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

بيژن بيدآباد[1]

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

چكيده

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

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

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

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

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

Bijan BIDABAD[2]

Keywords: Tariff, Trade, Industry, WTO

Abstract

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

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

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

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

مقدمه

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

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

تقاضاي واردات در زيربخشهاي صنعتي

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

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

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

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

زيربخشهاي صنعتي براساس طبقه بندي ISIC از قرار ذيل هستند:

1. نساجي، پوشاك و چرم

2. توليد فلزات اساسي

3. محصولات كاني وغيرفلزي

4. شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك

5. غذايي، آشاميدنيها و دخانيات

6. چوب و محصولات چوبي

7. ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي

8. ساير صنايع توليد

9. كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي

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

(1)

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

مقدار واردات زير بخش صنعتي i در زمان t به قيمت ثابت سال 1369	R_IMVALDit
نرخ ارز مؤثر (تعداد ريال بر حسب هر واحد دلار) در زمان t	ERE
شاخص قيمت عمده فروشي جهاني 100 = 1369 در زمان t	WWSPINDEX_69
شاخص قيمت عمده فروشي كالاهاي وارداتي در ايران 100 = 1369 در زمان t	WSPIIMC_69t
نرخ تعرفه مؤثر در زير بخش صنعتي i در زمان t	IMTRit
درآمد نفت در سال t به دلار	EXOILDt
جمله اخلال	Ut
انديس زير بخشهاي صنعتي نهگانه	i= 1,…, 9
انديس زمان	t=1353-1373

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

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

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

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

1- واردات غيرمجاز

2- واردات مجاز

3- واردات مشروط

4- واردات ارزي با ارز بازرگاني (دولتي)

5- واردات غير ارزي (بدون انتقال ارز)

6- واردات در مقابل صادرات مجاز است

7- حق ثبت سفارش

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

9- ممنوعيت بسيار محدود

10- كالاي مجاز بسيار محدود

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

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

13- واردات ارزي محدود

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

متغير كيفي k ام در زير بخش iام اتفاق افتاده است

در غير اين صورت

i =1,…,9 k=1,…,13

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

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

(2)

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

دستگاه معادلات واردات

System SYS_IM_3

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

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

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

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

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

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

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

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

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

نتايج برآورد رگرسيونهاي دستگاه معادلات واردات

System SYS_IM_3 Estimation Method: Seemingly Unrelated Regression Sample: 1353 – 1373
Prob.		T.Statistic		Std.Error		Coefficient
0.0035 0.0000 0.0000 0.0000 0.0296 0.0007 0.0000 0.0000 0.0670 0.0000 0.0000 0.0000 0.0184 0.0000 0.0000 0.0000 0.0024 0.0000 0.0000 0.0985 0.0456 0.0129 0.0030 0.0947 0.0003 0.0078 0.0034 0.0577 0.0000 0.0000 0.0000 0.6263 0.0001 0.7398		-2.966134 6.901526 12.74759 -11.66640 -2.195714 3.446800 7.241893 -7.336807 -1.844814 5.217948 11.75494 -14.68422 -2.382578 4.709228 4.912624 -4.323904 3.085880 8.314918 -6.387607 -1.662298 2.015783 2.514564 3.011860 -1.681394 3.676203 2.697678 -2.974679 -1.912098 6.138101 4.918526 -6.125305 -0.487973 3.897924 0.332684		0.174903 0.200799 265.4450 202.0181 0.362489 0.472536 430.6147 243.8156 0.068533 0.095421 82.71777 55.63075 0.103480 0.120597 91.80128 0.608323 0.765917 584.2756 187.2083 0.139912 0.235276 138.9890 140.4669 0.156617 0.242957 146.2928 135.2533 3.013448 3.571851 3204.367 1293.499 0.148689 0.196745 153.1939		-0.518786 1.385819 3383.783 -2356.824 -0.795923 1.628738 3118.466 -1788.828 -0.126430 0.497903 972.3419 -816.8943 -0.246549 0.567919 450.9852 -2.630330 2.363527 4558.867 -1195.813 -0.232576 0.474265 349.4968 423.0665 -0.263335 0.893159 394.6508 -402.3350 -5.762009 21.92438 15760.76 -7923.075 -0.72556 0.766897 50.96516		C(11) C(12) C(13) C(19) C(21) C(22) C(23) C(27) C(31) C(32) C(33) C(35) C(41) C(42) C(43) C(51) C(52) C(53) C(58) C(61) C(62) C(63) C(68) C(71) C(72) C(73) C(78) C(81) C(82) C(83) C(84) C(91) C(92) C(93)
2.13E + 42			Dererminant residual covariance Observations: 21
Eauation: R_IMVALD1= C(11)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69 *(1+IMTR1/100) + C(12)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(13)+ C(19)*D54
1485.392 978.0471 1327230	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.930626 0.918384 279.4143 2.147650		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD2 = C(21)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR2/100) + C(22)*EXOILD/WWSPINDEX_69+C(23)+C(27)*D62
1675584 1182156 781590	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.720407 0.671067 677.9983 1.180833		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD3 = C(31)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR3/100) +C(32)*EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(33) + C(35)*D59
337.2711 317.3877 336399.9	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.833027 0.803561 140.6706 1.234549		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation:R_IMVALD4= C(41)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+ IMTR4/100) + C(42)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(43)
577.9393 320.8924 541235.0	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.737193 0.707992 173.4030 2.119965		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD5 = C(51)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR5/100) + C(52)*EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(53) + C(58)*D5
4119.039 1731.653 21237361	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.645882 0.583390 1117.701 1.659901		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD6 = C(61)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR6/100) + C(62)*EXOILD/WWSPINDEX_69+ C(63) + C(68)*D5
535.8284 474.0066 1131825	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.748128 0.703680 258.0270 1.446970		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD7 = C(71)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR7/100) + C(72)*EXOILD/WWSPINDEX_69+C(73) + C(78)*D5
553.9593 380.1075 1360395	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.529215 0.446136 282.8838 0.932110		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD8 = C(81)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR8/100) + C(82)* EXOILD/WWSPINDEX_69 + C(83) + C(84)* D7072
15344.41 9900958 4.67E+08	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.761723 0.719674 5242.140 1.915563		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_IMVALD9 = C(91)* ERE* WWSPINDEX_69/WSPIIMC_69* (1+IMTR9/100) + C(92)^* EXOILD/WWSPINDEX–69 + C(93)
331.3816 396.3622 1356238	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.568360 0.520400 274.4933 1.515959		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat

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

عرضه صادارت در زيربخشهاي صنعت

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

(3)

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

مقدار صادرات زير بخش صنعتي i در زمان t به قيمت ثابت سال 1369	R_IMVALDit
نرخ ارز مؤثر (تعداد ريال بر حسب هر واحد دلار) در زمان t	EREt
شاخص قيمت عمده فروشي جهاني 100 = 1369 در زمان t	WWSPINDEX_69
شاخص قيمت كالاهاي صادراتي در ايران 100 = 1369 در زمان t	WSPIIMC_69t
شاخص توليد ناخالص جهاني در زمان t سال پايه 100 = 1364	WGDPt
جمله اخلال	Ut
انديس زيربخشهاي نهگانه صنعتي	i = 1,…,9
انديس زمان	T=1353-1373

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

(4)

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

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

1- صادرات مجاز

2- صادرات عمدتاً مشروط

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

4- مجوزهاي خاص (استاندارد، بهداشت، …)

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

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

7- پيمان ارزي

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

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

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

11- صادرات مشروط

12- صادرات غير مجاز

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

(6)

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

دستگاه معادلات صادرات

System SYS_IM_3

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

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

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

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

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

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

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

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

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

نتايج برآورد رگرسيونهاي دستگاه معادلات صادرات

System SYS_EX_3 Estimation Method: Seemingly Unrelated Regression Sample: 1353 – 1373
Prob.		T.Statistic		Std.Error		Coefficient
0.0000 0.0000 0.0001 0.0025 0.0000 0.0006 0.0000 0.0000 0.0000 0.0024 0.0082 0.0000 0.0000 0.0000 0.0006 0.0000 0.0000 0.0000 0.0220 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0083 0.0000 0.0000 0.0051 0.0000 0.0113 0.0000 0.0035 0.0082 0.0370 0.0000 0.0002 0.0000		4.987942 6.616597 -3.973158 -3.083681 6.284604 3.526575 4.379884 -4.397676 5.393102 3.094821 2.682410 13.07180 -24.45909 -12.98491 3.507102 4.079664 3.536224 -13.40884 5.608611 9.698973 -2.317003 -8.634393 -13.53701 5.074978 7.412393 -2.678266 -8.340702 -5.544348 2.849208 6.071383 -2.567571 -8.838065 2.973052 2.680934 2.106072 -8.157713		0.005706 0.149003 14.86540 7.514334 2.160576 0.145252 3.738763 360.3573 69.30395 0.000253 0.006446 0.941949 0.439770 0.248770 0.000872 0.021854 2.923777 1.489314 0.021303 0.582605 66.97368 2947560 14.50240 0.003421 0.098139 9.243966 3.824943 3.126849 0.025659 0.713146 79.74966 23.71709 0.055424 1.386887 187.4838 96.57383		0.028461 0.985891 -56.06259 -23.17181 13.57837 0.512241 16.37535 -1584.735 373.7633 0.000783 0.017290 12.31297 -10.75638 -3.230249 0.003060 0.089159 10.33913 -19.96998 0.119478 5.650667 -155.1782 -254.5040 -196.3191 0.017360 0.727448 -24.75780 -31.90271 -17.33634 0.073109 4.329779 -204.7629 -209.6131 0.164778 3.718153 394.8542 -787.8215		C(11) C(12) C(13) C(15) C(16) C(21) C(22) C(23) C(25) C(31) C(32) C(33) C(35) C(36) C(41) C(42) C(43) C(45) C(51) C(52) C(53) C(55) C(56) C(61) C(62) C(63) C(65) C(66) C(71) C(72) C(73) C(75) C(81) C(82) C(83) C(85)
0.0002 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000		3.763080 5.779574 10.84779 -8.537027 -26.23183 -13.77379		0.000558 0.015285 1.725584 0.725727 0.637134 0.390564		0.002101 0.088343 18.71877 -63195547 -16.71320 -5.379545		C(91) C(92) C(93) C(95) C(96) C(97)
1.17E+13			Dererminant residual covariance Observations: 20
Eauation: R_EXVALD1= C(11)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(12)* WGDP + C(13)+C(15)*D56 + C(16)*D2
45.92161 29.25046 2354.852	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.855141 0.816512 12.52957 1.137438		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD2= C(21)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_ 69 + C(22)* WGDP +C(23)+C(25)* D2
634.2632 582.6447 1511438.	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.765669 0.721732 307.3514 1.134681		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD3 = C(31)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(32)* WGDP +C(33)+C(35)* D72 + C(36)* D71
1.323479 2.891297 4.222663	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.973414 0.966325 0.530576 0.887665		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD4 = C(41)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(42)* WGDP +C(43) + C(45)*D72
2.522678 6.266789 48.09589	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.935544 0.923458 1.733780 0.54526		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD5 = C(51)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(52)*WGDP +C(55)*D72+C(56)* D1
100.0579 147.6121 30266.44	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.926892 0.907397 44.91952 1.514666		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD6 = C(61)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 + C(62)* WGDP +C(63) + C(65)* D56+C(66)* D1
16.67455 17.56849 904.2507	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.845806 0.804688 7.764237 0.894437		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD7 = C(71)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69 +C(72)*WGDP +C(73) + C(75)* D7072
105.1372 156.6973 45555.24	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.902352 0.884043 53.35918 1.339812		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD8 = C(81)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(82)* WGDP +C(83) + C(85)*D72
138.0336 276.2143 193987.3	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.866178 0.841086 110.1100 0.743159		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat
Eauation: R_EXVALD9 = C(91)*ERE*WWSPINDEX_69/WSPIEXC_69+C(92)*WGDP +C(93) + C(95)*D56+C(96)* D72+ C(97)* D1
3.043514 5.248478 21.03181	Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid				0.959816 0.945464 1.225672 1.337432		R- Squared Adjusted R – squared S.E. of regression Durbin – Watson stat

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

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

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

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

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

زيربخشهاي صنعت	واردات حقيقي	صادرات حقيقي	تراز تجاري حقيقي	واردات دلاري اسمي	صادرات دلاري اسمي	تراز تجاري
نساجي، پوشاك و چرم	8/311	5/139	3/172-	1/873	5/137	6/732-
توليد فلزات اساسي	5/160	3/2438	8/2277	4/449	5/2404	9/1954
محصولات كاني وغيرفلزي	6/8	8/2	8/5-	0/24	8/2	3/21-
شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك	7/98	4/9	3/89-	4/276	3/9	1/267-
غذايي، آشاميدنيها و دخانيات	8/663	2/429	6/234-	8/1858	2/423	7/1435-
چوب و محصولات چوبي	8/47	9/62	4/21	0/134	3/68	7/65-
ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي	2/33	0/364	8/330	0/93	9/358	9/265
ساير صنايع توليد	7/2045	1/511	7/1534-	4/5728	9/503	4/5224-
كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي	8/30	5/6	3/24-	2/86	4/6	7/79-
كل صنعت	1/3401	0/3970	0/569	4/9523	6/3914	8/5608-

مأخذ: بيدآباد (1375).

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

نتايج الگوهاي رگرسيون واردات و صادرات بر حسب زيربخشهاي صنعتي

زيربخشهاي صنعت	شماره پارامتر	ضريب هزينه حقيقي مؤثر واردات	ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات بدون احتساب تعرفه	نرخ تعرفه كشورهاي پيشرفته بر كالاي صنعتي قبل از الحاق[7]	ضريب درآمد حقيقي مؤثر صادرات با احتساب تعرفه[8]	جمع ضرايب صادرات و واردات
نساجي، پوشاك و چرم	11	5188/0-	0285/0	061/0	0304/0	4884/0-
توليد فلزات اساسي	21	7959/0-	5122/0	122/0	5734/0	2225/0-
محصولات كاني وغيرفلزي	31	1264/0-	0008/0	035/0	0008/0	1256/0-
شيميايي، زغالسنگ، لاستيك و پلاستيك	41	2465/0-	0031/0	035/0	0032/0	2433/0-
غذايي، آشاميدنيها و دخانيات	51	6303/2-	1195/0	067/0	1281/0	5022/2-
چوب و محصولات چوبي	61	2326/0-	0174/0	023/0	0178/0	2148/0-
ماشين آلات، تجهيزات، ابزار و محصولات فلزي	71	2633/0-	0731/0	037/0	0759/0	1874/0-
ساير صنايع توليد	81	2620/5-	1648/0	048/0	1731/0	5889/5-
كاغذ، مقوا، چاپ و صحافي	91	0726/0-	0021/0	055/0	0022/0	0704/0-
كل صنعت	-	-	-	063/0	-	-

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

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

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