

4/2%

56%-

كل صنعت

5%

4/3%

14%-

3/6%

8/3%

40%

 

با احتساب اين نرخ‌هاي تعرفه، ميزان صادرات و واردات كشور برحسب سناريوي فوق حاصل حل دو الگوي SYS_EX_3, SYS_IM_3 براي مقادير واردات و صادرات كالا در زير‌بخش‌هاي صنعتي بوده به طوري كه تمام متغيرهاي ديگر آن مطابق با وضعيت سال‌هاي 1372-1353 باشد[12]. به عبارت ديگر فرض مي‌كنيم سطح توليد جهاني، درآمدهاي نفتي ايران، شاخص‌هاي قيمت عمده فروشي جهاني، ارزش واحد صادرات، نرخ مؤثر ارز، شاخص قيمت كالاهاي وارداتي در داخل كشور و شاخص قيمت كالاهاي صادراتي در داخل كشور، همگي در سطح سال‌هاي 1372-1353 باقي بماند و فقط نرخ تعرفه به ميزان جدول فوق در تمام سالهاي دورة مورد نظر كاهش يابد[13]. با توجه به اينكه متغير اخير، مستقيماً در توابع واردات SYS_IM_3 وارد شده است، در انجام اين محاسبه در بخش واردات دچار اشكال چنداني نخواهيم شد. به عبارت ديگر با توجه به معادله (2) مي‌توان به راحتي استنباط كرد كه چگونه مي‌توان اثر تغييرات نرخ تعرفه را وارد محاسبات نمود. در توابع صادرات SYS_ES_3 اين متغير، به دليل عدم وجود سري‌هاي زماني لازم در مورد تعرفه خارجيان بر كالاهاي كشور وارد الگو نشده است. با توجه به معادله (6) و مقايسه آن با معادله (2) مي‌توان دريافت كه اثر كاهش تعرفه خارجيان بر كالاهاي صادراتي كشور را مي‌توان از طريق كاهش پارامتر اصلي الگو كه ضريب درآمد مؤثر صادرات C(A) است به دست آورد. براي اين كار همانطور كه در جدول فوق آورده شده است، ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات با احتساب نرخ تعرفه از طريق تقسيم ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات بدون احتساب نرخ تعرفه بر يك منهاي نرخ تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاهاي صنعتي قبل از الحاق محاسبه شده است.

بر اساس دستگاه معادلات SYS_EX_3, SYS_IM_3 و جدول فوق چهار مرحلة شبيه‌سازي براي واردات و صادرات قبل از الحاق و بعد از الحاق تعريف مي‌نماييم. مرحلة اول وظيفه شبيه‌سازي متغيرهاي واردات و صادرات دلاري و حقيقي، تراز تجاري دلاري و حقيقي و مزيت نسبي آشكار را در كليه زير‌بخش‌هاي صنعتي و كل بخش صنعت براي زماني كه ايران ملحق به سازمان تجارت جهاني نشده است را عهده‌دار است. مرحلة بعدي همين شبيه‌سازي را براي حالتي كه نرخ‌هاي تعرفه بر اساس حدول فوق كاهش داده شده است را محاسبه مي‌نمايد. مرحلة سوم تفاوت مقادير متغيرهاي فوق در قبل و بعد از الحاق به سازمان جهاني تجارت و مرحلة چهارم متوسط درصد تغييرات متغيرهاي مزبور را در قبل و بعد از الحاق به سازمان جهاني تجارت محاسبه مي‌نمايد. اين محاسبات كلاً براي سال‌هاي 1372-1353 براي تمام سال‌ها انجام مي‌شود.

به عبارت ديگر فرض مي‌كنيم در سال‌هاي 1372-1353 ايران عضو سازمان جهاني تجارت نيست، در اين حالت در مرحلة اول مقادير برازش داده شده واردات، صادرات و تراز تجاري بر حسب مقادير اسمي و حقيقي و شاخص مزيت نسبي آشكار[14] را براي تمام زير بخش‌هاي صنعتي و كل صنعت محاسبه مي‌نماييم. مرحلة دوم اقدام به اضافه كردن اثر كاهش تعرفه در الگوها نموده و از اينجا مقادير متغيرهاي فوق را براي سال‌هاي مختلف يعني دوره 20 ساله مذكور محاسبه مي‌نمايد. مفهوم مقادير اين متغيرها به معني اثر عضويت ايران در سازمان جهاني تجارت مي‌باشد. تفاوت مقادير در مرحلة فوق تفاوت قبل و بعد از عضويت مي‌باشد كه در مرحلة سوم محاسبه مي‌شود. در اين مرحله كليه مقادير برازش داده شده حاصل از دو مرحلة فوق براي تمام متغيرهاي ذكر شده در فوق و براي تمام زير بخش‌ها و براي تمام سال‌هاي دوره تك به تك محاسبه مي‌شود. بايد توجه كرد كه اين مقايسه بين مقادير برازش داده شده انجام مي‌گيرد و تفاوت مقادير برازش داده شده با هم محاسبه مي‌شود و نه تفاوت مقادير واقعي قبل از الحاق و برازش داده شده بعد از الحاق. براي محاسبه درصد تغييرات مقدار هر متغير در هر زيربخش و در هر سال از دوره بيست ساله ذكر شده، مرحلة چهارم مورد استفاده قرار مي‌گيرد. در اين مرحله، درصد تغييرات مقادير متغيرهاي فوق را در هر سال و براي هر زيربخش براي حالت بعد از عضويت نسبت به قبل از عضويت در سازمان جهاني تجارت محاسبه مي‌كند. با توجه به اينكه مقايسه سال به سال متغيرها ممكن است با توجه به وقايع مختلفي كه در طول دوره بيست ساله گذشته واقع شده است، سبب اريب نتايج شود، لذا از ميانگين اين متغيرها براي دوره بيست ساله استفاده مي‌كنيم.

مي‌دانيم كه مجموع مقادير برازش داده شده در رگرسيون از لحاظ نظري با مجموع مقادير واقعي مساوي است. لذا ميانگين‌ها آنها نيز مساوي هم مي‌باشند. از طرفي كميت‌هاي ميانگين معمولاً مقادير با ثباتي هستند و بهتر مي توانند در زماني كه نقاط پرت در دامنه ارقام به كار گرفته شده نباشد، به عنوان شاخصي از وضعيت متغيرهاي آماري باشند. لذا، مقايسه در شبيه‌سازي‌ها بر اساس مقادير برازش داده شده و ميانگين‌هاي بيست‌ساله آنان قرار داده شد، زيرا همانطور كه ذكر شد مجموع مقادير برازش داده شده در روش حداقل مربعات برابر با مجموع مقادير واقعي متغير سمت چپ در هر معادله مي‌باشد و نتيجتاً ميانگين‌هاي آنان مساوي هم هستند. از طرفي براي رفع اريب ناشي از وجود برخي نقاط پرت كه در اثر وقايع خاص يا اشتباهات آماري پديده آمده است، متغيرهاي مجازي خاصي در رگرسيون‌ها به كار برده شد كه اين مقادير سبب اصلاح خطاي آن مقادير مي‌شود. اين متغيرها در معادلات مختلف به كار برده شد كه اين روش به صورتي، تبيين روش‌هاي اصلاح آمار (data trimming) مي‌باشد.

براي ارزيابي توان شبيه‌سازي الگوها از آماره‌هاي متعددي استفاده گرديد كه همگي دلالت بر توانائي شبيه‌سازي الگو در حالت ex-post simulation دارند كه به دليل تفصيل بيشتر از ذكر آن خودداري مي‌شود[15].

پس با احتساب اين موضوع، مقادير متغيرها را به صورت ميانگين به دست آورديم. به عبارت ديگر ميانگين بيست ساله مقاديرمتغيرهاي تراز تجاري، صادرات و واردات برحسب اسمي و به قيمت ثابت و شاخص مزيت نسبي آشكار زير بخش‌هاي صنعتي و كل صنعت محاسبه مي‌شوند. ميانگين‌ها براي شرايط قبل از عضويت و بعد از عضويت و تفاوت‌هاي قبل و بعد از عضويت محاسبه و متوسط درصد تغيير آنها بعد از عضويت نسبت به قبل از عضويت نشان داده خواهند شد.

با توجه به اينكه روش شبيه‌سازي انتخاب شده، ex-post simulation مي‌باشد، روش ارزيابي نتايج به اين شرح است كه چنانچه در بيست سال گذشته با همه وقايع متنوعي كه در دوره مورد نظر اتفاق افتاده اگر ما عضو سازمان جهاني تجارت با شرايط مندرج در جداول فوق از لحاظ كاهش تعرفه مي‌شديم چه اثراتي در متغيرهاي واردات و صادرات اعم از دلاري و حقيقي و تراز تجاري دلاري و حقيقي و مزيت نسبي آشكار اتفاق مي‌افتاد. خلاصة اين محاسبات در جدول زير آورده شده است.

 

نتيجه

بر اساس جدول زير پس از الحاق به سازمان جهاني تجارت به طور متوسط سالانه ميزان 57/0%- به كسري تراز تجاري كل بخش صنعت افزوده خواهد شد. اين رقم براي تراز تجاري حقيقي برابر با 62/0%- مي‌باشد. ميزان صادرات كليه زير‌بخش‌ها بر اساس جدول فوق افزايش خواهد يافت و در مجموع الحاق به اين سازمان سالانه 74/2% بر صادرات بخش صنعت مي‌افزايد. اين رقم براي واردات دلاري 63/0% است. الحاق به سازمان جهاني تجارت سبب بهبود وضعيت زيربخش صنايع محصولات شيميايي از لحاظ مزيت نسبي آشكار شده ولي باقي بخش‌ها از لحاظ اين شاخص متضرر خواهند شد يا شاخص آنان تغيير نخواهد كرد. در مجموع، كل صنعت، مزيت نسبي آشكار 11/0% بهتر خواهد شد. گرچه نرخ رشد صادرات بيش از واردات است ليكن با توجه به سهم بسيار كم صادرات صنعتي از كل صادرات كشور (نفتي و غيرنفتي)، اين افزايش در صادرات به آن ميزان نيست كه بتواند جبران افزايش واردات را در اثر الحاق به سازمان جهاني تجارت بنمايد. از طرفي لازم به ذكر است كه بر اساس جداول ارائه شده نرخ موزون تعرفه در ايران در مقايسه با كشورهاي صنعتي قبل از عضويت در سازمان جهاني تجارت در مجموع كمتر از تعرفه كشورهاي صنعتي بر كالاي صادراتي كشور مي‌باشد، به عبارت ديگر اين امر بيانگر اين موضوع است كه در ابتدا ما نيازمند افزايش نرخ‌هاي تعرفه هستيم (تا كاهش آن) تا بلكه بتوان با كشورهاي صنعتي لااقل از لحاظ نرخ‌هاي تعرفه هم سطح شد. لااقل پس از اين مرحله مذاكره در مورد كاهش نرخ‌هاي تعرفه معني پيدا مي‌كند.

 

درصد تغييرات سالانه بعد از الحاق به سازمان تجارت جهاني در  متغيرهاي اصلي زيربخش‌هاي صنعت

زيربخش‌هاي صنعت

تراز تجاري دلاري

صادرات دلاري

واردات دلاري

تراز تجاري حقيقي

مزيت نسبي آشكار

نساجي، پوشاك و چرم

43/0-

84/0

44/0

45/0-

02/0

توليد فلزات اساسي

19/3-

09/2

75/1

36/2-

37/2-

محصولات كاني وغيرفلزي

24/9-

96/9

68/4

91/6-

43/4-

شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك

44/0-

5/36

45/0

45/0-

02/0

غذايي، آشاميدنيها و دخانيات

45/0-

48/11

51/0

49/0-

13/0

چوب و محصولات چوبي

63/1-

53/5

33/1

01/4-

41/0-

ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي

15/1-

90/2

58/0

31/1-

69/0-

ساير صنايع توليد

58/0-

84/8

60/0

59/0-

05/0

كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي

38/2-

25/10

02/5

83/1-

44/1-

كل صنعت

57/0-

74/2

63/0

62/0-

11/0

 

عدم تعادل نسبي در تراز بازرگاني خارجي زيربخش‌هاي صنعتي عملاً باعث شد كه در شبيه‌سازيها عليرغم كاهش زيادتر نرخهاي تعرفة خارجيان نسبت به كاهش نرخ‌هاي تعرفة ايران، همچنان تراز تجاري بعد از الحاق بدتر شود. علت بدتر شدن تراز تجاري فزوني بسيار زياد واردات بر صادرات در اين زير بخش‌ها مي‌باشد كه نيازمند كاهش تعرفة خارجيان (به ميزان بسيار بيشتر) و كاهش تعرفة ايران (به ميزان بسيار كمتر) از نرخهاي استفاده شده براي شبيه‌سازي است. چنانچه ما به شرايطي از تعادل نسبي در واردات و صادرات در زير‌بخش‌هاي صنعتي برسيم مي‌توان گفت كه الحاق به سازمان جهاني تجارت سبب بهبود وضعيت تجارت خارجي بخش صنعت مي‌شود. در غير اين صورت الحاق به سازمان جهاني تجارت تراز تجاري بخش صنعت را بدتر خواهد كرد. از طرفي با توجه به موانع مختلف غيرتعرفه‌اي بايد اذعان داشت كه گرچه موانع غيرتعرفه‌اي سبب كنترل كوتاه مدت صادرات و واردات مي‌شود ولي عملاً در بلند مدت كنار گذاشته شده و موانع غيركارآمد تلقي مي‌شوند. بر اساس محاسبات انجام شده مي‌توان گفت چه در بخش‌هاي صادرات و چه در بخش‌هاي واردات زير بخش‌هاي صنعتي، مجوز صدور يا ورود يا محدوديت ناشي از اجازه صادرات يا واردات، طولاني‌ترين و مستمرترين و مؤثرترين نحوه كنترل‌هاي غيرتعرفهاي مي‌باشند. با توجه به همخطي موانع غيرتعرفه‌اي و تعرفه واضح گرديد كه مي‌توان موانع غيرتعرفه‌اي را با موانع تعرفه‌اي جايگزين نمود و اين موضوع در هر يك از زير بخش‌هاي صنعتي بر اساس شدت اثر موانع غيرتعرفه‌اي متفاوت است. همانطور كه گفته شد نرخهاي تعرفه در ايران بسيار پايين‌تر از كشورهاي صنعتي است و لذا مي‌توان نرخ‌هاي تعرفه را بالا برده و با موانع غيرتعرفه‌اي جايگزين نمود. به هر حال اين مباحث، همگي اثرات اوليه الحاق به سازمان جهاني تجارت و نه اثرات ثانويه ناشي از تخصيص مجدد منابع در اثر الحاق به سازمان جهاني تجارت را عنوان مي‌دارد.

در پايان بايد به اين موضوع اشاره نمود كه الحاق ايران به سازمان جهاني تجارت به عنوان يك هدف بلند مدت پس از شفاف كردن بازرگاني خارجي صنعت و اصلاح ساختار صنعت در افزايش كيفيت و كميت كالاهاي توليد شده و اختلال زدايي نظام اقتصادي صنعت همچنان قابل بررسي مجدد است. نتايج اين تحقيق، صنعت ايران را با شرايط فعلي در رقابت با صنايع جهاني نمي‌بيند و چنانچه اين شرايط بهبود يابد، الحاق ايران به سازمان جهاني تجارت مي‌تواند سبب بهبود وضعيت بازرگاني و توليد صنعتي ايران بشود. از طرفي بايد اذعان داشت كه ارقام به كار گرفته شده در سناريوي اين تحقيق بر اساس كليت متداول در جهان از لحاظ كاهش تعرفه‌هاي داخلي و خارجي انتخاب شده، ولي اين ارقام همگي بايد در دور مذاكرات تعيين شود. الگوي ارائه شده، اين ابزار را در اختيار تصميم‌گيران قرار مي‌هد تا ضمن بررسي سناريو‌هاي مختلف، آثار و تبعات الحاق به سازمان جهاني تجارت را ارزيابي كنند و از آن ميان، بهترين حالت را براي انجام مذاكرات مشخص نمايند. نكته قابل توجه ديگر در اين بررسي، ثابت انگاشتن باقي متغيرهاي كمي و كيفي اقتصادي و غيراقتصادي است كه تغيير آنان مي‌تواند به نوبه خود اثرات بسزايي در نتايج حاصله بگذارند. در هر حال پيام اين تحقيق را مي‌توان در نياز مبرم و ضروري به بازبيني كليه وجوه بخش صنعت ايران و اصلاح ساختار موجود خلاصه نمود. شايد به طور خلاصه يافته‌هاي اين تحقيق را بتوان به شرح زير ذكر كرد:

1-   سياستهاي غيرتعرفه‌اي در ايران در بخش‌هاي صنعتي هماهنگ و يكسو تعريف نشده‌اند و اكثراً اثر يكديگر را خني مي‌كنند يا الااقل با هم همبستگي و انسجام ندارند[16].

2-   زير بخش‌هاي نساجي، پوشاك و چرم و صنايع ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي هركدام به ترتيب 4/25% و 6/23% و جمعاً حدود 50% از اشتغال صنعتي را به خود اختصاص داده‌اند.

3-   زير بخش نساجي، پوشاك و چرم در بين زيربخش‌هاي صنعتي داراي مزيت نسبي آشكار 685/0 و زير بخش توليد فلزات اساسي داراي مزيت نسبي آشكار به ميزان 588/0 مي‌باشد كه در بين زيربخش‌هاي صنعتي از وضعيت بهتري برخوردار هستند. در باقي زير بخش‌هاي اين شاخص منفي مي‌باشد.

4-   با حفظ شرايط موجود، عضويت ايران در سازمان جهاني تجارت سبب افزايش سالانه 74/2% صادرات بخش صنعت و 63/0% درصد افزايش سالانه در واردات خواهد شد. گرچه نرخ افزايش صادرات بيش از واردات است ولي به دليل اينكه ميزان واردات بسيار بيشتر از ميزان صادرات است، اين افزايش در صادرات نمي‌تواند تراز تجاري بخش صنعت را به صفر برساند. به طور متوسط در اثر الحاق ايران به سازمان جهاني تجارت سالانه حدود 6/0% به كسري تراز تجاري كل صنعت افزوده خواهد شد. اين نتيجه فقط ارائة شاخصي براي گمانه‌زني اثر كاهش تعرفه در نتيجة الحاق مي‌باشد و نه اينكه در واقعيت دقيقاً چنين چيزي اتفاق بيافتد.

5-   با توجه به بررسي‌هاي انجام شده، بايد اذعان داشت كه عضويت در سازمان جهاني تجارت با شرايط فعلي ساختار صنعت ايران چندان حسني براي اين بخش بوجود نخواهد آورد. ولي چنانچه صنعت ايران بتواند در شرايط رقابت با كشورهاي ديگر درعرصه بين‌المللي قرار گرد مي‌توان از عضويت در آن سازمان بهره جست.

6-   اين نتايج، همگي در شرايط ساختار فعلي صنعت پيدا شده‌اند و چنانچه اين ساختار بهبود يابد مسلماً نتايج تغيير خواهد نمود. از طرفي ما با يك سناريوي خاص مشابه شرايط ساير كشورهاي عضو سازمان اين اثرات را ارزيابي كرديم. حال چنانچه درصد تغيير نرخ‌هاي تعرفه كه بايد در مذاكرات مشخص گردد، عوض شود (كه حتماً اين‌چنين است) پاسخ‌ها نيز تغيير خواهد كرد.

7-   اين تحقيق عملاً مي‌تواند به عنوان يك تحقيق پايه، جهت ايجاد سناريوهاي مختلف، در انجام مذاكرات عملي مورد بهره‌برداري قرار گيرد. به‌اين ترتيب با توجه به نرخ‌هاي مختلف پيشنهادي براي كاهش نرخ تعرفه، مي‌توان تغيير صادرات و واردات زير بخش‌ها را پيش‌بيني نمود.

 

منابع

·      بيدآباد، بيژن (1375)، طراحي مدل اقتصاد سنجي براي تعيين روند واردات و صادرات در بخش صنعت و ارائه نتايج حاصله. فصل پنجم از: بررسي آثار عضويت جمهوري اسلامي ‌ايران در سازمان جهاني تجارت بر بخش صنعت. پروژه تحقيقاتي مشترك توسط اكبر كميجاني، محمد حسين حكيميان، تقي ناصر شريعتي، مجيد درويش، حميدرضا اشرفزاده، رضا بنائي، محمدرضا رفعتي، اسفنديار اميدبخش، بيژن بيدآباد، مقتدرالانام روانبخش، عباسعلي اكبريان، مريم رجائيان، مهناز تهراني، سازمان مديريت صنعتي.

·      بيدآباد، بيژن (1382) موانع غيرتعرفه‌اي در سازمان جهاني تجارت و حذف از بازرگاني خارجي ايران.

·      بيدآباد (1383) الگوي اقتصادسنجي كلان ايران. ويرايش 00/5. پژوهشكدة پولي و بانكي. بانك مركزي ايران.

·      مركز تجارت بين‌الملل كنفرانس تجارت و توسعه ملل متحد و سازمان جهاني تجارت و دبيرخانه مشترك المنافع (1375). راهنماي تجاري دور اروگوئه، ترجمه مؤسسه مطالعات و پژوهشهاي بازرگاني.

·      Balassa B. (1971) The structure of  protection in developing countries. John Hopkins press, Baltimore.

·      Corden W.M.  (1971) The theory of protection. Clarendon press, Oxford.

·      Fieleke N.S. (1995) The Uruguay round of trade negotiations. Industrial and geographic effects in the United States. New England economic review. Federal Reserve Bank of Boston. July/August.

·      Fieleke N.S. (1995) The Uruguay round of trade negotiations. Industrial and geographic effects in the United States. New England economic review, Federal Reserve Bank of Boston, May/June.

·      General Agreement on Triffs and Trade. “The results of the Uruguay round of mutilateral trade negotiations”, Geneva, November 1994.

·      Heller H.R. (1995) International trade, theory and empirical evidence, Printice hall of India, New Delhi.

·      Intriligator M.D. (1978) Econometric models, techniques and applications. North-Holland publishing company.



[1] - دكتر بيژن بيدآباد، عضو هيأت علمي پژوهشكده پولي و بانكي bijan_bidabad@msn.com

[2] Research professor of economics. Monetary and Banking Research Academy. Central Bank of Iran. Email: bijan_bidabad@msn.com.

[3] - مباحث نظري توابع تقاضاي واردات و عرضة صادرات در متون اقتصاد تجارت بين‌الملل به تفصيل آورده شده است و از توضيح بيشتر در اين باب خودداري مي‌شود. براي بررسي اين نظريه‌ها نگاه كنيد به: Heller (1995). براي بررسي نظري و اقتصادسنجي اين توابع در اقتصاد ايران نگاه كنيد به: بيدآباد (1383).

[4] - مجموعة اطلاعات استفاده شده در بيدآباد (1375) صفحات 518-470 موجود است.

[5] - شرح كامل اين متغيرها در بيدآباد (1375) آمده است. همچنين نگاه كنيد به: بيدآباد (1382).

[6]- Seemingly Unrelated Regressions. Intriligator (1978) نگاه كنيد به:.

[7] - نرخ تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاهاي صنعتي قبل از دور اروگوئه، از (1995 N.S. Fieleke ( استفاده شده است. (ارقام بر مأخذ يك دلار ارزش محاسبه شده است). اين ارقام شامل محصولات نفتي نمي‌شود.

[8] - ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات با احتساب نرخ تعرفه، از تقسيم ارقام ستون ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات بدون احتساب نرخ تعرفه بر يك منهاي نرخ تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاهاي صنعتي قبل از دور اروگوئه محاسبه شده است.

[9] - شرح جداول در General Agreement on Triffs and Trade (1994). Table 1 آمده است.

[10] - درصد كاهش نرخ تعرفه از (1995 N.S. Fieleke ( استفاده شده است. گرچه اين رقم نمي‌تواند در واقعيت به همين ميزان و ثابت براي همة زيربخش‌هاي صنعتي باشد. مقدار كاهش تعرفه‌ها بعد از الحاق به سازمان تجارت جهاني و پس از انجام مذاكرات معين خواهد شد. در اينجا اين رقم را با استفاده از تجربيات ساير كشورهاي درحال توسعه به عنوان رقمي براي انجام محاسبات در نظر گرفتيم.

[11] - شرح جداول در General Agreement on Triffs and Trade (1994). Table 2 آمده است.

[12] - گرچه دورة اتخاذ شده براي محاسبات با تأخير همراه است ولي مي‌توان از آن در استنباط و ايجاد شرايط آزمايشگاهي براي پاسخ به مسئلة مطرح شده استفاده نمود. متأسفانه دسترسي به آمار گمرك برحسب ريز تعرفه‌هاي لازم براي تأخير موجود به سادگي امكانپذير نبوده و لذا نمي‌توان به سهولت دورة آماري را تا سال حاضر ادامه داد.

[13] - مفهوم اين موضوع اين است كه الگوي فوق دو حالت را بتواند شبيه‌سازي نمايد. يكي حالت قبل از الحاق (وضع موجود) و ديگري حالت بعد از الحاق با شرايط افزايش تعرفه.

[14] - اين شاخص به عنوان نسبت تراز تجاري به مجموع صادرات و واردات بخش تعريف مي‌گردد: (واردات+صادرات)/(واردات- صادرات)=مزيت نسبي آشكار. اين شاخص به نام شاخص مزيت نسبي يونيدو مشهور است براي تعاريف ديگر نگاه كنيد به: Balassa (1971)  و Cordon (1971).

[15] - نتايج ارزيابي‌هاي ex-post simulation به تفصيل در بيدآباد (1375) صفحات 403-380 درج است.

[16] - به دليل طولاني شدن مقاله اين محاسبات در اينجا ذكر نگرديد ولي همگام با اين مجموعه محاسبه شدند. نگاه كنيد به بيدآباد (1375) و بيدآباد (1383) مراجعه نمايند.