بررسی اثرهای پویای جهانی‌شدن تجارت بر واردات صنایع ماشین‌آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی در ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

فرایند جهانی‌شدن، دنیا را از ابعاد مختلف اقتصادی، سیاسی، اجتماعی و فرهنگی با تغییر و تحولاتی شگرف مواجه ساخته است. جهانی‌شدن اقتصاد، از دیدگاه کلی به‌عنوان ادغام بیشتر اقتصاد ملی در اقتصاد جهانی، توسط اندیشمندان، نظریه‌پردازان و صاحب‌نظران بسیار مورد بحث قرار گرفته است.
با توجه به اهمیت و کاربرد محصولات صنایع ماشین‌آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی در پروژه‌های بزرگ صنعتی و بخش‌های مختلف اقتصاد، به‌عنوان کالای سرمایه‌ای، ضروری است تا این بخش از صنعت در مرکز توجه سیاست‌گذاران اقتصادی قرار گیرد. در این پژوهش، اثرهای جهانی‌شدن بر واردات این صنایع با استفاده از الگوی خود توضیح با وقفه‌های توزیعی (ARDL) و داده‌های سالیانه 1386-1353  مورد مطالعه و سنجش قرار گرفته است.یافته‌های تحقیق نشان می‌دهد که جهانی‌شدن تجارت روی تقاضای واردات صنایع مزبور در بلند مدت و کوتاه مدت تأثیر منفی دارد.

کلیدواژه‌ها


1-  مقدمه

جهانی­شدن[1]واژه رایج دهۀ 1990 میلادی است. نوع تعامل با این پدیده بدون تردید مهم­ترین چالش کشورهای در حال توسعه در نظام بین­المللی فعلی است. کشور­ها برای آنکه بتوانند به درجه­ای از رشد و توسعۀ اقتصادی دست یابند باید در این شبکۀ پیچیده وارد شده و خود را انطباق دهند. شرط ورود٬ توانایی و آمادگی رقابت است (سریع القلم،1384: 45). جهانی­شدن آثار و پیامد های فراوانیروی انواع فعالیت­ها از جمله فعالیت های اقتصادی دارد.

جهانی شدن اقتصاد، روی بر تحرک فزاینده نیروی کار، سرمایه و تکنولوژی، گسترش تجارت بین­المللی و به هم پیوستگی روزافزون بازارها و گسترش ارتباطات تاکید دارد. آزادسازی و جهانی­شدن، موجب افزایش حجم و نوع مبادلات مرزی کالاها و خدمات و افزایش جریان سرمایه بین­المللی و همچنین، تسریع انتقال تکنولوژی می­شود(نوازیش[2]،1998). این اقدام­ها سبب شده است تا تمام کشورها تحت تأثیر روند جهانی­شدن، و کم و بیش در مسیر جهانی­شدن قرار گیرند.

واردات و صادرات هر کشور از جمله شاخص­های اقتصادی است که مقدار ارتباط یک کشور با اقتصاد جهانی را نشان می­دهد. سرعت هم­گرایی موجود بین کشورها، ایجاد بازار مشترک، ایجاد اتحادیه­های گمرکی، رفع موانع غیر تعرفه­ای و حرکت آزاد سرمایه بین کشورهای مختلف همه نشانه جهانی­شدن اقتصاد است.

تلاش این مقاله بر آن است که با وارد کردن شاخص مناسب از جهانی­شدن در تابع واردات صنایع ماشین آلات به آزمون دو فرضیه زیر بپردازد:

1-        بین جهانی­شدن و واردات صنایع ماشین آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی در کوتاه مدت رابطه­ای مثبت وجود دارد.

2-       بین جهانی شدن و واردات صنایع ماشین آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی در بلند مدت رابطه­ای مثبت وجود دارد.

2-مفهوم جهانی شدن

ترمیناشن[3] (2007) جهانی شدن را به معنای رشد تجارت و آزاد سازی مالی تعریف می­کند.

به اعتقاد برخی دیگر از محققین، از جمله ادوارد[4] (1998)، آزادسازی تجاری باید مشتاق ایجاد یک سیستم تجاری آزاد باشد که در آن کلیه تعرفه­های تجاری شامل تعرفه­های واردات و یارانه­های صادرات به­طور کلی حذف شود.

صندوق بین­المللی پول (IMF 1999)[5] جهانی­شدن را رشد وابستگی متقابل کشورها در سراسر جهان از طریق افزایش حجم و تنوع مبادلات کالا و خدمات و جریان سرمایه در ماورای مرزها و همچنین از طریق پخش گسترده و وسیع­تر تکنولوژی می­داند.

رابرت کاکس[6] (1986) دربارۀ جهانی­شدن می­گوید: ویژگی­های روند جهانی شدن عبارت­اند از: بین­المللی­شدن تولید، تقسیم کار بین­المللی، حرکت مهاجرت از جنوب به شمال و محیط رقابتی جدید که در جریان جهانی­شدن پیدا می­شود.

روزا بث موس کانتر[7] (1995) در تعریف جهانی­شدن بیان می­کند که دنیا به­صورت یک مرکز تجارت جهانی در می­آید که در آن عقاید و کالاها در همه جا و هم زمان مبادله می­شود. وی جهانی شدن اقتصاد را به معنای گشوده شدن مرزها، توسعه تجارت و سرعت بخشیدن به تحولات تکنولوژیک در جهت بهره­وری هر چه بیشتر اقتصادی می­داند.

2-1-        جهانی­شدن اقتصاد

با توجه به تعاریف اندیشمندان مختلف درخصوص جهانی­شدن، جهانی­شدن اقتصاد را می­توان «شرایطی که در آن حد و مرزهای جغرافیایی در فعالیت­های اقتصادی از قبیل، سرمایه­گذاری و تولید و نقل و انتقال­های مالی کم­ترین نقش را داراست» تعریف کرد. با جهانی شدن اقتصاد، اقتصاد کشورهای جهان به­شدت به هم وابسته می­شود، موانع گمرکی و تجاری به حداقل کاهش می­یابد و نقل و انتقالات مالی بین کشورها به آسانی میسر می شود.

در تعریفی جامع­تر، جهانی­شدن اقتصاد، فرایند ادغام اقتصادهای ملی در یک اقتصاد فراگیر جهانی است که در آن عوامل تولید، تکنولوژی و اطلاعات، آزادانه از مرزهای جغرافیایی عبور می­کند و محصولات تولیدی (اعم از کالاها و خدمات) نیز آزادانه به بازارهای کشورهای مختلف وارد می­شود. از مشخصه­های اصلی این فرایند اتکای بیشتر به نظام بازار و خصوصی­سازی و آزادسازی در ابعاد مختلف آن اعم از آزادسازی تجاری، بازارهای مالی و سرمایه­گذاری مستقیم خارجی است. (دادگر و ناجی ،1382: 106-107)

2-1-1- جهانی شدن تجارت

جهانی­شدن اقتصاد به دو زیر بخش جهانی شدن تجارت و جهانی شدن مالی تقسیم بندی می­شود. خاستگاه اولیه و مبانی اصلی جهانی­شدن اقتصاد، تجارت است. تجارت می­تواند تولیدکنندگان و مصرف­کنندگانی را که در فاصله ای دور از هم قرار دارند به همدیگر مرتبط کند و اغلب احساسی مشترک و وابستگی متقابلی میان آن­ها به­وجود بیاورد.

در این تحقیق، منظور از جهانی شدن تجارت، پیوستن به سازمان جهانی تجارت نیست. زیرا این اتفاق برای اقتصاد ایران هنوز رخ نداده است، بلکه منظور از جهانی شدن تجارت، یک فرایند بین­المللی است که باعث گشوده شدن مرزها و توسعه تجارت بین کشورها می­شود، و برای اندازه­گیری آن نیز شاخص­هایی تعریف شده است که در ادامه به آن­ها اشاره خواهد شد.

2-2- شاخص­های اندازه­گیری جهانی­شدن

برای اندازه­گیری جهانی­شدن نظرهای مختلفی بیان و شاخص­های متفاوتی ارائه شده است که هرکدام از دیدگاه خاصی به این موضوع پرداخته­اند. از آن جمله می­توان به شاخص­های ترکیبی آزادی اقتصادی بنیاد هریتیج و شاخص آزادی اقتصادی مؤسسه فریزر و همچنین شاخص­های ساده نسبت تجارت به تولید ناخالص داخلی، سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، استقراض از بازارهای بین­المللی، درجه آزادسازی بازار سرمایه و شاخص مزیت نسبی آشکار شده اشاره کرد؛ اما در مطالعات مربوط به جهانی­شدن بخش صنعت از دو معیار « سطح تجارت بین المللی[8]» (LIT) و معیار « ادغام تجارت بین المللی[9]» (IIT) برای اندازه گیری جهانی­شدن به­طور معمول استفاده می­شود که در اینجا به توضیح آن می­پردازیم.

  • معیار سطح تجارت بین­المللی (LIT): این معیار، برای تمایز صنعت­ها با ارتباطات بین­المللی کمتر و بیشتر است. LIT، سهم تجارت بین­المللی در ارتباط با کل مصرف صنعت (نسبت به اندازۀ بازار) را نشان می­دهد. کل مصرف به وسیلۀ کل تولیدات صنعتی و واردات، منهای صادرات اندازه­گیری می­شود. این معیار در واقع، همان معیار موریس و روت است: 

 

برای هر صنعت i در سال t، LITi سطح تجارت بین­المللی، Xi صادرات، Mi واردات و Pi سطح تولیدات است.

LIT کوچک­تر، نشان می­دهد که ارتباطات بین­المللی صنعت (واردات و صادرات) جنبۀ مهم صنعت نیست و صنعت با توجه به حجم کم تولید خود، کمتر در تجارت شرکت می­کند و بر عکس.

LIT،  شاخص بسیار مناسبی است، اما شرط لازم بوده و شرط کافی برای اندازه­گیری جهانی­شدن اقتصاد به شمار نمی­آید. ( نظری و بازرگانی کیا،1383: 112)

ارتباط بین­المللی یک صنعت ممکن است به علل مختلف، به­ویژه برتری واردات یا برتری صادرات باشد؛ برای مثال، نفت و گاز کشور­های صادر کننده نفت نمونه بارزی از برتری صادرات است که این کشورها نه به علت رقابت و تکنولوژی بالا، بلکه به­علت وفور نفت در کشورشان به این برتری دست یافته­اند. از سوی دیگر، به خاطر برآورد نیازهای کشور مجبور به صادرات فراوان آن هستند که در این حالت بالا بودن معیار سطح تجارت بین­المللی صنعت نفت در این کشورها بیانگر جهانی شدن این صنعت نیست. در مورد برتری واردات نیز باید به واردات بخش کشاورزی در کشورهایی اشاره کرد که به علت شرایط آب و هوایی سخت قادر به تولید نیستند و مجبورند مقدار زیادی از مصرف داخلی را وارد کنند. بنابراین، معیار سطح تجارت بین­المللی بالا در این حالت نمی­تواند بیانگر جهانی­شدن باشد.

  • معیار ادغام تجارت بین­المللی (IIT): این معیار همان شاخص تجارت بین صنعت گریناوی و میلنر[10] (1986) و گروبل و لوید[11] (1975) و هانسون[12] (1987) است که ادغام جهانی یک صنعت را اندازه­گیری می­کند.

 

برای هر صنعت i در سال t، IITi ادغام تجارت بین­المللی، Xi صادرات و Mi واردات است.

طبق تعریف، IIT بین صفر و یک است. صفر، نشان دهندۀ نبودن تجارت در درون صنعت ، (یعنی تجارت فقط شامل صادرات یا واردات است) و یک، بیانگر تجارت درون صنعتی کامل است.

شاخص معیار ادغام تجارت بین­المللی خصوصیات ویژه­ای دارد که از آن، یک شاخص قابل اتکا  ساخته است.

نتایج بسیاری از مطالعات نشان می­دهد که معیار ادغام تجارت بین­المللی، شاخص بسیار مناسبی برای نشان دادن روند جهانی شدن است  (نظری و بازرگانی کیا، 1383: 114-112).  در این مطالعه نیز از این معیار استفاده می­کنیم.

3- پیشینه تحقیق

1-     «ماخی جا[13]»، «کیم[14]» و «ویلیامسون[15]» (1997) مطالعه­ای در مورد صنایع شیمیایی و کارخانه­ای پنج کشور آلمان، امریکا، ژاپن، فرانسه و انگلستان انجام دادند، آن­ها در این مطالعه از دو معیار فوق برای اندازه­گیری جهانی­شدن استفاده کرده­اند. در این مطالعه با استفاده از داده­های صنایع شیمیایی و کارخانه­ای پنج کشور عمدۀ تجاری به این نتیجه رسیدند که صنایع شیمیایی با وجود اینکه از سطوح بالاتری  از سرمایه­گذاری مستقیم خارجی برخوردار هستند؛ ولی کمتر از صنایع کارخانه­ای جهانی شده­اند و این کار در مورد ایالات متحده، که مکرر؛  در بررسی­ها فرض شده بود که صنایع آن حاکی از جهانی شدن در سراسر جهان است، از دیگر کشورهای صنعتی کمتر بود؛ و نتیجۀ آخر اینکه، این صنایع در هر دو شاخص در طول زمان جهانی شده بودند.

2-     سانتوز و پائولینو (2002) به بررسی اثر آزادسازی تجاری روی تقاضای واردات 22 کشور منتخب در حال توسعه پرداخته­اند. این دو پژوهشگر با به­کارگیری داده­های تابلویی طی سال­های 1997 -1996)به تجزیه و تحلیل پرداخته و نشان داده­اند که آزادسازی تجاری در فاصله بین 200 تا 400 درصد واردات را افزایش داده است. در کار ایشان به­عنوان نماینده آزادسازی، کاهش تعرفه­ها و موانع تعرفه­ای در نظر گرفته شده است.

3-     مطالعۀ مشابهی توسط چن و لین[16] (2004) تحت عنوان: «اندازه­گیری جهانی­شدن صنایع ICT : مطالعه تجربی میان شش اقتصاد شرق آسیا» صورت پذیرفت. در این مقاله به اندازه­گیری جهانی­شدن صنعت برای صنایع فنآوری اطلاعات و ارتباطات که شامل ماشین­آلات محاسباتی و وسایل ارتباطی است، در بین شش اقتصاد چین، هنگ کنگ، ژاپن، سنگاپور، کره جنوبی و تایوان پرداخته شد.  در این مطالعه نیز، از دو معیار (LIT) و (IIT) به­عنوان شاخص­های جهانی­شدن استفاده شده است. نتایج نشان می­دهد که بیشتر صنایع ICT در شرق آسیا به­شدت جهانی شده­اند، یا جهانی ساده و یا جهانی یکپارچه، به جز ژاپن در بخش تجهیزات ارتباطات که صنعت چند جانبۀ داخلی در حال انتقال است.

4-     افورتوناتو و دیگران (2013) با بیان اینکه جهانی­شدن سبب افزایش تجارت گشته است، جریان­های تجاری بین کالاهای فرهنگی و ICT را در ایتالیا بین سال­های 2007-2000 به سه نوع تجارت: بین صنعتی، درون صنعتی افقی و عمودی تجزیه و محاسبه و مقادیر آن را با 9 کشور دیگر اروپایی که عضو OECD هستند مقایسه کرده­اند.

5-     نظری و محمودی (1382) به بررسی اثرهای جهانی­شدن روی صنایع فلزی کشور پرداخته و با استفاده از دو معیار LIT و IIT، نتیجه گرفته­اند که جهانی شدن تأثیری مثبت بر سطح کارایی فنی، صادرات و ارزش افزوده این صنایع دارد.

6-     نظری و بازرگانی کیا (1383)، نیز با استفاده ازمعیارهای مذکور به بررسی اثرهای جهانی­شدن بر صنایع نساجی، پوشاک و چرم در ایران پرداخته و نتیجه گرفته­اند که جهانی­شدن تأثیری منفی بر روی کارایی فنی و صادرات صنایع مذکور دارد.

7-     مهرآور(1388) نیز با بهره­گیری از شاخص IIT به بررسی اثرهای جهانی­شدن روی توابع عرضه صادرات و تقاضای واردات صنعت خودروی سواری در کشور پرداخته و به این نتیجه رسیده است که جهانی شدن تأثیر منفی و معنا داری روی عرضه صادرات و تأثیر مثبت و معنا داری روی تقاضای واردات خودرو سواری هم در کوتاه مدت و هم در بلندمدت دارد.

8-     عزیزنژاد و دیگران (1390) اثرهای الحاق ایران به سازمان تجارت جهانی را بر واردات کالاهای واسطه­ای- سرمایه­ای از طریق کاهش نرخ تعرفه، افزایش حجم ادغام در تجارت بین­الملل و قیمت­های نسبی با استفاده از روش VAR مورد آزمون قرار داده­اند. نتایج نشان می­دهد که تابع بلند مدت واردات این دسته از کالاها، حساسیت بالایی نسبت به سطح تجارت بین­الملل و ادغام در اقتصاد بین­الملل و حساسیت کمی نسبت به نرخ و قیمت­های نسبی در طول دوره 1387-1350 داشته است.

 

4-تصریح مدل

تابع تقاضای واردات استاندارد بیان می­دارد که مقدار تقاضای واردات برای هر کالای خاص، بستگی به سطح درآمد، قیمت واردات و قیمت محصولات مشابه داخلی دارد. یعنی به­طور معمول تابع زیر مورد استفاده قرار می­گیرد:

Mt= f(yt , Pmt/Pdt)          f1> 0  ,  f2< 0

در کشورهای در حال توسعه چندین عامل، انجام پیش بینی و شناسایی رفتار واردات براساس معادله فوق را با مشکل مواجه می­سازد. یکی از مهم­ترین عوامل، وجود محدودیت­های مقداری ، یا کنترل واردات در این کشورهاست. در این کشورها به فراوانی می­توان اعمال سیاست­های تعرفه­ای، تغییر نرخ ارز و محدودیت­های مقداری را که به­طور مستقیم و غیر مستقیم بر حجم واردات اثر می­گذارد، مشاهده کرد. به همین دلیل، بسیاری از مطالعات از جمله خان و نایت[17] (1988)، موران[18] (1989) و همفیل[19] (1974) تقاضا برای واردات را منحصرا براساس ذخایر ارزی ، یا ترکیبی از ذخایر ارزی و قیمت­های نسبی و درآمد و نرخ تعرفه تصریح کرده­اند.

بعد از مطالعات همفیل و موران، اکثر مطالعات تجربی در مورد تابع تقاضای واردات کشورهای در حال توسعه (و از جمله ایران)، تصریح در شرایط محدودیت ارزی را برای تابع تقاضای واردات مورد استفاده قرار داده­اند. اما در سال­های اخیر با پیشرفت قابل ملاحظه آزمون­های هم­انباشتگی، برای بررسی ارتباط بلندمدت بین متغیرهای تحت بررسی، اغلب مطالعات تجربی در مورد تابع تقاضای واردات کشورهای در حال توسعه، با کنار گذاشتن تصریح در شرایط محدودیت ارزی، تصریح سنتی تابع تقاضای واردات را مورد آزمون قرار داده و پذیرفته­اند (فرازمند،1386: 105).

در این مقاله با توجه به مدل­های ارائه شده در مطالعات تجربی،تقاضای واردات به­صورت تابعی از عوامل زیر در نظر گرفته می­شود:

و با پیروی از الگوی توکلی و رنجبر (1377) که براساس تبدیلاتباکس- کاکس، شکل خطی- لگاریتمی را برای تابع تقاضای واردات ایران پذیرفته­اند، تابع تقاضای واردات به­صورت زیر تصریح می­شود:

LM = C + α1LY + α2LE + α3LGDP + α4LROR + α5LIIT + α6NFDI + ut

در این معادله، M ارزش ریالی واردات صنایع ماشین­آلات نسبت به سال پایه 1376 بر حسب میلیون ریال، Y ارزش ریالی تولید داخلی صنایع ماشین آلات به سال پایه 1376 بر حسب میلیون ریال است. مقدار تولید داخلی (Y) می­تواند یک متغیر مهم در تصمیم­گیری برای واردات به­شمار رود. براین­اساس، انتظار می­رود که افزایش تولید داخلی، سبب کاهش واردات شود و ضریب این متغیر منفی باشد. E نرخ ارز در بازار آزاد (دلار به ریال)، GDP تولید ناخالص داخلی به قیمت­های ثابت 1376 بر حسب میلیون ریال، ROR درآمدهای نفت به قیمت پایه 1376 بر حسب میلیون ریال،IIT معیار ادغام تجارت بین­المللی (شاخص جهانی­شدن) وNFDI خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر حسب میلیارد دلار است. در مورد علامت این متغیر دو حالت ممکن است رخ دهد، اگر سرمایه­گذاری در بخش صنایع ماشین آلات به منظور افزایش تولید انجام گیرد، منجر به کاهش واردات صنایع مزبور شده و ضریب این متغیر منفی خواهد بود؛ ولی اگر سرمایه­گذاری در بخش­های دیگر اقتصاد همراه با واردات صنایع ماشین­آلات مورد نیاز آن بخش صورت گیرد و اقدام به تولید آن­ها در داخل نشود، منجر به افزایش واردات در صنایع مزبور شده و ضریب آن مثبت خواهد شد.

4-1- آزمون ریشه واحد

از آنجا که به­کارگیری سری­های زمانی ناپایا در روش­های معمول اقتصاد سنجی ممکن است به بروز رگرسیون کاذب منجر ­شود، لازم است ابتدا پایایی سری­های زمانی بررسی شود. نتایج این آزمون برای متغیرهای مدل براساس معیار شوارتز – بیزین(SBC) برای تعیین تعداد وقفه بهینه، در جدول زیر آمده است.

 

 

جدول1-  نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها

متغیر

با عرض از مبدا و بدون روند

با عرض از مبدا و روند

نتیجه

آماره آزمون

مقادیر بحرانی

وقفه

آماره آزمون

مقادیر بحرانی

وقفه

سطح

LM

989/0-

985/2-

0

915/1-

603/3-

0

ناپایا

LY

707/0

985/2-

2

937/1-

603/3-

1

ناپایا

LE

191/2-

985/2-

0

467/0-

603/3-

0

ناپایا

LGDP

964/1

985/2-

3

012/2-

603/3-

3

ناپایا

LOR

204/0-

985/2-

0

288/2-

603/3-

0

ناپایا

LIIT

985/0-

985/2-

0

645/3-

603/3-

0

پایا

NFDI

367/1-

985/2-

0

189/2-

603/3-

0

ناپایا

تفاضل مرتبه اول

DLM

379/4-

991/2-

0

524/4-

612/3-

0

پایا

DLY

002/4-

991/2-

1

96/4-

612/3-

1

پایا

DLE

367/3-

991/2-

0

699/3-

612/3-

0

پایا

DLGDP

287/3-

991/2-

0

61/4-

612/3-

2

پایا

DLOR

422/4-

991/2-

0

334/4-

612/3-

0

پایا

DNFDI

987/4-

991/2-

0

877/4-

612/3-

0

پایا

* مقادیر بحرانی در سطح اطمینان 95 درصد ارائه شده است.

**منبع: محاسبات تحقیق

همان­گونه­که جدول نشان می­دهد، متغیر LIIT در سطح، با عرض از مبدا و بدون روند ناپایا، ولی با عرض از مبدا و روند پایاست. برای اطمینان از پایا یا ناپایا بودن این متغیر لازم است نمودار آن رسم شود. همان­گونه که در نمودار5 مشخص است:

 

 

نمودار1 : روند متغیر LIIT در دوره زمانی 85-1350

 

این متغیر دارای روند است، پس برای بررسی پایایی این متغیر، باید عرض از مبدا و روند را در نظر گرفت. که در این صورت مشخص می­شود این متغیر در سطح پایاست. اما در مورد بقیه متغیرها قدر مطلق آماره دیکی- فولر تعمیم یافته محاسبه شده، در سطح از قدر مطلق مقادیر بحرانی کوچک­تر بوده است و بنابراین، فرضیه H0  یا وجود ریشه واحد را نمی­توان رد کرد. پس همه متغیرهای مذکور به­جز LIIT، در سطح ناپایا هستند؛ اما با یک بار تفاضل­گیری از متغیرها، آماره دیکی- فولر تعمیم یافته مربوط به آن­ها، از مقادیر بحرانی بزرگ­تر شده و متغیرها پایا می­شود.

با توجه به پایا نبودن متغیرهای مدل برای تخمین باید از روش­های هم­جمعی استفاده شود که در تحقیق حاضر الگوی ARDL مد نظر است.

الگوی ARDL دو مزیت دارد. اول اینکه، لازم نیست به ناپایایی متغیرها توجه کرد. به­عبارت دیگر، محقق بدون هراس از پایایی یا ناپایایی متغیرها می­تواند از روش مذکور استفاده کند. دوم اینکه، هنگامی که حجم نمونه کوچک است استفاده از روش­های دیگر، برآورد بدون تورشی را ارائه نخواهد کرد در صورتی که این روش به­دلیل در نظر گرفتن واکنش­های پویای کوتاه مدت موجود بین متغیرها، این مشکل را رفع می­کند.

4-2- برآورد الگوی پویای بلند مدت

قبل از بحث درباره رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای موجود در الگو، لازم است آزمون وجود هم­گرایی بلند مدت در بین متغیرهای موجود صورت گیرد. برای انجام آزمون هم­گرایی از روش بنرجی، دولادو و مستر[20] (1992) استفاده شده است. بدین منظور، با استفاده از روش خود توضیح برداری با وقفه­های توزیعی (ARDL) الگوی پویای واردات صنایع ماشین­آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی را برآورد می­کنیم. نرم افزار Microfit 4 مدل ARDL (1,0,0,0,0,0,0) را مطابق معیار شوارتز- بیزین برای وقفه یک به­عنوان بهترین مدل برآوردی انتخاب می­کند که این مدل در جدول1  ارائه شده است.

جدول2: نتایج حاصل از آزمون هم­گرایی الگوی پویای تابع واردات صنایع ماشین­آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی به روش ARDL

متغیر

ضرایب برآورد شده

انحراف معیار

آماره t

LM(-1)

26569/0

094214/0

(009/0) 8201/2

LY

80633/0-

36414/0

(036/0) 2143/2-

LE

12711/0-

075786/0

(106/0) 6773/1-

LGDP

4866/4

2423/1

(001/0) 6113/3

LROR

22389/0

12920/0

(095/0) 7329/1

LIIT

31329/0-

075564/0

(000/0) 1461/4-

NFDI

44849/0

093192/0

(000/0) 8125/4

C

3890/63-

5719/17

(001/0) 6074/3-

93/0=                         91/0=                 (317/0) 0002/1-  H.D.W=

منبع: محاسبات تحقیق

از آنجا که در سمت راست معادله، ضریب متغیر وابسته به­صورت تاخیری ظاهر شده است، برای بررسی فرض وجود، یا عدم وجود خود همبستگی از آمار H.D.W استفاده می­کنیم. چون ضریب این آماره بین مثبت و منفی 96/1 قرار دارد، بنابراین، فرض وجود خود همبستگی مدل رد می­شود.

پس از برآورد معادله پویا، فرضیه وجود، یا عدم وجود هم­جمعی بین متغیرهای موجود در الگو آزمون می­شود. چنانچه مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کوچک­تر از یک باشد، الگوی پویا به سمت تعادل بلندمدت گرایش دارد. بنابراین، برای آزمون وجود هم­جمعی در الگوی خود توضیح با وقفه­های توزیعی ARDL لازم است آزمون فرضیه­های زیر انجام شود:

                                                                          

 با توجه به اینکه معیار شوارتز- بیزین (SBC) تعداد وقفه­های بهینه متغیر وابسته را تنها یک وقفه انتخاب کرده است، مقدار آماره t مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به­صورت زیر محاسبه می­شود:

 

کمیت بحرانی ارائه شده توسط بنرجی و همکاران در سطح اطمینان 95 درصد برای مدل با عرض از مبدا برابر با 43/4  است.( تشکینی،1384). لذا فرض صفر رد و وجود رابطه بلند مدت میان متغیرهای الگو تأیید می­شود.

برای اطمینان از ثبات ساختاری مدل، آزمون­های CUSUM و CUSUMSQ را انجام می­دهیم این آزمون که توسط هنسن[21] (1992) ارائه شد، بیان می­کند که پارامترهای تخمین زده شده یک سری زمانی ممکن است در طی زمان تغییر کنند و پارامترهای بی­ثبات نیز ممکن است به تشخیص صحیح منجر نشود. لذا انجام آزمون ثبات پارامتری ضروری به­نظر می­رسد.

نمودار2: آزمون CUSUMمربوط به ثبات ساختاری مدل آزمون CUSUMSQمربوط به ثبات ساختاری مدل

 

همان­طورکه مشاهده می­شود، هر دو نمودار در بین دو خطی هستند که ناحیه بحرانی را در سطح خطای 5 درصد تعیین کرده­اند، بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد می توان گفت که مدل از ثبات ساختاری برخوردار است.

4-3- برآورد الگوی بلند مدت

پس از انجام آزمون و اطمینان از وجود رابطه بلند، مدت می­توان این رابطه را برآورد کرد. نتایج برآورد رابطه بلندمدت واردات صنایع ماشین آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی در جدول2 آورده شده است.

براساس جدول2، تمام ضرایب متغیرها به­جز ضریب مربوط به درآمد­های نفت و نرخ ارز، از نظر آماری در سطح اطمینان 95 درصد معنا­دار بوده و علامت آن­ها مطابق با تئوری­های اقتصادی است. ضریب درآمدهای نفت و نرخ ارز نیز در سطح اطمینان 90 درصد معنا­دار بوده و علامت آن­ها نیز مطابق با تئوری­های اقتصادی می­باشد. با توجه به اینکه متغیرهای مورد نظر به­جز خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، به­صورت لگاریتمی استفاده شده­اند، ضرایب آن­ها نشان دهنده کشش است. ضریب خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی نیز نشان می­دهد که در صورت افزایش یک میلیارد دلاری در خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی لگاریتم واردات صنایع ماشین آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی بر حسب قیمت پایه سال 1376 به میزان 61077/0 میلیون ریال افزایش می­یابد، دراین صورت، میزان واردات صنایع ماشین آلات به میزان  841849/1= 61077/0 e میلیون ریال افزایش خواهد یافت.

جدول3: نتایج تخمین بلند مدت تابع واردات صنایع ماشین آلات، تجهیزات، ابزار و محصولات فلزی

متغیر

LY

LE

LGDP

LROR

LIIT

NFDI

C

ضرایب

0981/1-

17311/0-

1099/6

30490/0

42665/0-

61077/0

3249/86-

انحراف معیار

51466/0

094245/0

6398/1

17987/0

10929/0

14063/0

1218/23

آمارهt

1336 /2-(043/0)

8368/1-(078/0)

7259/3 (001/0)

6951/1 (102/0)

9038/3- (001/0)

3430/4 (000/0)

7335/3- (001/0)

منبع: محاسبات محقق

نتایج به­دست آمده نشان می­دهد که بین شاخص جهانی­شدن و واردات صنایع ماشین آلات یک ارتباط منفی و معناداری وجود دارد. بدین­صورت که یک درصد افزایش در شاخص جهانی­شدن می­تواند 427/0 درصد واردات صنایع ماشین­آلات را کاهش دهد و لذا فرضیه دوم مورد بحث در تحقیق حاضر مبنی بر تأثیر مثبت جهانی­شدن تجارت بر واردات صنایع ماشین­آلات در بلند مدت رد می­شود و جهانی­شدن در بلند مدت تأثیری منفی بر واردات صنایع ماشین­آلات دارد.

دلیل این امر می­تواند ماهیت کالاهایی باشد که در گروه محصولات صنایع ماشین­آلات قرار دارند. از آنجا که این کالاها، کالاهایی سرمایه­ای و نه مصرفی هستند، بنابراین، دولت برای ورود چنین کالاهایی موانع زیادی ایجاد نکرده است. بنابراین، قرارگیری در روند جهانی شدن همراه با کاهش موانع نمی­تواند موجب افزایش واردات این محصولات شود. در صورتی که در حال حاضر برای ورود کالاهای مصرفی، موانع فراوانی وجود دارد و پیش بینی می­شود با آزادسازی تجاری و کاهش تعرفه­ها، واردات کالاهای مصرفی افزایش یافته و حتی بخشی از منابعی که قبل از این به واردات صنایع ماشین­آلات تخصیص می­یافت نیز به واردات کالاهای مصرفی تخصیص یابد و موجب کاهش واردات کالاهای سرمایه­ای را شود.

همچنین، نتایج گویای آن هستند که افزایش نرخ ارز در بازار آزاد و افزایش تولید داخلی صنایع ماشین­آلات منجر به کاهش واردات صنایع ماشین­آلات شده و در مقابل افزایش تولید ناخالص داخلی، درآمدهای نفتی و خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی منجر به افزایش واردات صنایع ماشین­آلات می­شود.

لازم به ذکر است که در تحقیق حاضر متغیر­های بسیاری، از جمله شاخص قیمت کالا­های وارداتی، شاخص قیمت کالاهای تولید و مصرف شده در داخل و نسبت این دو شاخص به هم، درآمد ملی، تولید ناخالص داخلی بدون نفت، تولید ناخالص داخلی سرانه، متغیر جذب داخلی، تغییر در ذخایر بین­المللی و متغیرهای دامی به کار برده شد، که از بین آن­ها مدل ارائه شده، بهترین مدل برآوردی است. البته در تمامی این برآوردها ضریب متغیر شاخص ادغام تجارت بین­المللی IIT منفی بوده است.

علت حساس نبودن واردات صنایع ماشین­آلات نسبت به شاخص قیمت، می­تواند به­دلیل ماهیت کالاهایی باشد که در این زیر بخش از صنعت قرار گرفته­اند. با توجه به اینکه کالاهای مزبور، کالاهای سرمایه­­ای هستند، در تولید و ارزش افزوده سایر بخش­های اقتصاد اهمیت دارند و در واقع، کالاهایی اساسی برای سایر بخش­ها هستند، بنابراین، واردات آن­ها تابعی از شاخص قیمت­ها نبوده و دولت همواره سعی در تأمین ارز مورد نیاز برای واردات صنایع مزبور داشته است. از علل احتمالی دیگر می­توان به جانشین نزدیک نبودن کالاهای داخلی با کالاهای وارداتی اشاره کرد. به هر حال، بخشی از اثر قیمت از طریق متغیر تولید داخلی این صنایع در مدل لحاظ شده است. زیرا افزایش تولید داخلی باعث کاهش قیمت و در نتیجه رغبت مشتریان به کاهش واردات می­شود.

4-4- برآورد مدل تصحیح خطا (ECM)

 الگوی تصحیح خطا مربوط به تابع واردات صنایع فوق، با توجه به اینکه حداکثر تعداد وقفه­های متغیرها در مرحله اول یک در نظر گرفته شده است، به­صورت زیر است:

 

ضرایب مربوط به برآورد الگوی تصحیح خطا که بیانگر ارتباط کوتاه مدت میان متغیر تقاضای واردات و متغیرهای مستقل است در جدول3 ارائه شده است.

جدول4: ضرایب مربوط به الگوی ECM تابع تقاضای واردات صنایع ماشین آلات، تجهیرات، ابزار و محصولات فلزی

متغیر

ضرایب برآورد شده

انحراف معیار

آماره t

dLY

80633/0-

36414/0

(036/0) 2143/2-

dLE

12711/0-

075786/0

(106/0) 6773/1-

dLGDP

4866/4

2423/1

(001/0) 6113/3

dLROR

22389/0

12920/0

(095/0) 7329/1

dLIIT

31329/0-

075564/0

(000/0) 1461/4-

dNFDI

44849/0

093192/0

(000/0) 8125/4

dC

3890/63-

5719/17

(001/0) 6074/3-

ecm(-1)

73431/0-

094214/0

(000/0) 7940/7-

                 79/0=                              73/0=                       29/2  D.W=

منبع: محاسبات محقق

همان­گونه که نتایج جدول3 نشان می­دهد، همانند ضرایب الگوی بلند­مدت، ضرایب کوتاه­مدت نیز از علائم مورد انتظار برخوردار هستند. و همچنین، همه ضرایب به­جز درآمدهای نفتی و نرخ ارز در سطح 95 درصد به­لحاظ آماری معنادار است و درآمدهای نفتی و نرخ ارز نیز در سطح 90 درصد معنادار می­باشد. علاوه بر این، از تفاوت­های موجود بین نتایج الگوی بلندمدت و کوتاه­مدت آن است که کشش­ها و ضرایب کوتاه­مدت نسبت به مقادیر بلند­مدت آن­ها از نظر قدر مطلق کوچک­تر هستند.

ضریب متغیر جهانی­شدن در مدل تصحیح خطا نیز همانند مدل بلند­مدت منفی و معنادار است و مقدار آن برابر با 31329/0- است. بنابراین، فرضیه اول تحقیق نیز رد می­شود و بدین ترتیب، جهانی­شدن در کوتاه­مدت نیز تأثیری منفی بر واردات صنایع ماشین­آلات دارد. که این امر نیز می­تواند در اثر کاهش منابع تخصیص یافتۀ بخش خصوصی برای واردات کالاهای موجود در این زیر بخش از صنعت و انتقال این منابع به واردات کالاهای مصرفی، در اثر جهانی­شدن، باشد. 

اما آنچه که در رابطه تصحیح خطا مورد توجه و دارای اهمیت اساسی است، ضریب ecm(-1) است. این ضریب در مدل مذکور معادل 73431/0-  برآورد شده که از نظر آماری به­طور کامل معنا دار است و نشان دهنده سرعت تعدیل نبود تعادل کوتاه مدت به سمت تعادل بلند مدت است. ضریب جمله تصحیح خطای مذکور نشان از سرعت زیاد تعدیل نبود تعادل کوتاه مدت به تعادل بلندمدت دارد. به­طوری­که در هر دوره معادل 431/73 درصد از خطای نبود تعدیل دوره قبل واردات صنایع ماشین­آلات در دوره جاری تعدیل می­شود. علاوه­بر این، نتیجه مذکور بدین معناست که به­طور تقریبی زمانی کمتر از دو دوره لازم است تا خطای تعادل کوتاه مدت تصحیح شود و مدل به تعادل بلند مدت بازگردد.

5- نتیجه­گیری و پیشنهادات

5-1- خلاصه و نتیجه­گیری

1-     با توجه به نتایج تحقیق، شاخص جهانی شدن، باعث کاهش واردات صنایع ماشین­آلات به ایران می­شود؛ همچنین نتایج گویای آن هستند که در تابع واردات صنایع ماشین­آلات، افزایش نرخ ارز در بازار آزاد و افزایش تولید داخلی صنایع ماشین­آلات منجر به کاهش واردات و افزایش تولید ناخالص داخلی، افزایش درآمدهای نفتی و افزایش خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی منجر به افزایش واردات می­شود.

2-     در الگوی کوتاه مدت همانند بلندمدت، ضرایب از علائم مورد انتظار برخوردارند. ولی کشش­ها و ضرایب کوتاه مدت نسبت به مقادیر بلند مدت آن­ها از نظر قدرمطلقی کوچک­تر هستند.

3-     ضریب جمله تصحیح خطا (ECM(-1)) در تابع کوتاه مدت نشان از سرعت زیاد تعدیل نبود تعادل کوتاه مدت به تعادل بلند مدت دارد. این ضریب معادل 73431/0-  است که نشان می­دهد در هر دوره 43/73 درصد از نبود تعدیل دوره قبل در دوره جاری تعدیل می­شود که به­طور تقریبی زمانی کمتر از دو دوره لازم است تا خطای تعادل کوتاه مدت تصحیح شود و مدل به تعادل بلندمدت بازگردد.

4-     با توجه به نتایج تحقیق، قرارگیری در روند جهانی شدن موجب کاهش واردات صنایع ماشین­آلات خواهد شد. به این موضوع از دو دیدگاه می­توان نگریست: نخست اینکه باعث می­شود تراز تجاری در بخش صنایع ماشین­آلات بهبود یابد و ارز کمتری از این بخش به خارج از کشور انتقال یابد و با توجه به حجم عظیم واردات در این بخش، حرکت در جهت کاهش واردات امری به ظاهر معقول به­نظر می­رسد. بنابراین، صنایع ماشین­آلات در روند جهانی­شدن نه تنها لطمه­ای نمی­بیند، بلکه از بهبود رابطه مبادله نیز منتفع می­شود. علت آن نیز می­تواند توسعه دانش فنی و مهندسی کشور، یا ورود دانش­های فنی از خارج از کشور باشدکه جایگزین واردات در این بخش شده است. دوم از این دیدگاه که سایر صنایع به صنایع ماشین­آلات به­عنوان کالای سرمایه­ای برای تولیدات خود نیازمندند. با توجه به این دیدگاه، اگر کاهش واردات همراه با افزایش تولید داخلی نباشد، بخش­های دیگر صنعت دچار زیان خواهند شد؛ با توجه و دقت در آمارهای مربوط به رشد واردات و رشد تولیدات صنایع ماشین­آلات که در پیوست ارائه شده­اند، متوجه می­شویم که همگام با کاهش در واردات صنایع ماشین آلات، تولیدات این بخش افزایش نیافته است و در واقع، همراه با جهانی­شدن تجارت، کمبود ماشین­آلات و کالاهای سرمایه­ای بیشتر نمود پیدا کرده است، که از این دیدگاه جهانی­شدن در بخش صنایع ماشین­آلات می­تواند به زیان اقتصاد کشور تمام شود.

5-2- پیشنهادها

1-     با توجه به تأثیر منفی جهانی­شدن بر واردات صنایع ماشین­آلات، پیشنهاد می­شود، دولت حمایت خود را از این بخش افزایش دهد و با توجه به احتمال انحراف بخشی از منابع ارزی، در اثر جهانی شدن، به واردات کالاهای مصرفی، دولت منابع ارزی بیشتری را برای واردات این بخش از صنعت اختصاص دهد.

2-     با توجه به آمارهای مربوط به ارزش تولید داخلی صنایع ماشین­آلات و همچنین واردات این صنایع، متوجه می­شویم که ارزش تولید داخلی این صنایع بسیار بیشتر از واردات آن است، بنابراین، به­نظر می­رسد ظرفیت و توان لازم برای افزایش تولید در داخل کشور وجود داشته باشد و بتوان در بلند­مدت با سرمایه­گذاری در این صنایع از میزان وابستگی خود به کشورهای دیگر کاست.

3-      با توجه به تأثیر مثبت خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر واردات صنایع ماشین­آلات و توجه به این موضوع که همراه با سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، علاوه بر منابع مالی، امکان ورود تکنولوژی نیز به کشور فراهم می­شود، دولت می­تواند سیاست­هایی را در پیش گیرد تا موجب جذب سرمایه­گذاری خارجی بیشتر در کشور شود، و ضمن افزایش واردات در صنایع فوق، زمینۀ دستیابی به دانش­های­ فنی را در این حوزه نیز فراهم کند.

 

 

 

پیوست

جدول1: ارزش تولید صنایع ماشین­آلات، تجهیزات و  ... به قیمت پایه 1376- میلیون ریال

سال

تولید

درصد رشد تولید

سال

تولید

درصد رشد تولید

1353

7868418.15

 

1370

20724310.66

20.10575

1354

6900607.88

-12.2999

1371

20857101.70

0.64075

1355

11840109.99

71.58068

1372

17142431.19

-17.8101

1356

12617056.76

6.561989

1373

15853696.94

-7.5178

1357

10243527.89

-18.8121

1374

15445993.14

-2.57166

1358

9939274.06

-2.97021

1375

21943942.22

42.06883

1359

9553008.90

-3.88625

1376

28363603.06

29.25482

1360

11217861.81

17.42752

1377

30204799.35

6.491405

1361

10709533.16

-4.53142

1378

33041499.63

9.391555

1362

13677249.57

27.71098

1379

34462912.28

4.301901

1363

16513326.12

20.73572

1380

43182126.18

25.30028

1364

14760328.46

-10.6157

1381

65430305.47

51.52173

1365

10697604.18

-27.5246

1382

87693896.17

34.02642

1366

10985252.21

2.688901

1383

112326515.84

28.08932

1367

13615263.03

23.94129

1384

118074504.62

5.117215

1368

14822266.77

8.865078

1385

125021350.01

5.883442

1369

17255052.63

16.41305

1386

133456350.01

6.746848

 

 

 

میانگین

 

10.79775

منبع: سالنامه آماری کل کشور – سال­های مختلف

 

 

 

 

 

جدول2: آمار مربوط به واردات صنایع ماشین آلات، تجهیزات و ...  به قیمت پایه76(میلیون ریال)

سال

واردات

درصد رشد واردات

سال

واردات

درصد رشد واردات

1353

9416466.67

 

1370

6669858.02

85.591617

1354

21299687.5

126.19618

1371

5228706.67

-21.60693

1355

25022823.5

17.479768

1372

20428829.3

290.70521

1356

23763315.8

-5.033436

1373

19129630.3

-6.359635

1357

15256714.3

-35.7972

1374

8692606.9

-54.55946

1358

8788708.33

-42.39449

1375

7744882.48

-10.90265

1359

7535965.52

-14.254

1376

8585190

10.849842

1360

9641218.75

27.936078

1377

10740930

25.109986

1361

7990057.14

-17.12607

1378

6735947.09

-37.28711

1362

16429675.7

105.62651

1379

6476975.67

-3.844618

1363

14163157.9

-13.79527

1380

9296591.65

43.53291

1364

9037707.32

-36.18861

1381

53450020

474.94211

1365

6998452.83

-22.56385

1382

60632103.4

13.437008

1366

3324197.18

-52.50097

1383

61424036.6

1.3061284

1367

2420340.91

-27.19021

1384

67190686.6

9.3882629

1368

3147330

30.03664

1385

57836011.6

-13.92258

1369

3593835.82

14.186813

1386

57635917.3

-0.345968

 

 

 

میانگین رشد

 

26.080364

 

منبع: سالنامه آماری کل کشور – سال­های مختلف و سالنامه آمار بازرگانی خارجی جمهوری اسلامی ایران، گمرک جمهوری اسلامی ایران 

 

 

 

 

جدول3: آمار مربوط به صادرات صنایع ماشین آلات، تجهیزات و ...  به قیمت پایه76(میلیون ریال) 

سال

صادرات

درصد رشد صادرات

سال

صادرات

درصد رشد صادرات

1353

447600

 

1370

15870.77

463.4123

1354

564000

26.00536

1371

25962.54

63.58713

1355

454666.7

-19.3853

1372

35843.24

38.05756

1356

418285.7

-8.00168

1373

247551.1

590.6494

1357

274875

-34.2853

1374

160524.5

-35.155

1358

167555.6

-39.043

1375

106389

-33.7241

1359

14833.33

-91.1472

1376

149059

40.10752

1360

3066.667

-79.3258

1377

104115.7

-30.1514

1361

9411.765

206.9054

1378

88167.43

-15.3178

1362

17823.53

89.375

1379

119557.4

35.60263

1363

15789.47

-11.4122

1380

148542

24.24329

1364

3074.074

-80.5309

1381

701786.8

372.4501

1365

3543.21

15.26104

1382

1186475

69.06485

1366

1769.231

-50.067

1383

955557.3

-19.4625

1367

2477.778

40.04831

1384

1282331

34.19717

1368

1446.809

-41.6086

1385

1603374

25.03589

1369

2816.901

94.6976

1386

1873275

16.83335

 

 

 

میانگین رشد

 

50.20957

منبع: سالنامه آماری کل کشور – سال­های مختلف و سالنامه آمار بازرگانی خارجی جمهوری اسلامی ایران، گمرک جمهوری اسلامی ایران 



[1]-Globalization

[2]-Navazish

[3]-Ter-minassian, Teresa

[4]Edwarld, S.

[5] International Monetary Fund

[6]Cox, R., W.

[7]Kanter, R. M.

[8]Level of International Trade

[9] Integration of International Trade

[10]Greenaway andMilner

[11]Grubel and Loyd

[12]Hanson.

[13]Makhija

[14] Kim

[15] Williamson

[16]Yi-Min Chen and Feng-Jyh Lin

[17]Khanand knight

[18]Moran

[19]Hemphill

[20]Banerjee,A., Dolado,J. and Master,R.

 

[21]Hansen

بهکیش ، محمد مهدی  ، اقتصاد ایران در بستر جهانی­شدن، تهران ، نشر نی، 1380.

تشکینی، احمد، «اقتصاد سنجی کاربردی به کمک Microfit »، چاپ اول، موسسه فرهنگی هنری دیباگران، تهران، 1384.

تقوی، مهدی، «جهانی­شدن و چالش­های پیش رو»، فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، شماره 5، 1381.

توکلی، اکبر و رنجبر، همایون «تخمین تابع تقاضای واردات کشور با تغییر ساختاری ضرایب»، فصلنامه پژوهش­نامه بازرگانی، شماره 7،1377.

دادگر، یدالله و ناجی میدانی، علی اکبر، «شاخص­های جهانی­شدن اقتصاد و موقعیت ایران»، فصلنامه پژوهش نامه بازرگانی، شماره 29،1382.

ساعی، احمد، «جهانی­شدن و رابطه آن با فقر»، فصلنامه سیاست، مجله دانشکده حقوق و علوم سیاسی، دوره 38، شماره1، 1387.

سریع­القلم٬ محمود، ایران و جهانی­شدن  چالش­ها و راه حل­ها٬ تهران٬ مجمع تشخیص مصلحت نظام، مرکز تحقیقات استراتژیک،1384.

فرازمند، حسن، «بررسی کشش­های قیمتی انعطاف­پذیر واردات با استفاده از تابع تولید VESو روشSUR در ایران»، فصلنامه بررسی­های اقتصادی، دوره٤، شماره١،1386.

کمیجانی، اکبر و کیومرث نوری، «جهانی­شدن اقتصاد و اثرات آن بر کشاورزی ایران (مطالعه موردی گندم و پسته)»، مجله علمی پژوهشی اقتصاد و مدیریت، شماره 46،1379.

مهرآور، یاسر، «اثرات جهانی­شدن بر صنعت خودرو سواری ایران»، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه فردوسی مشهد، دانشکده علوم اداری و اقتصادی،1388.

نظری، محسن و بازرگانی کیا، معصومه، «بررسی اثر جهانی­شدن بر صنایع نساجی، پوشاک و چرم طی دوره 78-1357»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 64،1383. 

عزیزنژاد، صمد، تاری، فتح­الله و سید نورانی، سید محمد رضا "الحاق ایران به سازمان تجارت جهانی و اثر آن بر واردات کالاهای واسطه­ای- سرمایه­ای ایران"، فصلنامه پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، شماره3، 1390.

 

Affortunato,F.,Ciommi,M.,Crociata,A.Mattoscio,N.,(2013),”The Performanes of Italian Vertical Intra-Industry Trade in Caltural Vs ICT Goods”Procedia-social and Behavioral Sciences 81,200-205,1 st World Congress of Administrative & Political Sciences (ADPOL-2012)

 

Banerjee, A., Dolado, J., & Master, R., (1992); “on Some Simple Tests Cointegration: the Cost of Simplicity”, Bank of Spain, Working Paper, No, 9302.

 

Bhagawati, J. (1978);“Anatomy and Consequences of Exchange Control Regimes”, Cambridge, M.A.Rallinger, World Bank Res.

 

Chen, Y., M. & Lin, F., J. (2004); “Measuring Globalization of ICT Industries: Empirical Evidence across Six Economies of East Asia and Over Time”, Proceedings of the E-Commerce Technology for Dynamic E-Business, IEEE International Conference on (CEC-East'04), IEEE Computer Society Washington, DC, USA.

 

Cox, R., W. (1986); “Neorealism and its Critics Social Forces, States andWorld Order: Beyand International Relations Theory”, New York: Columbia University press.p204.

 

Edwarld, S. (1998); “Monetarism and Liberalization”, Chicago University Press, Chicago.

 

Hansen, B. (1992); “Tests For Parameter Instability in Regressions with I(1) Process”, Journal of Business and Economic Statistical, Vol.10, pp 321-335.

 

Hemphill, W. (1979); “The Effects of Foreign Exchange Receipts on Imports of Less Developed Countries”, I. M. F. Staff Paper, No 21, PP 632-677.

 

International Monetary fund (1999), "Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions.

 

Kanter, R. M. (1995), “World Class:Thriving Locally in the Global Economy”, New York:Simon& Schuster, KPI Publishing.

 

Khan M. S. (1974); “Import and Export Demand in Developing Countries”, I. M. F Staff Paper, PP, 678-693.

 

Kruger, A.O. (1979); “Foreign Trade Regimes and conomic Development: Liberalization Attempts and Consequences”, Cambridge.

 

Makhija,M. V,Kim,k. and Willimson,s.d. (1997); “Measuring Globalization of Industry Approach: Empirical Evidence Across Five Countries and Over Time”, Journal of International business Studies(jibs), fourth quarter.

 

Khan, M.S. and Knight, M.D. (1988); “Import Compression & Export Performance in Developing Countries”, The review of economic & Statistic, 315-321.

 

Navazish.A. (1998), “Globalization, It’s Impact on the Economies of OIC Countries and the Role of the Private Sector, Journal of Economic Cooperation Among Islamic Countries, 19.

 

Ter-Minassian, T. (2007); “Globalization, Financial Markets, and Fiscal Policy”, International Monetary Fund, November 16.

 

Navazish.A.(1998),”Globalization, Its Impact on the Economies of OIC Countres and the Role of the Private Sector,Journal of Economic Cooperation Among Islamic Countries,19.

 

Ter-Minassian,T(2007),”Globalization, Financial Markets, and Fiscal Policy,”International Monetary Fund, November16.