بررسی تأثیرات آزادسازی اقتصادی بر شاخص¬های کلان اقتصادی در ایران: با تأکید بر آزادسازی تجاری

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

پدیده‌ی ‎جهانی‌‌شدن‎ ‎که ‎فرآیند ‎درهم‌‎آمیختن ‎و ‎ادغام ‎اقتصادهای ‎ملّی ‎با ‎اقتصاد ‎جهانی ‎است، ‎در ‎دهه‌‎های ‎اخیر ‎مورد ‎بحث ‎اکثر سیاست‌گذاران ‎و ‎برنامه‌ریزان ‎بوده ‎است. ‎آزادسازی ‎تجاری ‎نیز که ‎به ‎عنوان ‎حرکت ‎به ‎سمت ‎تجارت ‎آزاد ‎از ‎طریق ‎کاهش ‎در ‎تعرفه‌‎ها ‎و ‎سایر ‎موانع ‎تجاری ‎تعریف ‎شده، ‎مهم‌‎ترین ‎نیروی ‎پیش‌‎برنده‌ی ‎جهانی‌‎شدن ‎محسوب ‎می‌شود. ‎آزادسازی ‎و ‎جهانی‌‎شدن ‎موجب ‎افزایش ‎حجم ‎و ‎نوع ‎مبادلات ‎مرزی ‎کالاها ‎و ‎خدمات ‎(افزایش ‎بازرگانی ‎بین‌المللی)، ‎افزایش ‎جریان ‎سرمایه‌گذاری ‎مستقیم ‎خارجی ‎و ‎بین‌‎المللی ‎و ‎همچنین ‎تسریع ‎انتقال فناوری ‎و ‎جهانی‌‎شدن ‎تولید ‎می‎شود. از این رو این موضوع از اهمیت بالایی برخوردار می‌باشد. این مقاله به بررسی اثرات کوتاه‌مدت و بلندمدت آزادسازی تجاری بر شاخص‌های کلان اقتصادی در ایران با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری VEC)) و طی دوره‌ی زمانی 1387-1368 و 1387-1374 می‌پردازد. نتایج تخمین حاکی از آن است که برقراری سیاست آزادسازی در بلندمدت و در قالب الگوی محاسبه‌شده توسط محقق، منجر به افزایش حجم تولید و بهره‌وری و نیز کاهش تورم می‌‌شود ولی بر تراز تجاری تأثیری ندارد. همچنین اثر منفی آزادسازی بر حجم پول در کشور نیز معنادار نمی‌باشد.
کد  JEL:,O11 ,F41 C32

کلیدواژه‌ها


بررسی تأثیرات آزادسازی اقتصادی بر شاخص­های کلان اقتصادی در ایران:

با تأکید بر آزادسازی تجاری

 

حسین شریفی رنانی

استادیار گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد خوراسگان (اصفهان)                             

      Email:h.sharifi@khuisf.ac.ir   

   

فروغ شعاعی

مدرس دانشگاه پیام نور استان اصفهان   

 

مریم میرفتاح

دانش آموخته­ی کارشناسی ارشد اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد خوراسگان (اصفهان)

 

محمدرضا توکل نیا

دانش آموخته­ی دکتری دانشگاه امام صادق (ع)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

چکیده

پدیده­ی ‎جهانی­­شدن‎ ‎که ‎فرآیند ‎درهم­‎آمیختن ‎و ‎ادغام ‎اقتصادهای ‎ملّی ‎با ‎اقتصاد ‎جهانی ‎است، ‎در ‎دهه­‎های ‎اخیر ‎مورد ‎بحث ‎اکثر سیاست­گذاران ‎و ‎برنامه­ریزان ‎بوده ‎است. ‎آزادسازی ‎تجاری ‎نیز که ‎به ‎عنوان ‎حرکت ‎به ‎سمت ‎تجارت ‎آزاد ‎از ‎طریق ‎کاهش ‎در ‎تعرفه­‎ها ‎و ‎سایر ‎موانع ‎تجاری ‎تعریف ‎شده، ‎مهم­‎ترین ‎نیروی ‎پیش­‎برنده­ی ‎جهانی­‎شدن ‎محسوب ‎می­شود. ‎آزادسازی ‎و ‎جهانی­‎شدن ‎موجب ‎افزایش ‎حجم ‎و ‎نوع ‎مبادلات ‎مرزی ‎کالاها ‎و ‎خدمات ‎(افزایش ‎بازرگانی ‎بین­المللی)، ‎افزایش ‎جریان ‎سرمایه­گذاری ‎مستقیم ‎خارجی ‎و ‎بین­‎المللی ‎و ‎همچنین ‎تسریع ‎انتقال فناوری ‎و ‎جهانی­‎شدن ‎تولید ‎می‎شود. از این رو این موضوع از اهمیت بالایی برخوردار می­باشد. این مقاله به بررسی اثرات کوتاه­مدت و بلندمدت آزادسازی تجاری بر شاخص­های کلان اقتصادی در ایران با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری VEC)) و طی دوره­ی زمانی 1387-1368 و 1387-1374 می­پردازد. نتایج تخمین حاکی از آن است که برقراری سیاست آزادسازی در بلندمدت و در قالب الگوی محاسبه­شده توسط محقق، منجر به افزایش حجم تولید و بهره‌وری و نیز کاهش تورم می­­شود ولی بر تراز تجاری تأثیری ندارد. همچنین اثر منفی آزادسازی بر حجم پول در کشور نیز معنادار نمی­باشد.

کد  JEL:,O11 ,F41 C32

کلیدواژه­ها: آزادسازی تجاری، جهانی­شدن، شاخص‌های کلان اقتصادی، الگوی تصحیح خطای برداری

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

پراکندگی منابع طبیعی و تفاوت­های موجود در کیفیت و میزان عوامل تولید در کشورهای مختلف و نیز الزام به پاسخگویی به نیازهای حیاتی و ضروری مردم کشورها از یک سو و نیازهای صنایع و تولیدات کشورها و گسترش هر چه بیشتر تقسیم کار از سوی دیگر، نه تنها تجارت بین­المللی را امری اجتناب­ناپذیر ساخته، آن را به ضرورت حتمی تبدیل کرده است  (Fatali 1997: 9).

از دوران انقلاب صنعتی به بعد، تجارت خارجی بخش قابل توجهی از کل تجارت کشورها را تشکیل داده و نقش آن در رشد و توسعه اقتصادی کشورها اهمیت روزافزونی یافته است.

همزمان با آزادسازی تجاری و در راستای همگرایی اقتصادی، اکثر کشورها بویژه کشورهای در حال توسعه از جمله ایران به دلیل مشکلات ساختاری، حداقل در کوتاه مدت با مشکلاتی روبه­رو بود­ اند (Malek, 2004). اما مسلّماً تجارت آزاد بر انزواگرایی برتری دارد. پیشرفت و توسعه­ی تجارت منجر به افزایش رفاه مردم می­شود. به همین دلیل برای سال­ها توسعه و پیشرفت تجارت به صورت یک آرمان مهم برای بسیاری از اقتصاددانان و سیاستمداران کشورها مطرح بوده است (Tabibiyan, M. 2004:536 ).

تجربه­ی کشورهای موفق در امر توسعه­ی اقتصادی نشان می­دهد که تجارت خارجی نقش بسیار مهم و         تعیین­کننده­ای در فرآیند توسعه­ی این کشورها ایفا کرده و به طور قطع می­توان گفت که هیچ کشور توسعه­یافته و تازه صنعتی­شده­ای را نمی­توان یافت که بدون توسعه­ی تجارت و تکیه بر صادرات خود به این امر نائل شده باشد. با اتخاذ سیاست توسعه­ی تجارت و تشویق صادرات، تخصیص منابع عمدتاً بر اساس مزیت­های نسبی صورت می­گیرد و این خود به         بهره­برداری بهینه از امکانات و منابع تولید منتهی می­شود. با تقسیم کار، هزینه­ی تولید کاهش می­یابد و سود ناشی از آن تمامی طرف­های تجاری را منتفع می­سازد؛ در حالی که با بستن مرزها و اجتناب از ورود فعال به بازارهای جهانی، تخصیص منابع به ندرت بهینه خواهد بود و ضایعات منابع و تولید نیز بالطبع بالا خواهد رفت (Zoghipoor and Zibaei, 2010).

سیاست­های آزادسازی تجاری بر ساختار کل اقتصاد اثرگذار است. از آن جا که میزان تأثیرپذیری هر یک از متغیرهای کلان اقتصادی از اجرای آزادسازی تجاری بستگی به درجه­ی وابستگی متقابل اقتصاد داخلی و اقتصاد جهانی دارد، به همین دلیل تعیین جهت و نیز میزان تأثیر این متغیرها بر یکدیگر می­تواند در اتخاذ سیاست­های کارآمد، مفید واقع شود. در این تحقیق درصدد پاسخگویی به این سؤالات هستیم که آیا آزادسازی تجاری در دوره زمانی کوتاه­مدت، میان­مدت و بلندمدت منجر به افزایش هر کدام از شاخص­های کلان اقتصادی نظیر: تولید، تورم، حجم پول، تراز تجاری و بهره­وری در ایران می­گردد یا خیر؛ لذا به بررسی تأثیر آزادسازی تجاری بر این متغیرها طی دوره­ی زمانی 1387-1368 و 1387-1374 پرداخته می­شود که در آن تعامل بین متغیرها به صورت سیستمی در قالب الگوی تصحیح خطای برداری (VEC) مورد توجه قرار می­گیرد زیرا این الگو می‌تواند نگاه واقع‌گرایانه‌تری نسبت به موضوع برای محقق ایجاد کند.

در مورد بررسی تأثیر آزادسازی تجاری بر میزان تولید، «اوموتا و کاتیرسی اوغلو»[1] (2011)، «چن و گوپتا»[2] (2006)، «خان و کایوم»[3] (2006)، «سی­هان و دوتا»[4] (2005)، «گرینوی و همکاران»[5] (2002)، «ابریشمی و همکاران» (1389و1388)،  «کرباسی و پیری» (1388)، «یوسفی و مبارک» (1387) و «گرجی و علیپوریان» (1385) به این نتیجه رسیده­اند  که  آزادسازی  تجاری  باعث  افزایش  رشد  اقتصادی حتی به میزان اندک می­گردد. در زمینه­ی ارتباط آزادسازی

 

تجاری و تورم، تحقیق «بی نی سی و همکاران»[6] (2012)، «جین جانگ»[7] (2006)، «لین»[8] (1997)، «رومر»[9] (1993)، «طیب­نیا و زندیه» (1388) و «صمیمی و آذرمند» (1384) نشان می­دهد که اجرای سیاست آزادسازی تجاری منجر به کاهش تورم می­شود. «ملو و وگت»[10] (1984)، «برتولا و فاینی»[11] (1991) و «سانتوس»[12] (2002) ازجمله افرادی هستند که در مطالعات خود پی برده­اند آزادسازی تجاری، تأثیر مثبتی روی واردات کشورها دارد. اما درباره­ی اثر آزادسازی تجاری بر صادرات، یافته­ها متفاوت است. برخی محققان نظیر: «احمد»[13] (2001)، «توماس و همکاران»[14] (1991)، «سانتوس پائولینو»[15] (2002) معتقدند عملکرد و کارآیی صادرات در کشورهایی که  برنامه­های آزادسازی تجاری را شروع کرده­اند، افزایش یافته است. در حالی که گروهی دیگر در تحقیقات خود دریافتند که شواهد اندکی از ارتباط مثبت و معنادار آزادسازی تجاری و صادرات وجود دارد (Jenkins, 1996; Greenaway &  Sapsford, 1994).

تحقیق «ویو و زنگ»[16] (2008)، «لوپز»[17] (2005)، «سانتوس پائولینو و تریلوال»[18] (2004)، «پاریخ»[19](2004)، «سانتوس پائولینو»(2002) و «ابریشمی و همکاران» (1384) حاکی از آن است که آزادسازی تجاری به واسطه­ی افزایش سریع­تر واردات نسبت به صادرات، به بدتر شدن تراز تجاری انجامیده است. در زمینه­ی ارتباط آزادسازی تجاری و بهره­وری نیز «ای بوه و همکاران»[20] (2012)، «گونزالس و کنستانتین»[21] (2008)، «فریرا و روسی»[22] (2003)، «پایوس و همکاران»[23] (2003)، «میلر و آپادویا»[24] (2000) و «ادواردز»[25] (1998) به این نتیجه رسیدند که ارتباط مثبت و معناداری بین شاخص اصلاحات تجاری و رشد بهره وری وجود دارد.

مقاله­ی حاضر در شش بخش ارائه شده است. بعد از مقدمه، بخش 2 به مبانی نظری و بیان ارتباط آزادسازی تجاری با هر یک از متغیرهای مورد بررسی، تولید، تورم، حجم پول، تراز تجاری و بهره­وری، اختصاص دارد. در بخش 3 الگوی نظری تحقیق ارائه می­گردد. در بخش 4 به معرفی چارچوب عمومی الگوهای VAR و VEC و نیز تصریح الگوی مورد استفاده در مقاله پرداخته می­شود. بخش 5 به بیان نتایج تجربی حاصل از برآورد الگو اختصاص دارد. نتیجه­گیری همراه با ارائه­ی پیشنهادات در بخش 6 آورده می­شوند و در نهایت منابع و مأخذ ارائه می­گردند. 

 

2- ادبیات موضوع

توسعه­ی اقتصاد و تجارت بین‏الملل منجر به شکل‏گیری یک نظام اقتصادی به‏ هم وابسته جهانی شده است که به‏ سوی تبدیل شدن به یک اقتصاد یکپارچه­ی جهانی حرکت‏ می ­کند. در این فرآیند جهانی­شدن، اهمیت و نقش نهادهای بین‏المللی اقتصادی و پیمان­های چندجانبه، پیوسته رو به افزایش است و به ‏همراه خود مجموعه­ی نوینی از قواعد، رویه‏­ها و اصول تجاری و اقتصادی را به جهان عرضه می‏­کند. جهانی ­شدن، ‎پدیده­‎ای ‎چند ‎بعدی ‎است ‎که ‎دارای ‎جنبه­‎های ‎مختلف ‎اقتصادی، ‎اجتماعی ‎و ‎سیاسی ‎است. ‎از ‎جهانی­شدن، ‎به ‎عنوان ‎فرآیند ‎ادغام ‎سریع ‎اقتصادی ‎بین ‎کشورها ‎که ‎شامل ‎آزادسازی ‎تجاری، ‎جریان ‎سرمایه­گذاری ‎و ‎همچنین ‎تغییرات ‎مربوط به فناوری ‎است، ‎یاد ‎می­­شود. ‎در ‎جایی ‎دیگر، ‎از ‎جهانی­شدن ‎با ‎عنوان ‎کاهش ‎در ‎موانع ‎اعم ‎از ‎فناورانه ‎یا ‎قانونی ‎برای ‎مبادله­ی ‎اقتصادی ‎میان ‎ملّت­‎ها ‎صحبت ‎شده ‎است. ‎با ‎وجود ‎آن ‎که ‎پدیده­ی ‎         جهانی­شدن ‎دارای ‎جنبه­های ‎مختلفی، ‎اعم ‎از ‎آزادسازی ‎تجاری، ‎تغییرات مربوط به فناوری، ‎مهاجرت ‎و ‎جا­به­جایی ‎سرمایه ‎است، ‎اما ‎در ‎متون ‎اقتصادی ‎هرجا ‎که ‎صحبت ‎از ‎جهانی­‎شدن ‎پیش ‎می­‎آید، ‎بحث ‎بیشتر ‎روی ‎تجارت ‎و ‎آزادسازی ‎تجاری ‎متمرکز ‎می­شود. ‎آزادسازی ‎تجاری ‎که ‎به ‎عنوان ‎حرکت ‎به ‎سمت ‎تجارت ‎آزاد ‎از ‎طریق ‎کاهش ‎در ‎تعرفه­ها ‎و ‎سایر ‎موانع ‎تجاری ‎تعریف ‎شده ‎است، ‎مهم­ترین ‎نیروی ‎پیش­‎برنده­ی ‎جهانی­‎شدن ‎محسوب ‎می­شود. ‎در ‎دو ‎دهه­ی ‎اخیر، ‎افزایش ‎سریع ‎در ‎جریان ‎کالاها ‎و ‎خدمات ‎میان ‎مرزهای ‎کشورهای ‎مختلف، ‎یکی ‎از ‎جنبه ‎های ‎قابل ‎مشاهده ‎افزایش ‎در ‎ادغام ‎اقتصادی ‎کشورها ‎بوده ‎است.

از اهداف عمده­ی آزادسازی تجاری، تسریع رشد اقتصادی و برخورداری از منافع ایستا و پویای ناشی از تجارت از طریق تخصیص بهینه­ی این منابع، تشدید رقابت، ارتقای جریان دانش، سرمایه­گذاری و نهایتاً رشد سریع نرخ انباشت سرمایه و پیشرفت فنی[26] هستند (Abrishami et al, 2006).

 

1-2.  آزادسازی تجاری و تولید

دستیابی به رشد اقتصادی از مهم­ترین اهداف کلان اقتصادی کشورهاست؛ از این رو علل ایجاد­کننده­ی آن همواره توجه اقتصاددانان بسیاری را به خود جلب نموده است. تعاریف متعددی برای رشد اقتصادی ارائه شده است. برای مثال (Friedmann,1972: 11)، توسعه­ی نظام در جهات گوناگون بدون تغییر در زیربنای آن را معادل رشد می داند. اگر چه رسیدن به رشد اقتصادی، توان جامعه را برای پاسخ­گویی به نیازهای افراد و نیز تولید کالا و خدمات افزایش می­دهد، اما هزینه­هایی نیز دارد. طرفداران رشد اقتصادی، رشد را عامل پیشرفت کشورها می­دانند. از نظر آنان استفاده از فناوری و روش­های تولید بهینه، کیفیت زندگی افراد را ارتقا می­بخشد. از نظر مخالفان رشد اقتصادی، کیفیت و نحوه­ی زندگی را   نمی­توان با افزایش مبادلات در بازار افزایش داد. این گروه معتقدند دستیابی به رشد سریع اقتصادی، منابع محدود جهان را از بین برده و باعث می­شود درآمد جامعه به طور ناعادلانه میان طبقات مختلف تقسیم گردد.

امروزه اقتصاددانان صرف نظر از مکتب فکری آن­ها، بر نقش دولت در رسیدن به رشد اقتصادی تأکید دارند. یکی از مهم­ترین سیاست­های اقتصادی تأثیرگذار دولت بر رشد اقتصادی بخصوص در کشورهای در حال توسعه، تجارت بین­الملل و آزادسازی تجاری است.  

رابطه­ی آزادسازی تجاری و رشد اقتصادی موضوعی بحث­برانگیز است. برخی اقتصاددانان معتقدند باز بودن تجاری به عملکرد کلان اقتصادی بهتر و رشد سریع­تر می­انجامد. مطالعات تجربی فراوانی از این دیدگاه حمایت می­کنند. نهادهای بین­المللی نظیر صندوق بین المللی پول[27]، بانک جهانی[28] و سازمان توسعه و همکاری اقتصادی[29]، به کشورهای عضو توصیه می­کنند که اجرای آزادسازی تجاری بر رشد اقتصادی تأثیری مثبت دارد (Greenaway et al, 2002).

مطالعات اقتصادی خاطرنشان می­سازد که یک اقتصاد آزاد نسبت به یک اقتصاد شدیداً مهارشده برتری دارد. مشاهدات کاربردی باز بودن تجارت خارجی می­تواند به بصیرت­های نظری در نوع سیاست­های اقتصادی منتهی شود که ملازم فراگرد رشد اقتصادی می­باشد. در این زمینه کاهش محدودیت­های کمّی، سیاست­های محتاطانه اقتصاد کلان، سیاست­های دولت و ثبات سیاسی، نقش تعیین­کننده­ای در توجیه رابطه­ی رشد اقتصادی و درجه­ی باز بودن تجاری یک اقتصاد دارد (Samimi et al, 2010).

به هر حال تجربه کشورهای موفق در امر توسعه­ی اقتصادی نشان می­دهد که تجارت خارجی و آزادسازی نقش بسیار مهمی در فرآیند رشد و توسعه­ی این کشورها ایفا کرده است.

در واقع امکان وجود یک رابطه­ی مثبت بین سیاست باز بودن تجاری و رشد، یک عامل مهم در تحریک موج      بی­سابقه اصلاحات تجاری در بسیاری از کشورها بوده است. مبنای منطقی و عقلایی برای به اجرا درآوردن برنامه­های اصلاحات تجاری، این اعتقاد است که آزادسازی پیش نیاز انتقال از یک اقتصاد نسبتاً بسته به یک اقتصاد نسبتاً باز است. اگر در واقع باز بودن اقتصادی رابطه­ی مثبتی با رشد داشته باشد، بنابراین آزادسازی پیش نیاز رشد خواهد بود (Ibid.)

 

2-2. آزادسازی تجاری و تورم

در یک اقتصاد باز، با توجه به میزان مبادلات تجاری و درجه­ی تعامل اقتصاد داخلی با جهان خارج، میزان تأثیرپذیری هر یک از متغیرهای اقتصادی یک کشور متفاوت است. با اجرای سیاست آزادسازی تجاری و حذف موانع تعرفه­ای اگر سهم واردات در تأمین عرضه­ی بازار داخل قابل توجه باشد، با افزایش سطح قیمت­های جهانی قیمت­های داخلی نیز بالا می­روند. همچنین اگر تقاضا برای کالای داخلی در بازار جهانی وجود داشته باشد آنگاه در صورت مواجهه با افزایش سطح قیمت های جهانی نسبت به قیمت­های داخلی، تقاضا برای کالاهای صادراتی افزایش یافته و به دنبال آن از میزان عرضه­ی محصولات در بازار داخلی کاسته شده و در نتیجه قیمت­های داخلی افزایش می­یابند. بنابراین اگرچه در یک اقتصاد باز تغییرات متغیرهای خارجی بر متغیرهای اقتصادی داخلی تأثیرگذار است اما میزان تأثیرپذیری متغیرهای داخلی به درجه­ی باز بودن اقتصاد، میزان وابستگی به واردات و میزان تقاضا برای صادرات، بستگی دارد (Tayebnia and Fuladi, 2010). پاسخ به این سؤال که اجرای آزادسازی تجاری به افزایش نرخ تورم می انجامد یا کاهش آن، قابل پیش بینی نیست. آنچه مسلّم است با افزایش مبادلات تجاری بر میزان صادرات کشور افزوده خواهد شد. افزایش صادرات باعث بالا رفتن درآمد ملّی می­شود و درآمد ملّی، تقاضا و در نتیجه قیمت­ها را افزایش خواهد داد. اگر این تغییرات تداوم داشته و محسوس باشند، تورم ایجاد می­شود. البته کاهش واردات و یا تغییر قیمت­های کالاها و خدمات مصرفی سرمایه­ای وارداتی نیز در ایجاد تورم مؤثر هستند.

 

3-2. آزادسازی تجاری و حجم پول

پول به شکل امـروزی کلمه، با اهمیت و در عین حال بی­اهمیت­ترین کـالای اقتصـادی است. بی­اهمیت­ترین از این نظر که فی نفسه نیازی را مرتفع نمی­سازد و بااهمیت­ترین از این نظر که می­تواند وسیله­ای برای به دست آوردن هر چیز باشد. زیرا در یک اقتصاد پولی، برآوردن انواع خواسته­ها فقط با پول امکان پذیر است. در یک جامعه، پول به دارنده­ی آن آزادی انتخاب می­دهد و امکان برخورداری از یک زندگی دلخواه را برای او فراهم می­کند (Shajari and Kamalzadeh, 2008: 7). آزادسازی تجاری، از طریق تأثیر بر پول پایه باعث ایجاد تغییر در حجم پول می­شود. کشوری که دارای رشد اقتصادی   سریع­تر از بقیه­ی کشورهای جهان است، به خاطر اینکه وارداتش سریع­تر از میزان صادرات آن افزایش می یابد، کاهش ارزش پول خود را تجربه خواهد کرد. چون تقاضایش برای پول­های خارجی سریع­تر از عرضه این پول­ها افزایش خواهد یافت (Taghavi, 2010: 99). پس در این شرایط، حجم پول در اقتصاد کاهش می­یابد. اما اگر کشوری بتواند با اصلاح  زیرساخت­ها و شناخت صحیح از توانمندی­های بخش­های مختلف تولیدی، صنعتی، خدماتی، کشاورزی و ...، برنامه­های آزادسازی را اجرا کند، میزان صادرات آن افزایش یافته و در این وضعیت است که پول پایه در اقتصاد زیاد شده و در نتیجه حجم پول افزایش می یابد.

شواهد تجربی نشان می­دهد که گرچه ممکن است تغییر در برخی از متغیرهای اقتصادی در یک دوره­ی معین انجام شود، اما تأثیر آن بر متغیرهای دیگر اقتصادی به صورت پایدار و برای مدت طولانی تجربه می­شود. از جمله این موارد تأثیر تغییرات حجم نقدینگی بر رشد اقتصادی و تورم می­باشد (Hadyan, and Parsa, 2009). لذا کنترل میزان حجم پول در اقتصاد یک کشور از اهمیت بالایی برخوردار است.

 

4-2. آزادسازی تجاری و تراز تجاری

تراز پرداخت­ها یکی از مفاهیم اقتصادی است که در قلمرو بازرگانی و مالی بین­الملل مورد بحث قرار گرفته و در گزارش­های اقتصادی کشورها اغلب به وضعیت این تراز اشاره می­شود. اگر مانند گذشته تجارت خارجی به صورت پایاپای انجام می­گرفت شاید تنظیم تراز پرداخت­ها و تجزیه و تحلیل آن اهمیت چندانی پیدا نمی­کرد. از زمانی که مبادلات خارجی کشورها به صورت پولی انجام می­گیرد و در نهایت به جابجایی ارز می­انجامد، تنظیم این صورت حساب و بررسی مقادیر آن برای دولت­ها اهمیت زیادی یافته است. یکی از بخش­های اصلی تراز که به داد و ستد کالاها و خدمات مربوط می­شود، تراز تجاری نامیده می­شود. تغییر در مقدار و ارزش صادرات و واردات یک کشور مقادیر این تراز را تغییر می­دهد و در نهایت بر ارزش پول ملّی و نرخ تبدیل آن به پول سایر کشورها نیز تأثیر می گذارد (Haghighi, 2011: 212).

یکی از ابعاد مهم خصوصیات تجاری جوامع در حال توسعه، از مطالعه ترکیب کالاهای صادراتی و وارداتی آن­ها به دست می­آید. این کشورها به شدت وابسته به صادرات مواد خام و کالاهای اولیه هستند درحالی­که عمده صادرات کشورهای توسعه­یافته، کالاهای صنایع کارخانه­ای است. مهم­ترین دلیل عملکرد ضعیف صادراتی کشورهای جهان سوم به کشش یا حساسیت تقاضا مربوط می­شود. اغلب بررسی­های آماری درباره­ی الگوهای تقاضای جهانی برای کالاهای گوناگون نشان   می­دهد که کشش درآمدی تقاضا برای محصولات اولیه نسبتاً پایین است. یعنی افزایش درصد مقدار تقاضا کمتر از افزایش درصد درآمد ملی خواهد بود. از طرف دیگر کشش درآمدی تقاضا برای کالاهایی مانند مواد سوختی، خام و کارخانه­ای به طور نسبی بالاست (Todaro, 2009: 369). از نظر افراد خوش­بین تجارت بین­الملل، آزادسازی تجاری از جمله تشویق صادرات، کاهش ارزش پول داخلی، رفع محدودیت­های تجاری و به طور کلی تصحیح قیمت­ها، رشد سریع صادراتی و اقتصادی را ایجاد خواهد کرد (Ibid., 423).

 

5-2. آزادسازی تجاری و بهره­وری کل

بهره­وری، رابطه­ی میان تولید کالاها و خدمات را با نهاده­ها و عوامل تولید مورد استفاده در آن­ها بیان می­کند و معادل میزان محصول به ازای هر واحد از تولید است. بهره­وری به بهره­وری کار، بهره­وری سرمایه و بهره­وری سایر عوامل تولید تقسیم  می­گردد (اکبری،1386: 28). بر طبق نظریه­های سنّتی تجارت، ظرفیت فناوری کشورها و نیز عوامل تولیدی آن­ها مانند سرمایه، زمین و نیروی کار ماهر و غیرماهر، تعیین­کننده­ی مزیت رقابتی در بخش­های مختلف می­باشند. نظریه­های جدید تجارت از قبیل نظریه­ی مزیت نسبی ریکاردو و الگوی هکچر- اوهلین بیان می­کنند که در جریان آزادسازی تجاری یک کشور می­تواند کالاهایی را که در تولید آن­ها دارای مزیت نسبی است، صادر کرده و اقدام به واردات کالاهایی نماید که با کمیابی عوامل تولید آن­ها مواجه است. از این رو به بهره­وری بالاتر رسیده و لذا مصرف کننده با مصرف این محصولات مطلوبیت بیشتری کسب می­کند.

با اعمال موانع تجاری، کشورها از تجارت آزاد فاصله می­گیرند که این امر منجر به کاهش تجارت بین صنعت و درون صنعت می­شود. اما در مقابل آزادسازی تجاری باعث می­شود بهره وری صنعتی بهبود یافته، محصولات متمایز بیشتر با کیفیت بالاتر و قیمت پایین­تر عرضه شود، مازاد رفاه مصرف­کنندگان بیشتر شده و در نهایت میزان تجارت درون صنعت افزایش پیدا کند (Balassa, 1996; Falvey, 1981; Melitz, 2003).

 

 

3- الگوی نظری تحقیق:

بر اساس یک رابطه­ی حسابداری تولید ناخالص داخلی (GDP) حاصل جمع هزینه­ی مصرفی نهایی (FCE)، سرمایه‌گذاری بخش خصوصی و دولتی (IN)، خالص صادرات کالاها و خدمات (NEX) می­باشد:

GDP=FCE+IN+NEX(1)                                                                                   

در این رابطه آزادسازی تجاری از طریق متأثر ساختن بخش خالص صادرات می­تواند سطح تولید را تحت تأثیر قرار دهد.

در تابع شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی نیز تولید ناخالص داخلی، حجم نقدینگی، شاخص قیمت کالاهای وارداتی و شاخص قیمت تولیدکننده نقش آفرینی می‌کنند:

CPI=F(GDP, M2, MPI, PPI)(2)                                                                         

در این تابع نیز آزادسازی تجاری عمدتاً از طریق شاخص قیمت کالاهای وارداتی می‌تواند سطح عمومی قیمت­ها را متأثر سازد.

حجم نقدینگی (M) متأثر از پایه­ی پولی (MBR) و ضریب تکاثر پولی (MUL) است:

M=F(MBR, MUL) (3)                                                                                       

منابع پایه­ی پولی نیز برابر است با حاصل جمع خالص دارایی‌های خارجی بانک مرکزی (NFA)، خالص بدهی بخش دولتی به بانک مرکزی (NCPS)، خالص سایر دارایی‌ها و بدهی‌های بانک مرکزی (NOAL) و بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی (BC).

MBR=NFA+NCPS+NOAL+BC(4)                                                                   

در این رابطه آزادسازی تجاری از طریق خالص دارایی‌های خارجی بانک مرکزی می­تواند پایه­ی پولی و به تبع آن حجم پول را متأثر سازد.

خالص صادرات کالاها و خدمات از تفاوت صادرات (EX) از واردات (IM) حاصل می­گردد.

NEX=EX-IM(5)                                                                                                 

در این رابطه آزادسازی تجاری به طور مستقیم هم بر صادرات و هم بر واردات تأثیرگذار است.

در خصوص بهره‌وری کل عوامل تولید، معمولاً بر اساس تابع تولید کاپ-داگلاس می­توان بهره‌وری کل عوامل تولید را از رابطه­ی لگاریتمی زیر به دست آورد:

LnTFP=LnGDP-α1LnL-(1-α2)LnK(6)                                                                  

در این رابطه بهره‌وری کل عوامل تولید (TFP) تابعی از تولید ناخالص داخلی (GDP)، نیروی کار (L) و سرمایه (K) می‌باشد. بهره‌وری کل عوامل تولید می­تواند از طریق شوک‌های مربوط به فناوری حاصل از آزادسازی تجاری که عمدتاً از طریق ورود فناوری اتفاق می‌افتد، تحت تأثیر قرار گیرد.

با توجه به روابط نظری معرفی شده درخصوص ارتباط بین آزادسازی تجاری و سایر شاخص‌های کلان اقتصادی   می­توان پایه­ی مدل اقتصادسنجی پیشنهادی را فراهم کرد. الگوهای اقتصادسنجی مورد استفاده در یک تقسیم‌­بندی کلی به دو دسته­ی ساختاری و غیرساختاری تقسیم می‌شوند. الگوهای ساختاری با تکیه بر نظریه­های اقتصادی و با توجه به روابط نظری بین متغیر وابسته و متغیرهای توضیحی، طراحی می‌شوند. الگوهای غیرساختاری اقتصادسنجی در نقطه­ی مقابل الگوهای ساختاری قرار دارند و تقریباًً فاقد مبانی نظری اقتصادی هستند. در الگوهای ساختاری از نظریه‌های اقتصادی و اطلاعات و داده‌های آماری به طور همزمان استفاده می‌شود در حالی­که در الگوهای غیرساختاری صرفاً از اطلاعات و داده‌های آماری بهره گرفته می‌شود. الگو‌های غیرساختاری با عنایت به رابطه­ی علیت بین متغیرهای کلان اقتصادی و بدون توجه به نظریات اقتصادی بنا شده‌اند. در این الگو‌ها که به آن­ها الگوهای سری زمانی[30] نیز اطلاق می‌شود رفتار یک متغیر بر اساس مقادیر گذشته­ی آن توضیح داده می‌شود. الگوهای غیرساختاری به دلیل آن که متکی بر نظریه­های اقتصادی نیستند، جهت تحلیل سیاست‌های اقتصادی چندان مفید نمی­باشند و بیشتر برای پیش‌بینی مورد استفاده قرار می‌گیرند (اندرز[31]، 1995). در این تحقیق از الگوهای غیرساختاری سری زمانی (الگو‌ی تصحیح خطای برداری) استفاده می­شود.

 

4- الگو و روش­شناسی

1-4. معرفی چارچوب عمومی الگوهای VAR و VEC

یکی از مشهورترین الگو‌های غیرساختاری چند متغیره، الگوی VAR است. در الگوی VAR در سمت چپ، برداری از متغیرهای سری زمانی است که هریک از آن­ها بر حسب وقفه‌های خود و وقفه‌های سایر متغیرهای الگو، تعریف شده‌اند. لوتکپل[32] (2005) الگوی خود رگرسیونی برداری را در حالت کلی به شکل زیر معرفی کرده است:

(7)                                                       

که در آن،  بردار متغیرهای درون­زا،  بردار متغیرهای برون­زا،  شامل کلیه­ی متغیرهای از پیش تعیین شده مانند جزء ثابت، روند خطی و متغیرهای مجازی فصلی است.   پسماندها، دارای توزیع نرمال با میانگین صفر می­باشند (لوتکپل، 2005).

الگوی خود رگرسیونی برداری توسط سیمز[33] (1980) پس از نقد لوکاس(1976) مبنی بر تغییر تصمیمات کارگزاران اقتصادی بر اساس تغییر در انتظاراتشان که باعث تخمین نادرست پارامترهای الگو می­گردد، در مقابل سیستم معادلات همزمان معرفی شد. در نظام معادلات همزمان ارتباطات متقابل بین متغیرهای سری در قالب الگو مورد توجه قرار می‌گیرد. در این نظام‌ها برخی متغیرها درون‌زا و بعضی نیز از پیش تعیین شده (برون­زا یا درون­زای با وقفه) می‌باشند. در نظام معادلات همزمان قبل از برآورد ضرایب، وضعیت معادلات نظام از نظر شناسابودن مورد بررسی قرار می‌گیرد. برای تحقق شرط شناسایی فرض می‌شود که تعدادی از متغیرهای از پیش تعیین شده تنها در بعضی از معادلات الگو ظاهر می‌شوند. بنابراین در برآورد نظام معادلات همزمان متغیرهای الگو به دو دسته­ی درون­زا و برون­زا طبقه‌بندی می‌شوند. تفکیک متغیرهای درون­زا از برون­زا معمولاً توسط محقق صورت می‌پذیرد. سیمز همچنین دسته ­بندی متغیرها به برون­زا و درون­زا را مورد انتقاد قرار داد. وی اظهار نمود که در نظام معادلات همزمان، همه­ی متغیرها به طور همزمان تعیین می‌شوند و قضاوت در زمینه­ی برون­زا یا درون­زا بودن آن­ها صحیح نیست. برای رفع این نقص در نظام معادلات همزمان، همان‌گونه که اشاره شد سیمز الگوی خودرگرسیونی برداری را معرفی کرد. در الگوی خودرگرسیونی برداری تمامی متغیرها جز متغیرهای عرض از مبدأ، روند و مجازی، درون­زا هستند. بنابراین مشکل تفکیک متغیرهای درون­زا و برون­زا در این الگوها مرتفع می‌شود. این گونه الگوها به دلیل آنکه تمامی متغیرهای سمت راست از پیش تعیین شده هستند، با روش حداقل مربعات معمولی(OLS)[34] قابل برآورد هستند (اندرز، 1995).

مشاهدات نشان داده است که پیش‌بینی‌های انجام گرفته بر اساس الگوی خودرگرسیونی برداری از پیش‌بینی ناشی از نظام­های پیچیده‌تر معادلات همزمان، دقیق‌تر است. ارائه پیش‌بینی‌های دقیق‌تر از متغیرهای کلان اقتصادی باعث شد الگوی خودرگرسیونی برداری مورد استقبال بسیاری از اقتصاددانان واقع شود و در پیش­بینی بخش‌های مختلف اقتصاد از جمله بخش پولی و مالی مورد استفاده قرار گیرد. در الگوی خودرگرسیونی برداری، بایستی تمامی متغیرهای درون­زا مانا باشند. بنابراین اگر متغیری مانا نباشد، بایستی با تفاضل‌گیری آن را مانا نمود. اما تفاضل‌گیری باعث می‌شود که اطلاعات مربوط به سطح متغیرها از بین برود (اندرز، 1995).

لوتکپل (2005) شکل کلی الگوی تصحیح خطای برداری را به صورت زیر معرفی می کند:

(8)                                                         

در این رابطه a ماتریس k´r ضریب سرعت تعدیل[35] است که سرعت تعدیل به سمت تعادل بلند مدت را نشان می دهد. یعنی در واقع نشان می­دهد که چه سهمی از عدم تعادل در دوره­ی قبل در دوره­ی جاری تصحیح می­شود. b ماتریس  k´r هم­جمعی است که نشان­دهنده­ی بخش بلندمدت الگو می­باشد. Gj ماتریس k´k ضرایب کوتاه مدت و ut نیز بردار اجزاء خطای اختلال بامیانگین صفر می باشد (Lutkepohl,2005).

اشاره شد که وجود همجمعی بین متغیرهای اقتصادی مبنای آماری استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری است. بنابراین تبیین بیشتر مفهوم همجعی، ضرورت دارد. اصولاً استفاده از روش‌های معمول اقتصادسنجی در تخمین ضرائب الگوهای سری زمانی، بر فرض مانایی متغیرهای الگو مبتنی است. در صورتی که متغیرهای سری زمانی نامانا باشند، حتی با وجود عدم رابطه با مفهوم اقتصادی بین متغیرهای الگو ممکن است ضریب تعیین بالا باشد و نتایج غلطی از میزان ارتباط متغیرها استنباط شود.

یول[36] (1926) و فریش[37] (1934) در مطالعات خود مشخص ساختند که بین متغیرهای دارای روند، حتی در مواردی که یک رابطه اقتصادی معنی‌داری بین آنها وجود ندارد، همبستگی شدیدی وجود دارد. این موضوع در واقع نقطة آغازین مفهومی است که امروزه تحت عنوان همجمعی بین اقتصاددانان شهرت دارد. سال‌های زیادی از طرح این موضوعات توسط یول و فریش، سپری شد تا آنکه در دهة 1990 و پس از ارائه مقالات انگل و گرنجر[38] (1990)، بار دیگر مفهوم      هم­جمعی به نحو گسترده‌ای در محافل علمی مطرح شد و شیوه جدیدی از الگوسازی فعالیت‌های اقتصادی بنا نهاده شد.

در ابتدا برای حل مشکل حرکت هم­جهت متغیرها و اجتناب از رگرسیون کاذب بین متغیرهای سری زمانی، یک متغیر روند زمانی T را به عنوان متغیرهای مستقل الگو لحاظ می‌نمودند. بعداً مشخص شد که این راه حل صرفاً در مواردی که متغیرهای روند مانا باشند، راهگشا است. در صورتی که متغیرهای الگو پس از تفاضل­گیری مانا شوند، اضافه کردن روند زمانی T در بین متغیرها و یا کم­کردن روند قطعی از متغیرها موجب مانایی این متغیرها نخواهد شد. در این وضعیت استفاده از روش‌های معمول اقتصادسنجی باعث می‌گردد که آزمون­های t و F از اعتبار لازم برخوردار نباشند و در مورد شدت ارتباط بین متغیرها استنباط‌های غلطی صورت پذیرد. در سری­های زمانی که متغیرها مانا نیستند، برای پرهیز از رگرسیون کاذب، تفاضل متغیرها مورد استفاده قرار می‌گیرند. اما استفاده از تفاضل مرتبه اول یا بالاتر متغیرها در رگرسیون‌ها، باعث می‌شود که اطلاعات ذی­قیمتی در مورد روابط بلندمدت سطح متغیرها از دست برود. به کارگیری روش همجمعی موجب می‌شود که رگرسیون را بر اساس سطح متغیرها و بدون هراس از کاذب­بودن، برآورد نمود. در الگوی تصحیح خطای برداری که از الگوهای خودرگرسیونی برداری همجمع[39] به شمار می‌رود، جهت مانا نمودن متغیرهای نامانا از مفهوم همجمعی بهره گرفته می‌شود و اطلاعات مربوط به روابط تعادلی بلندمدت بین متغیرها نیز در الگو حفظ می‌گردد (اندرز، 1995).

یکی از کاربردهای الگوی VAR وVEC که به وسیله­ی سیمز (1980) و دیگران استفاده شده است، ردیابی واکنش الگو در پی شوک ایجاد شده در هر یک از متغیرهای درون­زا است که به آن‌ تابع عکس‌العمل(IRF)[40] نیز می­گویند. تحلیل واکنش ضربه این امکان را فراهم می­آورد تا اثرات اختلال­های ایجاد شده در یکی از متغیرهای درون­زا بر دیگر متغیرهای سیستم در الگوهای VAR و VEC مورد ارزیابی قرار گیرند. لوتکپل (2005) در شرایط مانا بودن سری زمانی متغیرها، برای تحلیل واکنش ضربه­ی الگوی میانگین متحرک[41] را به شکل زیر معرفی می­کند:

(9)                                                                       

که در این رابطه yt بردار متغیرهای درونزا، 0F ماتریس یکه و  است. ضرایب این الگو می تواند تفسیری از واکنش ضربه های وارده به سیستم ارائه نماید. اجزاء ماتریس Fs نشان دهنده اجزاء yt در واکنش به اختلال های ut      می­باشند.

تجزیه­ی واریانس خطای پیش­بینی (FVED)[42]، ابزار دیگری از الگوهای VAR و VEC است که به کمک آن سهم بی‌ثباتی هر متغیر در مقابل شوک وارده به هریک از متغیرهای دیگر الگو تعیین می‌شود. با تجزیه­ی واریانس خطای پیش‌بینی، می­توان اثر هر متغیر بر روی متغیرهای دیگر را در طول زمان اندازه‌ گیری کرد. در واقع تجزیه­ی واریانس خطای پیش­بینی ابزار مناسبی برای تفسیر الگوی VAR و VEC می باشد. بر اساس رابطه (9) با فرض این که الگوی میانگین متحرک دارای اجزای خطای متعامد و جملات اختلال با میانگین صفر باشد داریم:

(10)                                                                                         

(11)                                                     

در این رابطه،  عامل ij ام ماتریس ضرایب واکنش ضربه متعامد است. عبارت  نیز تفسیری از مشارکت متغیر j در h گام واریانس خطای پیش بینی متغیر k را نشان می دهد. با تقسیم طرفین رابطه (11) بر عبارت  می توان سهم هر یک از j متغیر را در h گام واریانس خطای پیش بینی متغیر k نشان داد:

(12)                                                                       

(Lutkepohl, 2005).

 

2-4. تصریح الگوی تحقیق

به منظور بررسی اثرات آزادسازی اقتصادی بر متغیرهای کلان اقتصادی براساس الگوی VEC می‌توان بردار متغیرهای مورد نظر را به شکل زیر معرفی کرد:

(13)                                                        

در این رابطه (LGDP) لگاریتم تولید ناخالص داخلی، (LCPI) لگاریتم شاخص بهای مصرفی خانوارهای شهری، (LM) لگاریتم حجم پول، (LIB) شاخص آزادسازی تجاری، (LNX) لگاریتم خالص صادرات و (LTFP) لگاریتم بهره‌وری کل عوامل تولید را نشان می‌دهد. قابل ذکر است که این مدل در 9 الگوی جداگانه مورد ارزیابی قرار می‌گیرد که در الگوی اول آزادسازی تجاری محاسباتی محقق و در الگوهای دیگر از شاخص‌های آزادسازی گزارش شده توسط موسسه بین المللی هریتیج استفاده شده است. این موسسه شاخص‌های مورد نظر را شاخص‌ آزادسازی تجاری (TF)، شاخص‌ آزادسازی اقتصادی (TOF)، شاخص‌ آزادسازی کسب‌وکار (BF)، شاخص‌ آزادسازی از فساد (FC)، شاخص‌ آزادسازی مالیاتی (FF)، شاخص‌ آزادسازی دولتی (GS)، شاخص‌ آزادسازی سرمایه‌گذاری (IF) و شاخص‌ آزادسازی پولی (MF) معرفی می‌کند. به نظر می‌رسد که در کنار شاخص آزادسازی تجاری با بررسی سایر شاخص‌های آزادسازی اقتصادی گزارش­شده توسط موسسه­ی بین­المللی هریتیج، بتوان ارتباط متقابل جهانی­شدن با سایر شاخص‌های کلان اقتصادی را بهتر مورد ارزیابی قرار داد. الگوی VEC را در قالب ماتریسی به شکل کلی زیر می­توان معرفی کرد:

 

(14)                        

 

در این رابطه a، ماتریس همجمعی است که نشان­دهنده­ی بخش بلندمدت الگو می­باشد، ai ماتریس ضرایب کوتاه مدت، uit نیز بردار اجزای خطای اختلال و cij ماتریس ضرایب متغیرهای از پیش تعیین­شده می­باشند. در این رابطه شکل تفاضلی متغیرها در قالب الگوی VEC، معرفی شده است.

 

5- بررسی نتایج تجربی

1-5. تعیین وقفه­ی بهینه

تعیین وقفه­ی بهینه در تصریح مدل VAR از اهمیت زیادی برخوردار است. بدین منظور از معیار اطلاعات آکائیک (AIC)، معیار شوارز (SC)، معیار حنان کوئین (HQC) و خطای پیش بینی نهایی (FPE) استفاده می­کنیم. لوتکپل و ولترز[43] (2003) بیان می­کنند که چون داده­های آماری فصلی هستند در تعیین وقفه­ی بهینه حداکثر 4 وقفه منظور شود. در جدول (1) مشاهده می­کنیم که هریک از معیارها اعداد متفاوتی را نشان می­دهند. از آنجایی که استفاده از AIC متداول­تر است، 4 وقفه را به عنوان وقفه­ی بهینه انتخاب و از آن در فرآیند تخمین استفاده می­کنیم.

 

2-5. آزمون مانایی و همجمعی

همانطور که در بخش قبلی بیان کردیم در عمل اکثر سری­های زمانی یک رفتار وابسته به زمان دارند که فرض مانایی را نقض می­کنند. در این شرایط مدل­های VAR کارآیی لازم را در بررسی رفتار این متغیرها از دست می­دهند. با بررسی ریشه­ی واحد، اگر متغیر مورد نظر نامانا باشد، معمولاً با d بار تفاضل­گیری مانا خواهد شد که آن را همگرای درجه­ی d، I(d) می­نامیم. حال اگر بتوان ترکیب خطی از دو یا چند متغیر نامانا با درجه­ی همگرایی مشابه پیدا کرد که مانا باشد، این متغیرها همجمع خواهند بود. وجود همجمعی بین متغیرها نیز بدین معناست که رابطه­ی بلندمدتی بین آن­ها برقرار است.

 

 

جدول (1)- تعداد وقفه­ی بهینه (حداکثر 4 وقفه)

الگوها

آزمون

LIB

TOF

BF

FC

FF

GS

IF

MF

TF

AIC

4

4

4

4

4

4

4

4

4

FPE

2

4

4

4

4

4

4

4

4

HQC

1

4

4

4

4

4

4

4

4

SC

1

0

1

1

0

1

1

4

0

 

 

در ادامه به منظور استفاده از مدل VEC به بررسی ریشه­ی واحد و همجمعی موجود بین متغیرها می­پردازیم. در ابتدا درجه­ی همگرایی متغیرها را باید مشخص کنیم. نتایج ریشه­ی واحد در جدول (2) گزارش شده­اند. ریشه­ی واحد هریک از متغیرها از طریق آزمون "دیکی- فولر" تعمیم یافته (ADF) بررسی شده­اند. نتایج نشان می­دهد که همه­ی متغیرها در سطح معناداری 1% همگرای درجه­ی یک، (1)I، هستند. حال که متغیرها از همگرایی یکسان برخوردار هستند، می­توان تحلیل همجمعی در این مدل را بر اساس آزمون یوهانسن (1995) و آزمون سایکونن و لوتکپل مورد بررسی قرار داد.

 

 

جدول (2)- آزمون ریشه واحد (دیکی- فولر تعمیم یافته)

آماره­ی آزمون

تفاضل مرتبه­ی اول متغیرها

آماره­ی آزمون

متغیرها در سطح

-5/32

DLGDP

-1/67

LGDP

-2/77

DLCPI

-2/17

LCPI

-2/99

DLM

-2/66

LM

-8/28

DLIB

-2/27

LIB

-4/03

DTF

-1/06

TF

-4/38

DTOF

-0/43

TOF

-3/20

DBF

-2/09

BF

-3/53

DFC

-2/64

FC

-3/79

DFF

-2/02

FF

-5/76

DGS

-2/86

GS

-3/42

DIF

-2/03

IF

-3/48

DMF

-2/69

MF

-3/11

DLNX

-3/13

LNX

-3/55

DLTFP

-2/69

LTFP

میزان آماره­ی آزمون در سطوح بحرانی بر اساس مطالعه­ی دیویدسون و مکینون (1993)

- جزء ثابت، متغیرهای مجازی فصلی و روند خطی  1% : (3.96-)      5% : (3.41-)      10% : (3.13-)

- جزء ثابت و متغیرهای مجازی فصلی                 1% : (3.43-)      5% : (2.86-)      10% : (2.57-)

مأخذ: یافته­های محقق

 

 

 

آزمون اثر یوهانسن، آزمون نسبت راست­نمایی (LR)[44] مبتنی بر رگرسیون RR از مدل VEC است که تنها فرضیه­ی صفر را در نظر می­گیرد. همچنین در کنار این آزمون از آزمون سایکونن و لوتکپل استفاده کرده­ایم. در این آزمون‌ها بر اساس جدول (3) مشاهده می­شود که در مدل­های LIB، TF، TOF، BF و IF دو رابطه­ی بلندمدت در سطح معناداری 95% و در    مدل­های FC، FF، GS و MF یک رابطه­ی بلندمدت در سطح معناداری 95% وجود دارد.

در این بخش به آزمون­های خودهمبستگی، غیرنرمال بودن و واریانس ناهمسانی در اجزای باقیمانده و آزمون ثبات چاو مدل VEC می­پردازیم.

 

 

جدول (3)- آزمون LR همجمعی یوهانسن و سایکونن و لوتکپل (در سطح معناداری 95%)

آزمون یوهانسن

فرضیه صفر

LIB

TF

TOF

BF

FC

FF

GS

IF

MF

95%

 

159/04

(0/00)

167/38

(0/00)

178/32

(0/00)

169/72

(0/00)

159/86

(0/00)

172/64

(0/00)

161/54

(0/00)

184/09

(0/00)

159/15

(0/00)

117/45

 

91/06

(0/03)

94/41

(0/02)

94/35

(0/02)

91/67

(0/03)

85/65

(0/08)

84/39

(0/09)

87/86

(0/05)

102/28

(0/00)

86/80

(0/06)

88/55

 

59/53

(0/10)

60/14

(0/09)

59/90

(0/10)

57/38

(0/16)

60/02

(0/09)

57/98

(0/14)

54/61

(0/23)

66/78

(0/02)

57/72

(0/15)

63/66

 

30/07

(0/50)

34/53

(0/27)

35/58

(0/22)

33/32

(0/33)

36/82

(0/18)

37/69

(0/15)

30/67

(0/47)

39/28

(0/11)

35/98

(0/21)

42/77

 

15/64

(0/52)

19/73

(0/24)

19/96

(0/23)

19/32

(0/27)

22/37

(0/13)

21/05

(0/18)

16/56

(0/46)

23/13

(0/11)

21/07

(0/18)

25/73

 

6/40

(0/42)

5/77

(0/50)

5/40

(0/55)

6/98

(0/36)

9/05

(0/18)

6/42

(0/42)

4/65

(0/65)

8/08

(0/25)

9/18

(0/17)

12/45

آزمون سایکونن و لوتکپل

 

105/57

(0/00)

134/50

(0/00)

142/16

(0/00)

138/95

(0/00)

123/38

(0/00)

132/34

(0/00)

128/24

(0/00)

145/56

(0/00)

121/72

(0/00)

99/40

 

49/55

(0/54)

70/75

(0/02)

67/34

(0/04)

67/43

(0/04)

59/80

(0/16)

59/34

(0/17)

63/82

(0/00)

73/97

(0/00)

61/02

(0/11)

73/42

 

30/35

(0/62)

41/64

(0/11)

36/37

(0/30)

39/58

(0/17)

43/04

(0/08)

35/59

(0/33)

32/13

(0/00)

45/08

(0/05)

35/98

(0/35)

51/45

 

16/82

(0/63)

17/63

(0/57)

16/14

(0/68)

20/98

(0/33)

19/96

(0/39)

16/20

(0/68)

16/81

(0/00)

24/06

(0/17)

20/24

(0/37)

33/50

 

7/16

(0/64)

5/67

(0/81)

6/16

(0/76)

8/50

(0/49)

14/48

(0/08)

10/82

(0/27)

8/62

(0/04)

7/89

(0/56)

7/83

(0/45)

19/71

 

1/30

(0/71)

5/73

(0/08)

5/45

(0/10)

5/87

(0/08)

7/24

(0/03)

6/57

(0/05)

4/69

(0/15)

7/02

(0/04)

4/01

(0/56)

9/73

** در سطح معناداری 10% فرضیه صفر رد می­شود.

*** در سطح معناداری 1% فرضیه صفر رد می­شود.

مأخذ: یافته­های محقق


 

جدول(4)- آزمون های تشخیصی و آزمون ثبات

الگوها

آزمون ها

Q24

LJB2

(4)MARCH LM

Chow

LIB

521/85

(0/57)

2461/04

(0/05)

821/17

(0/93)

0/34

(0/97)

TF

488/06

(0/92)

461/05

(0/07)

876/91

(0/54)

0/75

(0/55)

TOF

479/69

(0/95)

556/17

(0/06)

852/96

(0/75)

0/75

(0/56)

BF

448/32

(0/99)

263/52

(0/06)

892/34

(0/39)

0/74

(0/72)

FC

461/31

(0/98)

1075/84

(0/07)

855/17

(0/73)

0/77

(0/57)

FF

531/50

(0/52)

581/54

(0/05)

873/15

(0/58)

0/72

(0/66)

GS

519/21

(0/67)

450/59

(0/06)

888/85

(0/43)

0/78

(0/58)

IF

487/48

(0/89)

158/98

(0/07)

917/03

(0/20)

0/81

(0/50)

MF

473/25

(0/97)

420/93

(0/05)

895/18

(0/37)

0/82

(0/51)

- فرضیه­ی صفر تنها وقتی رد می‌شود که آماره p کوچکتر از 0/1 یا 0/05 باشد. (لوتکپل و کراتزیگ، 2004: 47)

- Qh : آزمون «پورتمن» برای تشخیص خودهمبستگی

- LJBk : آزمون «ژارکو- برا» برای تشخیص غیرنرمال بودن

- (q) MARCH LM: آزمون LM ARCH- چندمتغیره برای تشخیص واریانس ناهمسانی

- Chow: آزمون ثبات چاو

مأخذ: یافته­های محقق

 

با توجه به نتایج جدول (4) می­توان دید که در کلیه­ی الگوها آزمون­های تشخیصی دلالت بر عدم وجود خودهمبستگی، غیرنرمال بودن و واریانس ناهمسانی داشته و از ثبات قابل قبولی برخوردارند.

 

نمودار (1) واکنش‌های تولید، سطح عمومی قیمت‌ها، حجم پول، خالص صادرات و بهره‌وری کل عوامل تولید را نسبت به شوک آزادسازی با استفاده از روش هال (1992) در سطح معناداری 90% با تعداد انعکاس بوتسترپ 100 نشان می­دهد.

 

 

الگو

LIB→LGDP

LIB→LCPI

LIB→LM

LIB→LNX

LIB→LTFP

LIB

         

TF

         

TOF

         

BF

         

FC

         

FF

         

GS

         

IF

         

MF

         

شکل(1)- تحلیل واکنش ضربه

مأخذ: یافته­های محقق

 

همانطورکه نتایج نشان می‌دهد، مطابق الگوی LIB (شاخص آزادسازی تجاری ساخته­ی محقق) در هر سه دوره کوتاه­مدت، میان­مدت و بلندمدت آزادسازی تجاری بر حجم تولید و نیز بهره وری کل عوامل تولید تأثیر مثبت داشته و به کاهش سطح عمومی قیمت­ها منجر شده است. از لحاظ نظری، در نتیجه­ی اعمال سیاست­های آزادسازی تجاری، کارایی اقتصادی به وجود می­آید که هم بر تولید و هم بر مصرف در اقتصاد تأثیر مثبت می­گذارد. بالا رفتن کارایی اقتصادی در تولید، به افزایش درآمد ارزی حاصل از صادرات منجر شده و به جهت جانشینی واردات با تولیدات داخلی، باعث صرفه­جویی در نیروی کار یا سرمایه می­شود. همچنین آزادسازی تجاری در کوتاه مدت به رشد صادرات انجامیده ولی در بلندمدت و با افزایش تولید، حجم صادرات و واردات تقریباً به یک نسبت افزایش یافته که این امر منجر شده خالص صادرات با تغییری مواجه نشود. نتایج حاصل از تخمین الگو حاکی از آن است که اعمال سیاست آزادسازی تجاری در هر سه دوره­ی مورد بررسی، تأثیر منفی بر حجم پول و بهره­وری کل عوامل تولید داشته است.

بر طبق الگوهای TOF، FF، GS و MF با اعمال آزادسازی اقتصادی در کل و در زیر بخش­های مالیاتی، هزینه­های دولت و بخش پولی، حجم تولید و خالص صادرات در هر سه دوره افزایش و رشد قیمت­ها کاهش یافته ولی حجم پول بدون تغییر مانده است. آزادسازی اقتصادی بخشی از سیاست­های تعدیل ساختاری است که شامل مجموعه­ای از اقدامات، به منظور کاهش مداخله­ی دولت در بازارهای مالی، کالاها و خدمات، کار و بخش خارجی و در نهایت واگذاری آن به سازوکار بازار می­باشد. سیاست­های آزادسازی اقتصادی به دنبال دستیابی به اهدافی نظیر افزایش رشد اقتصادی، نیل به اشتغال کامل عوامل تولید، ثبات قیمت­ها، موازنه­ی تراز پرداخت­ها و ارتقای رفاه اجتماعی می­باشند. آزادسازی اقتصادی به عنوان عامل مهم در رشد بهره­وری کل عوامل محسوب می­شود.

در الگوی BF اجرای سیاست آزادسازی کسب و کار در هر کشور به کاهش دخالت دولت در بازار کالا و ارز می انجامد. با اعمال این سیاست، در هر سه دوره، خالص صادرات و بهره­وری کل افزایش یافته ولی حجم تولید تنها در کوتاه­مدت زیاد شده است. همچنین آزادسازی کسب و کار هیچ تأثیری بر سطح عمومی قیمت­ها و حجم پول نداشته است. در الگوی FC از لحاظ نظری آزادسازی از فساد در فضای کسب و کار، بدنه­ی دولت و ساختار قضایی و اجرایی کشور منجر به افزایش تولید، حجم پول و رشد صادرات می­شود. همچنین اجرای این سیاست از افزایش مداوم قیمت­ها جلوگیری کرده و منجر به رقابت سالم اقتصادی در کشور می­شود. اما این شاخص نتوانسته تأثیری بر بهره­وری کل عوامل تولید در کشور بگذارد؛ علّت این امر را می­توان ناشی از ساختار ضعیف بخش تولید و کمبود سرمایه گذاری دانست.

در الگوی IF نیز آزادسازی سرمایه­گذاری بر حجم پول و خالص صادرات در هر سه دوره تأثیر منفی داشته است. همچنین به کاهش تولید در کوتاه­مدت منجر شده ولی در میان­مدت و بلندمدت با افزایش مواجه شده است. این شاخص در کوتاه­مدت تأثیر معناداری بر سطح عمومی قیمت­ها نداشته ولی در بلندمدت باعث افزایش قیمت‌ها شده است. اجرای سیاست آزادسازی سرمایه‌گذاری با کاهش اعمال محدودیت‌های ارزی و نیز ایجاد بستر مناسب برای ورود و فعالیت آزاد سرمایه‌های خارجی همراه است. مسلّماً جذب سرمایه­های خارجی به افزایش رقابت در بخش تولید می­انجامد. همچنین حجم پول نیز در هر سه دوره کاهش یافته است. همچنین اجرای سیاست آزادسازی تأثیر معناداری بر رشد بهره­وری در اقتصاد ایران طی دوره­ی زمانی میان­مدت و بلندمدت نداشته است. دلیل این امر را نیز می­توان ناشی از آن دانست که با آزادی ورود سرمایه­های خارجی، در کوتاه مدت کارآیی عوامل تولید همچون کار و بویژه سرمایه افزایش یافته ولی در بلندمدت به علّت حجم بالای واردات نسبت به صادرات، انگیزه برای رقابت در بخش تولید کم شده و کارآیی کاهش می­یابد.

به منظور ارزیابی اهمیت نسبی شوک­های وارده به تولید، سطح قیمت‌ها، حجم پول، خالص صادرات و بهره‌وری کل عوامل تولید، تجزیه­ی واریانس خطای پیش­بینی این متغیرها را در فصول مختلف را می‌توان در جدول (5) نشان داد. براساس تخمین صورت گرفته برای الگوی LIB سهم شوک آزادسازی تجاری در واریانس متغیر تولید در کوتاه­مدت بسیار ناچیز می­باشد ولی در میان­مدت و نهایتاً بلندمدت تا 15% نیز افزایش یافته است. این سهم در مقابل در سطح آزادسازی تجاری برای واریانس ایجادشده در سطح تولید در هر سه دوره قابل توجه و نسبت به سایر متغیرها بیشترین مقدار را به خود اختصاص داده است تا جایی‌که در بلندمدت تا 25% نیز می‌رسد. سهم بهره­وری کل در واریانس آزادسازی تجاری که در میان­مدت و بلندمدت حداکثر به 11% رسیده است. در الگوی TF سهم شوک آزادسازی در واریانس همه­ی متغیرها بجز حجم پول و بهره­وری کل عوامل تولید ناچیز می­باشد و بیشترین سهم این شوک در بلندمدت بر واریانس بهره­وری کل عوامل تولید است. سهم شوک سایر متغیرها بر واریانس آزادسازی نسبتاً اندک می­باشد بجز سهم شوک حجم پول که بیشترین تأثیر خود را در بلندمدت بر واریانس آزادسازی برجای      می­گذارد. در الگوی TOF سهم شوک آزادسازی در واریانس متغیر تولید و سطح عمومی قیمت­ها و خالص صادرات در کوتاه مدت ناچیز می­باشد ولی در میان­مدت و نهایتاً بلندمدت به ترتیب تا 25% و 23% و 17% نیز افزایش یافته است. در الگوی BF سهم شوک آزادسازی در واریانس خالص صادرات و بهره­وری کل در طول زمان در حال افزایش می­باشد و در بلندمدت به حداکثر خود می­رسد. سهم شوک سطح عمومی قیمت­ها و خالص صادرات بر واریانس این متغیر قابل توجه می­باشد که بیشترین سهم برای سطح عمومی قیمت­ها مربوط به کوتاه­مدت و برای خالص صادرات مربوط به بلندمدت می­باشد.

 

جدول(5)- تجزیه­ی واریانس خطای پیش بینی

الگوی

εLIB →LGDP

εLIB →LCPI

εLIB →LM

εLIB →LNX

εLIB →LTFP

ک.ک.

م.م.

ب.م.

ک.ک.

م.م.

ب.م.

ک.ک.

م.م.

ب.م.

ک.ک.

م.م.

ب.م.

ک.ک.

م.م.

ب.م.

LIB

0/00

0/05

0/15

0/00

0/02

0/03

0/00

0/00

0/01

0/06

0/03

0/01

0/01

0/05

0/09

TF

0/00

0/01

0/01

0/00

0/00

0/01

0/02

0/08

0/10

0/01

0/00

0/01

0/12

0/18

0/19

TOF

0/05

0/18

0/25

0/04

0/16

0/23

0/00

0/00

0/00

0/10

0/15

0/17

0/00

0/00

0/01

BF

0/04

0/05

0/02

0/00

0/00

0/00

0/01

0/01

0/00

0/05

0/12

0/16

0/18

0/16

0/18

FC

0/01

0/08

0/15

0/07

0/30

0/40

0/02

0/10

0/15

0/10

0/10

0/11

0/00

0/00

0/00

FF

0/07

0/27

0/34

0/08

0/34

0/45

0/01

0/02

0/04

0/06

0/07

0/10

0/01

0/01

0/01

GS

0/05

0/21

0/30

0/02

0/11

0/13

0/01

0/04

0/05

0/00

0/01

0/01

0/00

0/00

0/01

IF

0/02

0/03

0/03

0/00

0/04

0/10

0/03

0/10

0/16

0/03

0/30

0/39

0/04

0/03

0/02

MF

0/02

0/02

0/01

0/00

0/00

0/00

0/00

0/03

0/04

0/05

0/13

0/15

0/05

0/12

0/17

مأخذ: یافته­های محقق

 

در الگوی FC سهم شوک آزادسازی در واریانس متغیر تولید، سطح عمومی قیمت­ها، حجم پول و خالص صادرات در کوتاه­مدت، میان­مدت و بلندمدت در حال افزایش است. در الگوی FF سهم شوک آزادسازی در واریانس همه­ی متغیرها در طول زمان در حال افزایش می­باشد که بیشترین سهم این شوک در واریانس سطح عمومی قیمت­ها در بلند مدت دیده می­شود. سهم شوک تولید نیز در طول زمان در حال افزایش است. در الگوی GS سهم شوک آزادسازی در واریانس همه­ی متغیرها در طول زمان در حال افزایش می­باشد و بیشترین اثر را بر واریانس تولید دارد که در بلندمدت سهم آزادسازی در واریانس این متغیر به 30% می­رسد. در الگوی IF سهم شوک آزادسازی در واریانس متغیر تولید، سطح عمومی قیمت­ها، حجم پول و خالص صادرات در طول زمان در حال افزایش می­باشد و بیشترین سهم را بر واریانس خالص صادرات در بلندمدت بر جای می­گذارد. به جز تولید و بهره وری کل عوامل تولید سایر متغیرها سهم نسبتاً زیادی در واریانس آزادسازی دارند که بیشترین سهم مربوط به شوک خالص صادرات در بلند مدت می باشد. در الگوی MF بیشترین سهم شوک آزادسازی در واریانس خالص صادرات می­باشد که در بلندمدت به حداکثر خود می­رسد. سهم شوک خالص صادرات و بهره­وری کل عوامل تولید سهم بالایی را نسبت به سایر متغیرها بر واریانس آزادسازی دارند که بیشترین سهم مربوط به بلندمدت می باشد.

 

6- نتیجه گیری و ارائه­ی پیشنهادها

پدیده­ی ‎جهانی­شدن ‎که ‎فرآیند ‎در‎هم ‎آمیختن ‎و ‎ادغام ‎اقتصادهای ‎ملی ‎با ‎اقتصاد ‎جهانی ‎است، ‎در ‎دهه­های ‎اخیر ‎مورد ‎بحث ‎سیاست­گذاران ‎و ‎برنامه­‎ریزان ‎بوده ‎است. ‎آزادسازی ‎تجاری ‎که ‎به ‎عنوان ‎حرکت ‎به ‎سمت ‎تجارت ‎آزاد ‎از ‎طریق ‎کاهش ‎در ‎تعرفه­ها ‎و ‎سایر ‎موانع ‎تجاری ‎تعریف ‎شده ‎است، ‎مهم­ترین ‎نیروی ‎پیش­‎برنده­ی ‎جهانی­شدن ‎محسوب        ‎می­شود. ‎آزادسازی ‎و ‎جهانی­شدن ‎موجب ‎افزایش ‎حجم ‎و ‎نوع ‎مبادلات ‎مرزی ‎کالاها ‎و ‎خدمات ‎(افزایش ‎بازرگانی      ‎بین­المللی)، ‎افزایش ‎جریان ‎سرمایه­گذاری ‎مستقیم ‎خارجی ‎و ‎بین­‎المللی ‎و ‎همچنین ‎تسریع ‎انتقال ‎فناوری ‎و     ‎جهانی­شدن ‎تولید ‎می ­شود.

هدف اصلی این تحقیق بررسی اثرات آزادسازی تجاری به‌عنوان یکی از شاخص‌های اصلی جهانی­شدن بر شاخص‌های کلان اقتصادی همچون تولید، سطح عمومی قیمت‌ها، حجم پول، خالص صادرات و بهره‌وری کل عوامل تولید با استفاده از روش سیستمی تصحیح خطای برداری (VEC) بود. بطورکلی نتایج نشان داد که در قریب به اتفاق الگوهای تخمینی آزادسازی اقتصادی در هر سه دوره­ی کوتاه­مدت، میان­مدت و بلندمدت باعث رشد تولید شده است. آزادسازی تجاری نیز همین اثر را تنها برای شاخص (LIB) از خود نشان می­دهد. در خصوص سطح عمومی قیمت­ها اکثر الگوهای تخمینی آزادسازی اقتصادی و همچنین شاخص­های آزادسازی تجاری در هر سه دوره اثر منفی از خود برجای گذاشته­اند. همچنین نتایج نشان داد که بیشتر الگوهای آزادسازی اقتصادی در هر سه دوره اثر مثبت بر حجم پول دارد درحالی که این اثر در آزادسازی تجاری منفی می­باشد. همچنین آزادسازی اقتصادی و تجاری در اکثر الگوها اثر مثبتی بر سطح تراز تجاری داشته است. در نهایت نتایج نشان داد که آزادسازی اقتصادی در هر سه دوره در اکثر الگوها اثر مثبت بر بهره وری کل عوامل تولید دارد.

بنابراین پیشنهاد می­گردد که سیاست­هایی به منظور افزایش قدرت رقابت­پذیری اقتصاد کشور و در نتیجه تأکید بر توسعه­ی صادرات غیرنفتی به عنوان یک استراتژی مهم و کاهش واردات غیرضروری اتخاذ گردد. همچنین رقابت، ایجاد بستر مناسب جهت جذب سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، انجام فعالیت­های تحقیق و توسعه­ی داخلی و آموزش سرمایه­ی انسانی متخصص و علمی در جهت جذب فناوری خارجی، تعیین شرکای تجاری با درجه­ی پیشرفت فناوری بالاتر از کشور، افزایش شاخص­های باز بودن اقتصاد و کاهش وابستگی به مواد مصرفی خارجی در جهت افزایش مداوم بهره­وری گسترش یابد. کارآفرینی نیز به منظور تولید کالا و خدمات جدید، افزایش کیفیت کالاها و خدمات و یا کاهش قیمت تمام شده آن­ها مورد توجه قرار گیرد. از سوی دیگر به بازاریابی در سطح بازارهای جهانی توجه بیشتر گردد. همچنین منابع بیشتر در بخش­های با کارایی بالاتر بخصوص در بخش خدمات مورد استفاده قرار گیرد.

به سیاست­گذاران توصیه می­شود همکاری­های اقتصادی را گسترش داده و با تسهیل قوانین مربوط به اعمال تعرفه و گمرک کالا و خدمات و انجام سرمایه­گذاری­های مشترک در آن دسته از صنایع و بخش­هایی از این کشورها که از زمینه­های مناسب برای گسترش تولید برخوردارند، زمینه را برای توسعه­ی سطح مبادلات تجاری فراهم سازند. به علاوه اعطای تسهیلات اعتباری به فعالان اقتصادی و حرکت به سوی اقتصاد باز و رهایی از اقتصاد دولتی و متمرکز نیز می­تواند شرایط را برای دستیابی به امر بهبود بخشد.

 

 

 



1. Omota & Katircioglu(2011) 

2.  Chen & Gupta(2006)

[3]. Khan & Qayyum(2006) 

[4]. Cihan & Dutta(2005) 

[5]. Greenaway et al(2002) 

[6]. Binici et al (2012)

[7]. Jin Jang(2006)

[8]. Lane(1997)

[9]. Romer(1993)

5. Melo & Vogt(1984)

[11]. Bertola & Faini(1991)

[12]. Santos(2002)

[13].  Ahmed(2001)

[14].  Thomas et al(1991)

[15].  Santos-Paulino(2002)  

[16].  Wu & Zeng (2008)

[17].  Lopez (2005)

[18].  Santos-Paulino & Thirwall (2004)

[19] . Parikh (2004)

[20] . Yeboah et al(2012)

[21].  Gonzales & Constantin(2008)

[22].  Ferreira & Rossi(2003)

[23].  Paus et al(2003)

[24].  Miller and Upadhyay(2000)

[25] . Edwards(1998)

[26].Technical Progress

[27]. International Monetary Found (IMF)  

[28]. World Bank 

[29] .OECD

[30]. Time series

1.  Enderse(1995)

[32].  Lutkepohl(2005)

[33].  Sims(1980)

[34].  Ordinary Least Squares

[35]. Loading Coefficients

[36]. Yule(1926)

[37]. Frisch(1934)

[38]. Engel and Granger(1990)

[39]. Cointegrated Vector Autoregression

[40]. Impulse Respone Function

[41].  Moveing Average

[42]. Forcast Variance Error Decomposition

[43]. Lutkepohl and Wolters (2003)

[44].  Likelihood Ratio Testing

 

Abrishami, H., Mehrara, M. and Irannejad, M. (2011),"The effect of trade liberalization policies on economic growth (A Case Study of Islamic Countries)", Journal of Economic Research, 91: 20-1.

Abrishami, H., Mehrara, M. and Mohseni, R. (2006), "Impact of trade liberalization on the trade balance and current account balance of payments", Journal of Knowledge and Development, 17: 36-11.

Abrishami, H., Mehrara, M. and Mohseni, R. (2007),"Impact of trade liberalization on export and import growth", Journal of Business Research Letter, 40: 126-95.

Abrishami, H., Mehrara, M. and Tamadonnejad, A. (2010),"The relationship between foreign trade and economic growth in developing countries: the generalized method of moments", Journal of Knowledge and Development, 26: 61-45.

Ahmed, N. (2001), "Trade liberalization in Bangladesh-an investigation into trends", Dhaka: The University  Press Limited (UPL).

Balassa, B. (1996), "Tariff Reductions and Trade in Manufactures among the Industrial Countries", American Economic Review,  56: 466-73.

Bertola, G. and Faini, R. (1991), "Import demand and non-tariff barriers: the impact of trade liberalization", Journal of Development Economics, 34: 269-286.

Binici, M. and Cheung, Y.W. and Kon, S.Lai. (2012), "Trade openness, market competition and inflation: some sectoral evidence from OECD countries", Central Bank of the Republic of Turkey.

Chen, P.P. and Gupta, R. (2006), "An Investigation of Openness and Economic Growth Using Panel Estimation", University of Pretoria Department of Economics Working Paper Series 22.

Cihan, C. and Dutta, D. (2005), "Trade Liberalisation and Economic Growth in Turkey: An Empirical Model of Endogenous Growth Analysis", University of Sydney, School of Economics and Political Science. Working papers, 1446-3806.

Edwards, S.S. (1992), "Trade orientation distortions and growth in developing countries", Journal of Development Economics, 39: 31-57.

Edwards, S.S. (1998), "Openness, productivity and growth: what do we really know?", Economic Journal, 108: 383-398.

Falvey, Rodney E. (1981), "Commercial Policy and Intra-industry Trade", Journal of international economics, 11 (4):495-511.

Fatali, A. (1997), "International Trade". Tehran: Moinyan. First Edition.

Ferreira, P.C. and Rossi, J.L. (2003), "New Evidence From Brazil On Trade Liberalization and Productivity Growth", International Economic Review, Vol. 44, 4.

Friedmann, T. (1972), In Growth centers in regional economic development, Edited by: N.M, Hansen. New York.

Gonzalez, G. and Constantin, S. (2008), "Explaining TFP Growth rates: Dissimilar effect of openness between different income groups of countries", MPRA Paper, No. 17584.

Gorji, E. and Alipuryan, M. (2007), "Analyze the impact of trade liberalization on economic growth, OPEC members",  Journal of Business Research Letters, 40: 187-204.

Greenaway, D. and  Sapsford, D. (1993), "Exports, growth and liberalisation: an evaluation", Journal of Policy Modelling, 16:165-186.

Greenaway, D. and  Sapsford, D. (1994), "What does liberalisation do for exports and growth?", Review of World Economics (Weltwirtschaftliches Archiv), 130:152-174.

Greenaway, D., Morgan, W. and Wright, P. (2002), "Trade liberalization and growth in developing countries", Journal of Development Economics, 67: 229-244.

Hadyan, E. and Parsa, H. (2009), "Estimate the effect of liquidity on inflation in the Iranian economy Bavqfh", Journal of Economic Studies, 36: 16-1.

Haghighi, M. (2011)."International Business (Theory and Applications)". Tehran: University of Tehran. 8th Edition.

Jafari Samimi, A. and Azarmand, H. (2006),"The effect of institutional factors on economic growth in the world", Journal of Monetary Economics, finance. No. 16.

Jafari Samimi,  A. Mahmudzadeh, M. and Shadabi, L. (2010), "Economic liberalization and inflation: an analysis of the country", Journal of Economic Modelling, 2 (8): 46-27.

Jafari Samimi, A., Safari, S., Rustamzadeh, M. and Mohamadzadeh, M. (2010), "Impact of trade  liberalization on financial development and economic growth in Iran", Economic Research Journal, 4: 21-1.

Jenkins, R. (1996), "Trade liberalisation and export performance in Bolivia", Development and Change, 27: 693-716.

Jin Jang, C. (2006), "Openness growth and inflation: Evidence from South Korea before the economic crises", Journal of Asian Economic, 17:738-757.

Karbasi, A. and Piri, M. (2010),"Relationship between free trade and economic growth", Journal of Knowledge and Development, 27: 160-145.

Khan, M.A. and Qayyum, A. (2006), "Trade Liberalization, Financial Sector Reforms and Growth", MPRA Paper 2655, University Library of Munich, Germany.

Lopez, PP. (2005), "The Impact of Trade Liberalisation on Exports, Imports, the Balance of Payments and Growth: the Case of  Mexico", Department of Economics University of Kent.

Lutkepohl, H. (2005), "New Introduction to Multiple Time Series Analysis", Springer-Verlag, Berlin.

Malek, M. (2004),"Economic Globalization (from Fantasy to Reality)", Tehran: Danesh and Andisheh.

Melitz, M.J. (2003), "The Impact of Trade on Intra-industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity", Econometrica, 71:1695-1725.

Melo, O. and Vogt, M.G. (1984), "Determinants of the demand for imports of Venezuela", Journal of Development Economics, 14: 351-358.

Miller, S. and Upadhyay, M. (2000), "The effects of openness, trade orientation, and human capital on total factor productivity", Journal of Development Economics, 63: 399-423.

Omotola, A. and Katircioglu, S. (2011), "Financial development, trade openness and economic  growth in Nigeria: time series evidence", Online at http://mpra.ub.uni-muenchen.de/35350.

Parikh, A. (2004), "Relationship Between Trade Liberalisation, Growth and Balance of Payments in Developing Countries: An Econometric Study", University of East Anglia, No. 286.

Paus E, Reinhardt N, Robinson M. (2003), "Trade Liberalization and Productivity Growth in Latin American Manufacturing 1970–98", Policy Reform, 6(1): 1–15.

Romer D. (1993), "Openness and inflation: theory and evidence", Quarterly Journal of Economics, 108 (4):870–903.

Santos-Paulino A, Thirlwall A.P.  (2004), "The impact of trade liberalisation on exports, imports and the balance of payments of developing countries", Economic Journal, Royal Economic Society 114(493): 50-72.

Santos-Paulino A. (2002), "Trade Liberalization and The Balance of payments in selected Developing countries", Department of Economics, Keynes College, University of Kent. ISSN 1466-0814.

Shajari, H. and Kamalzadeh, M. (2008), "Economics of Money and Banking". Isfahan: Hasht Behesht. Third Edition.

Tabibiyan, M. (2004), "Macroeconomic". Tehran:Baztab. First Edition.

Taghavi, M. (2010),"International finance". Tehran: Payam Noor. Fourth Edition.

Tayebnia, A. and Fuladi, M. (2010), "Effects of rising prices on the domestic price level, trade balance and the exchange rate using a general equilibrium model of computation". Journal of Economic Research, 89: 184-157.

Tayebnia, A. and Zandieh, R. (2010),"The effects of globalization on inflation". Journal of Economic Studies, 38: 96-53.

Thomas V, Nash J, Edwards S. (1991), "Best Practices in Trade Policy Reform", Oxford University Press for the World Bank.

Todaro,M.(2009), "Economic development in the Third World". Tehran: Koohsar.

Wu Y,  Zeng L. (2008), "The Impact of Trade Liberalization on the Trade Balance in Developing Countries", IMF Working Paper, WP/08/14.

Yeboah O,  Naanwaab C,  Saleem Sh,  Akuffo A. (2012),  "Effects of Trade Openness on Economic Growth: The Case of African  Countries", Southern Agricultural  Economics Association Annual Meeting, Birmingham. 

Yusofi, M. and Mobarak, A. (2009), "A comparative study of the effects of trade and financial liberalization on economic growth and financial development in Iran", Journal of quantitative economics. 3: 20-1.

Zoghipoor, A. and Zibaei, M. (2010),"The effects of agricultural trade liberalization on key variables", Economic Research Journal, 3: 138-113.