Subject Areas : Agricultural Economics Research

Leila Sikaroudi ¹ , Mohsen Shokat Fadaei ²

1 - کارشناس ارشد مهندسی اقتصاد کشاورزی
2 - عضو هیت علمی دانشگاه پیام نور مرکز تهران شرق

Received: 2012-09-02 Accepted : 2012-12-05 Published : 2013-02-03

Keywords:

Full-Text:



بررسی تاثیر نرخ ارز و سیاست های ارزی بر صادرات خرمای ایران 

طی سال های 1370 تا 1385

 

لیلا خلیقی سیکارودی1، محسن شوكت فدايي2

 

1- کارشناس ارشد مهندسی اقتصاد كشاورزي، [e-mail]

2- عضو هیأت علمی سازمان مرکزی دانشگاه پیام نور تهران

 

چکیده

هدف اصلی این مطالعه، بررسی اثر نرخ ارز بر صادرات خرما به ­عنوان یکی از مهم­ترین و ارزآورترین محصولات باغی بخش کشاورزی کشور می باشد. بدین منظور پس از انجام آزمون های ایستایی، از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برای تخمین روابط بین میزان صادرات خرما و نرخ ارز و همچنین سایر متغیرهای مورد مطالعه استفاده شده است. همچنین در این تحقیق از روش کتابخانه­ای برای تحلیل موضوع استفاده شده و داده های مورد نیاز از منابع مختلف علمی و تحقیقاتی در داخل کشور جمع آوری شده است. نتایج بدست آمده نشان دهنده این است که نرخ ارز عاملی مؤثر بر صادرات خرما است به نحوی که صادرکنندگان نسبت به تغییرات نرخ ارز واکنش نشان می­دهند. همچنین عوامل مؤثر دیگری نظیر سیاست گذاری های دولت که بر صادرات در این دوره تأثیر داشته­اند نیز در مدل صادرات جای گرفته­اند. چنانچه سیاست پیمان سپاری ارزی که همواره از دید صادرکنندگان به عنوان سیاستی کوتاه مدت تلقی شده اثر منفی بر صادرات داشته و یکسان سازی نرخ ارز با توجه به ماهیت بلندمدتی که داشته از آنجا که در بازه زمانی کوتاهی در دوره مورد مطالعه اجراشده است نتوانسته تأثیرمعنیداری بر صادرات خرما بگذارد.  همچنین اعمال سیاست تثبیت نرخ ارز با توجه به تورم موجود در کشور و افزایش هزینه های تولید باعث شده تادر نهایت درآمدهای بالقوه صادرکنندگان کاهش یابد.

 

 

طبقه بندی JEL: C15، Q11، Q17

واژه های کلیدی: نرخ ارز، صادرات خرما، روش حداقل مربعات معمولی (OLS)

 

مقدمه

در ادبیات رشد اقتصادی، توجهی خاص به تجارت خارجی به عنوان عامل رشد معطوف شده است. از این رو، استراتژی تشویق صادرات به عنوان یک استراتژی موفق، مورد توجه بسیاری از اقتصاددانان قرار گرفته است( ابراهیم علی رازینی و نسرین قبادی،1383). در این راستا برخی از مطالعات اقتصادی و همچنین تجربه کشورهای در حال توسعه، به خصوص کشورهای آسیای جنوب شرقی نشان می­دهند که صادرات می­تواند به مثابه موتور و محرک رشد و توسعه اقتصادی باشد. طرح اين موضوع را مي توان در گزارش منتشره در مجله توسعه اقتـصادي در سال 1992 ميــلادي به وضوح مشـــاهده كـرد (دلار، 1992). در این رابطه مشكلات ناشي از اقتصاد تك محصولي و اتكاي بيش از حد به درآمدهاي نفتي، اقتصاد كشور را به شدت تحت تأثير عوامل خارجي از جمله نوسانات بهاي جهاني نفت قرار داده است. كاهش بهاي نفت در بازارهاي جهاني در برهه­هايي از زمان، به روشني اثرات منفي اتكاي بيش از حد اقتصاد كشور به درآمدهاي نفت را نشان داده و در واقع هشدارهاي صاحبنظران اقتصادي كشور را برجسته ساخته است. بي­ترديد عدم تحقق درآمدهاي پيش بيني شده دولت از محل صادرات نفت، نه تنها بر اجراي طرح­هاي مختلف و اقتصاد كشور تأثير خواهد گذاشت، بلكه بر آينده اقتصاد و برنامه ها و طرح ها اثرات منفي مضاعفي خواهد داشت و در نتيجه موجب بروز مشكلات عديده در بخش­هاي مختلف اقتصاد كشور خواهد شد. لذا توجه به گسترش صادرات غير نفتي و نيز جايگاه آن در برنامه هاي توسعه اقتصادي كشور از اهميت ويژه اي برخوردار است.

اصولاً، روش­ها و راهبردهای مختلفی جهت توسعه صادرات غیر نفتی وجود دارد. با توجه به اینکه نرخ ارز یکی از عوامل مهم در حفظ قدرت رقابتی اقتصاد کشور در بازارهای بین‌المللی و در نتیجه توان صادرات غیرنفتی کشور و عاملی مهم در رهایی از وابستگی به صادرات نفتی است (دنیای اقتصاد،ش1756،1387) و نیز اهمیت بخش کشاورزی در اقتصاد ایران که دارای ماهیتی خاص بوده و تقریباً ارزبری کمتری نسبت به سایر بخش ها داشته و همچنین از آنجاییکه این بخش طی سال های اخیر توانسته است بعد از بخش صنعت و پتروشیمی در کشور، سهم بسزایی از صادرات غیر نفتی را به خود اختصاص دهد (دفتر آمار گمرک جمهوری اسلامی ایران، 1388)، لذا در راستای تعیین و تبیین سیاست ارزی درست و مناسب می­توان صادرات بخش کشاورزی را تا حد قابل قبولي بهبود بخشید. 

حال با توجه به توضیحات ارائه شده، مطالعات و پژوهش های انجام شده مرتبط با موضوع تحقیق مورد بررسی قرار می­گیرد. کاظم زاده و ابونوری (1385)، در مطالعه خود به برآورد توابع عرضه و تقاضاي صادرات خرماي ايران با یک سیستم معادلات همزمان با استفاده از داده های سری زمانی سال­های 1382-1350 پرداختند. نتايج حاصل از اين برآورد نشان مي­دهد كه در تابع تقاضاي صادرات خرما، متغیر نرخ واقعی ارز معنی دار شده است. ترکمانی و طرازکار (1384) نیز به بررسی اثر تغییرات کوتاه مدت و درازمدت نرخ ارز بر قیمت صادراتی پسته ایران با کاربرد روش خودتوضیح با وقفه گسترده ARDL¹ در دوره زمانی 1379-1350 پرداختند. نتایج این بررسی نشان می دهد که تغییرات نرخ ارز در کوتاه مدت و دراز مدت مهم­ترین عامل مؤثر بر قیمت صادراتی پسته بوده است. خليليان و فرهادي (1381)، به بررسي عوامل مؤثر بر صادرات بخش كشاورزي ایران طی دوره­ 1378-1341 پرداخته اند. نتایج حاصل از بررسی آن ها نشان داده است که در میان عوامل مؤثر، تأثیر نرخ ارز در عرضه صادرات محصولات کشاورزی معني دار نيست كه اين خود دليلي بر نامناسب بودن سياست هاي ارزي دولت درباره صادرات محصولات كشاورزي در دوره مورد مطالعه بوده است. محمودزاده وزيبايي (1380) با استفاده ازيك مدل تحليل هم جمعي به بررسي عامل هاي مؤثر بر صادرات پسته ي ايران طي دوره ي زماني 61-1358پرداختند. آن ها آثار شاخص لگاریتمی تغييرات نرخ ارز و قيمت واقعی خرده فروشي پسته برصادرات را تجزيه و تحليل كردند و نشان دادند كه تغييرات نرخ ارز در كوتاه مدت و درازمدت تأثير معني دار و مثبت دارد.

کياني و همکاران (1379)، اثر عدم تعادل نرخ ارز بر عرضه صادرات محصولات کشاورزی را طي دوره ‌1376-1345 مورد ارزیابی قرار دادند. در این خصوص، برای مطالعه اثر متغيرهاي کمي بر عرضه محصولات کشاورزي از مدل اسلام و سوبرامانيان استفاده شده است. نتايج حاصل از اين مطالعه نشان داد که نوسانات نرخ ارز و همچنين انحراف نرخ ارز واقعي نسبت به مسير تعادلي بلندمدت آن از عوامل بازدارنده صادرات محصولات کشاورزي است. لذا براي رفع اين انحراف انتخاب نرخ هاي ارز رسمي بايد به گونه‌اي باشد که نرخ واقعي ارز به نقطه تعادلي خود نزديک‌تر شود. لذا بايد آزادي عمل بيشتري به سياست‌هاي ارزي داده شود. شارما (2000)، به بررسي عوامل تعيين كننده عملكرد صادراتي هند با استفاده از داده های سالانه 98-1970به روش سيستم معادلات همزمان پرداخته است. نتایج تحقیقات وی نشان می­دهد که از میان عوامل بررسی شده تقاضا برای صادرات هند با نرخ ارز موثر² نيز رابطه منفي داشته است. همچنین بارت(1999)، طی مطالعه ای ضمن بررسی آثار کاهش نرخ ارز بر قیمت در بخش های کم درآمد کشاورزی این چنین عنوان می­کند که کاهش ارزش پول داخلی تأثیر زیادی برحجم تجارت کشور داشته و بیشترین آثار خود را در بخش صادرات در کالاهایی نشان می­دهد که قبلا قابل تجارت نبوده اند و پس از کاهش ارزش پولی مزیت صادراتی پیدا می­کنند.

درمطالعه فونتاس و بردین (1998)، جهت بررسی تأثیر تغییرات نرخ ارز در صادرات ایرلند به انگلستان از تكنيك همجمعي و مدل تصحيح خطا استفاده شده است. در این مطالعه رابطه درازمدت صادرات ایرلند با استفاده از تكنيك همجمعي برآورد شد. برای تعيين رابطه كوتاه مدت تغييرات نرخ ارز با صادرات از مدل تصحيح خطا بهره گرفته شد. در ضمن از شاخص انحراف معیار متحرک درصد رشد واقعی ارز، به عنوان معیاری از تغییرات نرخ ارز، استفاده شد. نتايج اين مطالعه نشان داد كه صادرات در درازمدت به طور معني داري به درآمد كشور واردكننده و قيمت هاي نسبي بستگي دارد. طبق مدل تصحيح خطاي برآورد شده، تغييرات نرخ ارز فقط در كوتاه مدت باعث كاهش صادرات ايرلند به انگلستان مي شود. همچنین موکرجی (1997)، با استفاده از داده های سری زمانی مربوط به کشور هند و همچنین با بکارگیری تکنیک همجمعی به بررسی رابطه بین نرخ ارز و حجم صادرات هند پرداخت. این محقق نشان داد كه حجم صادرات هند نسبت به نرخ واقعي ارز حساس است. با اين حال از نتايج بدست آمده چنين استنباط مي­شود که كشور هند مي­تواند از سياست­هاي تشويق صادرات، نسبت به حالتي­ كه صادرات اين كشور با استفاده از كاهش ارزش پول داخلي تشويق شود، سود بيشتري ببرد.

حال با توجه به مطالعات مذکور، از آنجا که خرما به عنوان یک محصول مهم و استراتژیک(عزیزی و یزدانی، 1386) ایفاگر نقش مهمی در امنیت غذایی، اشتغال، اقتصاد ملی، حفظ محیط زیست، توسعه پایدار بخش کشاورزی، صادرات و ارزآوری است (قاسم­خانی و همکاران، 1385)، لذا با توجه به اهمیت آن در شرایط فعلی اقتصاد کشور مبادرت به انجام این تحقیق در راستای بررسی و تحلیل اثرات نرخ ارز بر صادرات محصول خرما طی دوره پانزده ساله در کشور شده است. بنابراین، مطالعه حاضر با این هدف انجام پذیرفته است.

 

روش تحقیق 

به طور معمول برای برآورد صادرات از دو طرف عرضه و تقاضا استفاده می­شود و تحلیل­گران اقتصادی با ارایه مدلی برای هر کدام و تعیین مدل تعادلی، به بررسی صادرات و عوامل تأثیر گذار بر آن می­پردازند. در بخش صادرات خرما به علت کم بودن کشورهای صادر کننده در مقابل تقاضای جهانی هر سطح از عرضه پوشش داده شده و اکثر تقاضا کنندگان مایلند تا محصول خرما را در هر قیمتی خریداری نمایند. در واقع درصد تغییرات در مقدار تقاضای محصول خرما به علت آنکه میزان عرضه آن محدود می­باشد کمتر از درصد تغییرات در قیمت خرما بوده و به نوعی می­توان شرایطی را در نظر گرفت که صادرکنندگان با تابع تقاضای کم کششی مواجه هستند که در هر سطح عرضه، تقاضا با کمترین میزان تغییرات وجود دارد. بدین علت در تخمین صادرات فقط بخش عرضه صادرات طبق مدل زیر لحاظ شده است:

 

EXt = F(EXt-i , RER)                                                                        (1)

 

در مدل (1)، EXt صادرات در سال مورد نظر به عنوان متغیر وابسته و RER نرخ واقعی ارز³، EXt-i صادرات سال های قبل به عنوان متغیر های مستقل می­باشد. از آنجا که یک ویژگی جالب لگاریتم دوطرفه این است که پارامتر مربوط به متغیر مستقل، کشش متغیر وابسته را نسبت به آن متغیر مستقل (درصد تغییر متغیر وابسته به ازای تغییر یک واحد در متغیر مستقل) اندازه می­گیرد (مؤسسه مطالعات و پژوهش­های بازرگانی، 1384) و همچنین از آنجاکه روابط اقتصادی حاکم بین متغیرهای مذکور در دنیای واقعی عموماً به صورت غیر خطی است، بنابراین در تصریح تابع صادرات از شکل لگاریتمی بصورت زير استفاده شد:

 

LOG EXt = B1 + B2LOG RER + B2+iLOG EXt-i + Ut                                        (2)

 

دراين رابطه طبق اصل قلت متغيرهاي توضيحي که بیان می دارد، يك مدل تا حد امكان ساده در نظر گرفته شود. چنانکه میلتون فریدمن می­گوید: "یک فرضیه (مدل) زمانی با ارزش و مهم خواهد بود که مقدار زیادی از تغییرات را به وسیله تعداد کمی از متغیرها توضیح دهد". این بیان دال براین است که بایستی برای دریافتن اساس پدیده تحت مطالعه، متغیرهای کلیدی نظیر نرخ واقعی ارز  را در تحلیل وارد نموده و بدین وسیله تمام اثرات تصادفی و جزیی را به جزء اخلال Ut  محول کرد و همچنین در کنار آن به تصریح صحیح مدل بایستی توجه شود تا تورش یا خطای تصریح در مدل وجود نداشته باشد.

درمدل (2) B2 و  B2+iبه ترتیب بیانگرکشش EXt صادرات نسبت به RER نرخ واقعی ارز و  EXt-i صادرات سال های قبل (تعداد سال­های قبل در ادامه مبحث آورده شده است) و B1 بیانگرعرض از مبدأ مدل و همچنین Ut بیانگرجزء اخلال است. اندیس­های t و i به ترتیب بیانگر زمان و وقفه در مدل است. در مدل تصریح شده (2)، نیاز به این است تا اثرات سیاست های ارزی بررسی شود. برای نشان دادن اثر سیاست های ارزی نظیر یکسان سازی نرخ ارز و پیمان سپاری ارزی به عنوان يك مجموعه سیاست های کیفی که بر متغیر های کلان اثر گذار هستند از متغیر های موهومی استفاده شده است. در این روش برای نشان دادن اثر یک متغیر کیفی مانند اجرای سیاست مشخص ارزی بر متغیر های کمی کلان مانند صادرات، دوره های زمانی را به دو بخش که در آن دوره­ها سیاست مذکور اجرا شده و دوره هایی که سیاست مذکور اجرا نشده تقسیم بندي شده و متغیر موهومی Dt معرفی می­گردد. نظر به اینکه متغیرهای کیفی عموماً دلالت بر وجود یا عدم وجود کیفیت یا صفتی دارند، لذا یک روش برای کمی کردن این صفات، در نظر گرفتن متغیرهایی ساختگی با قبول دو مقدار صفر و یک است که صفر بیانگر عدم وجود آن صفت و یک حاکی از وجود آن می­باشد (گجراتی و ابریشمی، 1385). در این مدل تأثیر سیاست حذف پیمان سپاری ارزی از روش اثر گذاری بر روی عرض از مبدأ بررسی می­شود. در پیمان سپاری ارزی، بدهی صادر کنندگان و یا در واقع تعهد ایشان در قبال پرداخت درآمد ارزی حاصل از تجارتشان به صورت ارزی به بانک مرکزی موجبات کاهش صادرات را فراهم ­آورد، که اثر آن به صورت یک متغیر موهومی در سال های اجرا و حذف لایحه مشاهده مي­گردد. از آنجا که فعالان اقتصادی این سیاست را کوتاه مدت قلمداد می­کنند، تغییرات ساختاری در عرضه صادرات اتفاق نیافتاده و این متغیر موهومی به عرض از مبدأ اضافه خواهد شد و مدل به صورت زیر در نظر گرفته می­شود، که در آن DD سیاست حذف پیمان سپاری ارزی است:

 

LOGEXt = A1 + A2LOGRER + A3DDt + A3+iLOGEXt-i + Et                                (3)

 

همچنین اثر تغییرات در سیاست ارزی و تک نرخی نمودن آن به عنوان یک سیاست بلند مدت قلمداد شده و می­تواند آثار ساختاری داشته باشد، لذا فعالان اقتصادي رفتار خود را در بلند مدت بر اساس آن تغییر خواهند داد. بنابراین این سیاست به صورت یک متغیر موهومی که به شیب اضافه شده وارد مدل می­گردد. که به صورت ذیل ارایه مي­گردد، که در آن ED سیاست یکسان سازی نرخ ارز⁴ است:

 

LOGEXt = B1 + B2LOGRER + B3EDt × LOGEXt-1 + B3+iLOGEXt-i + Et                        (4)

 

حال قبل از آنکه مدل نهایی صادرات ارایه و تخمین زده شود، لازم است تا قبل از آن، ایستایی⁵ متغیرهای مورد استفاده در مدل بررسی شود. از آنجا که مدل سازي اقتصاد سنجي با استفاده از سري هاي زماني و روش هاي سنتي و معمول، مبتني بر فرض ايستايي متغيرهاي سري زماني مدل است، بر اساس اين فرض می­بایست ميانگين و واريانس متغيرها در طول زمان ثابت بوده و مستقل از زمان باشد و همچنین مقدار کوواریانس بین دو دوره زمانی، تنها به فاصله یا وقفه بین دو دوره بستگی داشته و ارتباطی به زمان واقعی محاسبه کوواریانس نداشته باشد (گجراتی،1385). حال چنانچه متغیرهای سری زمانی مورد استفاده در برآورد پارامترهای مدل ناایستا باشند، احتمال اینکه رگرسیون بدست آمده جعلی باشد، بسیار بالاست که در این صورت استفاده از آماره‌های t و F گمراه کننده خواهد بود. مطالعات محققان نشان داده که در صورت عدم تحقق فرض ایستایی، احتمال اینکه نتایج بدست آمده تنها یک رگرسیون جعلی باشد و هیچگونه رابطه اقتصادی واقعی و تعادلی وجود نداشته باشد، افزایش می‌یابد (سعدی، 1384). حال طبق توضیحات ارایه شده برای اینکه مطمئن شویم رگرسیون کاذبی نخواهیم داشت، به بررسی ایستایی و آزمون ریشه واحد⁶ هرکدام از متغیرهای مورد استفاده در مدل تحقیق با استفاده از آزمون ریشه واحد دیکی فولر و دیکی فولر تعمیم یافته⁷ در مدل پرداخته می­شود. نتایج حاصل شده از آزمون های ایستایی ریشه واحد در جدول 1 آورده شده است. همانطور که داده های جدول 1 نشان می­دهد، LOGEX و LOGRER ناایستا هستند. از طرفی اگر در یک مدل، متغیرها ناایستا شدند، اولین تفاضل(یا تفاضل مراتب بالاتر) آن ها می تواند ایستا بوده و از آن ها در مدل استفاده شده و مدل را بر اساس متغیرهای جدید تخمین بزنیم؛ در این حالت مشکل رگرسیون کاذب بر طرف می شود.  هنگامی­که تفاضل مرتبه اول LOGRER مورد آزمون قرار می­گیرد، DLOGRER حاصل خواهد شد که ایستا می­باشد، همچنین به منظور ایستا نمودن متغیر LOGEX دو اثر عرض از مبدأ و اثر روندی از آن زدوده می­شود، بدین صورت که رگرسیون متغیر، روی یک عرض از مبدأ و روند محاسبه می­شود و پسماندهای حاصل از مدل در سری LOGNEX که ایستا می­باشد ذخیره می­شود. حال با توجه به نتایجی که از ایستایی سری های مورد بررسی بدست آمد، می­توان مدل نهایی را به صورت زیر تصریح نمود:

 

LOGNEXt = A1 + A2DLOGRERt + A3DDt + A4ED × LOGNEXt-1 + A5LOGNEXt-1                (5)

 

 بررسی ایستایی و آزمون ریشه واحد⁸ هرکدام از متغیرهای مورد استفاده در مدل تحقیق با استفاده از آزمون ریشه واحد دیکی فولر و دیکی فولر تعمیم یافته در مدل انجام می­شود که نتایج حاصل از برآورد مدل در ادامه در قسمت نتایج و بحث آورده شده است.

 

 

 

نتایج و بحث

بعد از گرفتن رگرسیون از رابطه (5)، اطلاعات حاصل شده از برآورد با استفاده از روش حداقل مربعات و به کمک نرم افزار Eviews ver.5 که در جدول 2 ارایه شده است حاکي از آنست که آماره R2 در برآورد مدل نهایی به روش حداقل مربعات و به کمک نرم افزار حاکي از آنست که 98 درصد از تغييرات متغير وابسته (صادرات خرما) با متغيرهاي توضيحي مدل قابل توضيح است که اين حاکي از قدرت بالاي توضيح دهي مدل بوده و حکایت از برازش خوب مدل دارد. همچنین بالا بودن آماره F-statistic، حاکي از معني دار بودن کل رگرسيون است. در این مدل اثر عرض از مبدأ (ضریب c) از لحاظ آماری معنی دار نمی­شود یعنی فرضیه صفربودن ضریب آن رد نمی­شود. در واقع اگر احتمال P-value بدست آمده برای متغیر از نصف سطح اطمینان کوچکتر می­بود، می­توان فرضیه H0=0 را در آن سطح رد کرد، اما حال که احتمال بدست آمده برای c از 05/0 یا سطح اطمینان 10 درصد نیز بزرگتر است، پس فرضیه مبتنی بر صفر بودن ضریب c را نمی­توان رد نمود و لذا فرضیه H0 = 0 پذیرفته می­شود. متغیری که سعی شد در مدل مورد بررسی قرار گیرد، دیفرانسیل نرخ واقعی ارز یا DLOGRER است. همانطور که از نتایج حاصل از برآورد مدل به روش حداقل مربعات ملاحظه می­شود، ضریب متغیر نرخ واقعی ارز نشان دهنده این نکته است که در بلند مدت با تأثیر این نسبت به اندازه یک درصد، میزان صادرات خرما به اندازه 91/0 درصد افزایش می­یابد. همچنین احتـمال P-value از نصف سطح اطمینان کوچکتر بوده و مقدار صفر آن فرض مبتنی بر صفر بودن ضریب دیفرانسیل نرخ واقعی ارز را رد می­کند.

با توجه به معیارهای انتخاب وقفه آکائیک (AIC)⁹ و بیزین شوارتز (SBC)¹⁰، هرچه این دو معیار کوچکتر باشند بر درستی مدل و انتخاب وقفه ها صحه می­گذارند (ابریشمی و مهرآرا، 1381)، چنانچه در مدل صادرات با یک وقفه مقدار عددی کمتری را نسبت به صادرات با دو وقفه در مقایسه با هم نشان می­دهد (با توجه به اینکه صادرات دو سال قبل هم می­تواند تأثیر گذار باشد) و همچنین اینکه، وقفه در مدل با داده های فصلی مفهومی ندارد، صادرات با یک وقفه به منظور آزمودن در مدل وارد می­شود. بنابراین در این مدل 1=i است. چنانچه ملاحظه می­شود که صادرات سال قبل نیز تأثیر مثبت خود را در صادرات سال بعد خواهد گذاشت. با افزایش یک درصد در میزان صادرات سال قبل میزان صادرات خرما به اندازه 98/0درصد افزایش یافته است.

بطورکلی، ضریب مثبت حذف پیمان سپاری ارزی حکایت از این امر دارند که پیمان سپاری ارزی در سال های مذکور مقدار صادرات را کاهش داده است و با توجه به احتمال بدست آمده از آن، اثر معنی داری بر صادرات خرما دارد. همانطور که در مدل نهایی ارایه شده صادرات مشاهده شد، عدم اجراي سياست پيمان سپاري يا تعهد ارزي باعث افزايش صادرات محصول مي­شود، بنابراین اجرای سياست پيمان سپاري ارزي در شرايط اقتصادي كشور که همواره به عنوان سياستي كوتاه مدت به منظور مبارزه با بحران هاي ارزي از ديد صادركنندگان تلقي می­گردد، در دوره مورد مطالعه اثر منفی بر صادرات و درآمدهای صادراتی صادرکنندگان داشته است. همچنین این احتمال به دست آمده برای متغیر ED یا همان یکسان سازی نرخ ارز از 05/0 بیشتر بوده و معنی دار نمی­شود. لذا با توجه به ماهیت بلند مدت سیاست یکسان سازی نرخ ارز، اعمال این سیاست می­تواند آثار ساختاری را بدنبال داشته باشد و بدنبال آن صادرات را افزایش و یا کاهش دهد، اما با توجه به بازه زمانی کوتاهی که یکسان سازی نرخ ارز در دوره مورد مطالعه اجرا شده است (یعنی از سال 1381 به بعد)، نتوانسته تأثیر معنی داری بر صادرات خرما بگذارد. افزايش صادرات هر سال اثر معنی داری بر صادرات سال بعد داشته و باعث افزايش بيشتر صادرات در سال آتي در دوره مورد مطالعه شده است.

در ادامه جهت بررسی اثر سیاست تثبیت نرخ ارز بر صادرات خرما در اواخر دوره مورد مطالعه یعنی بعد از سال 1379می­توان این گونه برداشت نمود که هرچند تثیبت نرخ ارز یکی از سیاست­های تأثیر گذار بر صادرات است، اما با توجه به مدل کنونی جای دادن این سیاستگذاری در مدل نهایی، به دو دلیل امکان پذیر نخواهد بود. اولاً سیاست تثبیت نرخ ارز، بر تابع رفتاری صادرکنندگان اثر معنی داری نخواهد داشت چرا که با وجود عوامل و متغیرهای مهم دیگر تأثیر گذار بر صادرات، صادرکنندگان نمی­توانند آن را درک نمایند. ثانیاً وجود متغیرهای موهومی این اجازه را نخواهند داد که متغیر سومی در معادلات وارد شود. لذا بهترین روش به منظور بررسی اثر این سیاست این است که به طور جداگانه به تحلیل هزینه های تحمیلی واحدهای صادراتی پرداخته شود. در واقع با دید هزینه فرصت، زیان انباشته در این بخش محاسبه می­شود. در این روش با استفاده از تفاوت رشد نرخ ارز و نرخ تورم به محاسبه انحراف از برابری قدرت خرید پرداخته می­شود، سپس میزان این انحراف برای سال هایی که این سیاست اجرا شده است محاسبه خواهد شد. همانطور که طبق جدول 3 ملاحظه می شود با اعمال این سیاست عدم تحقق درآمد بالقوه با توجه به برابری قدرت خرید از میزان رقابت پذیری واحدهای صادراتی به شدت کاسته و صادرات را بیشتر به صورت فروش خام تبدیل کرده است. بطوریکه طبق آمار و اطلاعات موجود محصول خرما توسط برخی کشورها نظیر ایتالیا و هند از ایران، خریداری و پردازش شده و فروش مجدد آن از طریق این کشورها به سایر کشورها صورت می­گیرد. از آنجاکه این سیاست در سال 1377 در کشور اعمال و از سال 1378 به منظور مبارزه با تورم، اجرایی شده است، لذا در تحقیق حاضر، از سال 1378 به بعد، یک بازه زمانی تعریف شده و از سال 1379 اقدام به بررسی و ارزیابی اثر این سیاست بر صادرات شد. با بررسی های انجام شده طبق جدول 3، مشاهده شد که اعمال سیاست تثبیت نرخ ارز از سال 1378 از يك سو و افزايش شاخص قيمت نهاده­ها و هزینه­های تولید از سوي ديگر موجب شده تا محصولی مثل خرما که بیشتر با هدف صادراتی تولید می شود، قابل رقابت با ديگر كشورهاي توليد كننده نباشد و صادرکنندگان با زیان مواجه شوند، با توجه به این نکته که صادركنندگان ايراني نمي­توانند با بالا بردن قيمت ها، افزايش هزينه­هاي ناشي از تورم دو رقمي را به کشورهای وارد کننده خرما که از تورم یک رقمی برخوردارند، منتقل کنند و مصرف كننده نمي­پذيرد كه هزينه هاي تورم در كشور توليد كننده را پرداخت كند. درحقیقت اعمال این سیاست باعث شده تا درآمدهای بالقوه صادرکنندگان کاهش یافته، چنانچه بدون اعمال این سیاست صادرکنندگان می­توانستند درآمدهای بیشتری را کسب نمایند. لذا، تثبيت نرخ ارز در شرايطي مي‌تواند از طريق ايجاد ثبات اقتصادي به رشد فعاليت هاي اقتصادي كمك نمايدکه تورم داخلی در کشور مورد نظر پایین باشد.

شکل 1، آمار فصلی نرخ واقعی راکه با توجه به فرمول محاسبه نرخ واقعی در روش تحقیق و داده های آماری موجود در بانک مرکزی بدست آمده است، بین سال های 1385-1370 را نشان می­دهد. همانطور که در شکل 1 مشاهده می­شود، نرخ واقعی ارز که نمایانگر قدرت رقابت پذیری یک کشور است بین سال های 1370تا 1378 با نوسانات شدیدی درکشور همراه بوده و از سال 1378 از زمانی که سیاست تثبیت نرخ ارز در کشور مطرح شده به ندرت ازتوان رقابت پذیری صادرکنندگان در بازارهای بین المللی کاسته شده و بنابراین نرخ واقعی ارز از یک روند نزولی برخوردار بوده است و همچنین طبق جدول 3 می­توان ملاحظه کرد که اعمال این سیاست به عنوان یک ابزار ضدحمایتی برای صادرکنندگان عمل کرده است. چنانچه بر این اساس، صادرکنندگان خرما در طی سال های 1379تا 1385 حدود 300 میلیارد ریال با توجه به رشد کم نرخ ارز ضررکرده اند.

 

نتیجه گیری

در دوره مورد بررسي یعنی بین سال­های 1385-1370، به طور کل رابطه مثبتي بين صادرات خرما و نرخ واقعی ارز وجود داشته است. اين بدين معني است كه افزايش نرخ ارز (كاهش ارزش پولي ملي) با فرض ثابت بودن نسبت شاخص قیمت داخلی و خارجی که منجر به افزايش نرخ واقعی ارز می­شود، در نهایت افزایش صادرات خرما را بدنبال داشته است و همچنین رابطه مستقیم و معنی داری بین نرخ واقعی ارز و صادرات خرما وجود داشته است. 

اعمال سیاستی چون تثبیت نرخ ارز در اواخر دوره مورد مطالعه با توجه به تورم، افزايش هزینه هاو نهاده های تولید از سوي ديگر موجب شده تا محصولی مثل خرما که بیشتر با هدف صادراتی تولید می شود، قابل رقابت با ديگر كشورهاي توليد كننده نباشد و صادرکنندگان با زیان مواجه شوند. سیاست یکسان سازی نرخ ارز با توجه به اینکه ماهیت بلند مدتی که دارد، از آنجاکه اجرای آن در دوره زمانی مورد مطالعه در بازه زمانی کوچکی صورت گرفته است، نتوانسته تأثیر معنی داری بر صادرات خرما بگذارد. همچنین اجرای سياست پيمان سپاري ارزي در شرايط اقتصادي كشور که همواره به عنوان سياستي كوتاه مدت به منظور مبارزه با بحران هاي ارزي از ديد صادركنندگان تلقي می­گردد، در دوره مورد مطالعه، اثر منفی بر صادرات و درآمدهای صادراتی صادرکنندگان داشته است. 

با توجه نتایج ارایه شده در فوق، توصیه می­شود اگر دولت خواهان این باشد تا نرخ ارز را ثابت نگه دارد، باید نرخ تورم کشور را  به سطح تورم جهانی برساند تا صادرکنندگان و تولید کنندگان از فعالیت های تجاری شان متضرر نشوند و راه مناسب برای برقراری چنین وضعیتی این است که باید سیاست­های پولی و مالی تغییرکرده و اصلاح شوند تا چنین نتیجه­ای حاصل شود. علاوه بر این، سیاست­های پولی و ارزی باید هماهنگ با یکدیگر عمل کنند تا منابع اعتباری و مالی به سمت صنایع صادراتی هدایت شوند و به همان نسبت جهش صادراتی در کشور رخ دهد و ماندن در نرخ ارز واحد مستلزم تداوم افزايش قيمت نفت و كنترل استفاده از حساب ذخيره ارزي است. همچنین نرخ ارز باید با شیب ملایمی در جهت افزایشی حرکت کند. علاوه بر آن، نرخ دلار باید به گونه ای باشد تا هم منافع صادرکننده و هم واردکننده را در نظر بگیرد و نرخ ارزی واقعی است که هم صادرات وهم واردات در آن به سهولت انجام پذیرد، زیرا بیش از 60 درصد واردات کشور، کالاهای واسطه ای است که در تولید و صادرات مورد استفاده قرار می­گیرد. این درحالی است که در صورت بالا رفتن بی رویه نرخ ارز و نهایتاً گران شدن این نوع از کالاهای وارد شده به کشور، منجر به افزایش هزینه تمام شده کالا و تورم در کشور خواهد شد.

 

فهرست منابع 

1-       ابریشمی ح. مهرآرا م. 1381. اقتصادسنجی کاربردی (رویکردهای نوین). انتشارات دانشگاه تهران: 160-80

2-       تارنمای بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران:  www.cbi.ir

3-       تركماني ج. طرازكار م. 1384. اثر تغييرات نرخ ارز بر قيمت صادراتي پسته: كاربرد روش خودتوضيح با وقفه‌هاي گسترده (ARDL). فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. سال سيزدهم. 49: 96-83

4-       حسینی م. 1384. ساختار بازار و توسعه صادرات محصولات باغی منتخب ایران، پسته خرما کشمش. موسسه مطالعات و پژوهش های بازرگانی: 101-85

5-       خلیلیان ص. فرهادی ع. 1381. عوامل مؤثر بر صادرات بخش کشاورزی. فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه. 39: 84-71.

6-       دفتر آمار گمرک جمهوری اسلامی ایران

7-       رازینی ا. قبادی ن. 1383. بررسی و تحلیل اثر صادرات بر رشد اقتصادی. معاونت برنامه ریزی و بررسی های اقتصادی. دفتر مطالعات اقتصادی-گروه تجارت بین الملل

8-       روزنامه دنیای اقتصاد. 1387. شماره 1756

9-       سعدی م. 1384.  اثرات سیاست های کلان اقتصادی در تجهیز منابع داخلی برای سرمایه گذاری در ایران. فصلنامه علمی پژوهشی پژوهش های اقتصادی. 19: 244

10-       عزیزی ج. یزدانی س. 1386. بررسی میزان پایداری درآمد صادراتــی خرمای ایران. مجله علمی-پژوهشی علوم کشاورزی. 13(1): 1

11-       قاسم خانی س. موسی پور س. 1385. بسته بندی صادراتی خرما. انتشارات آسیا و روابط عمومی و امور بین الملل. سازمان توسعه تجارت ایران

12-       کاظم زاده ل. ابونوری ع. 1385. برآورد توابع عرضه و تقاضای صادرات خرمای ایران با استفاده از الگوی سیستم معادلات همزمان. فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه. 54: 124-103

13-        کیانی هـ. اقبالي ک. اقبالی س. 1379. بررسي اثر عدم تعادل نرخ ارز بر عرضه صادرات محصولات كشاورزي. مجله تحقيقات اقتصادي. 56: 54-39

14-       گزارش وزارت جهاد و کشاورزی. 1388. انتشار بخش آمار و اطلاعات وزارت جهاد کشاورزی

15-       گجراتی ب. دامودار ا. 1385. مبانی اقتصادسنجی. انتشارات دانشگاه تهران. جلد دوم: 644-640

16-       محمودزاده م. زيبايي م.1383. بررسي عوامل موثر بر صادرات پسته ايران. اقتصاد كشاورزي و توسعه. 46. 61-54

17-       مرادی ع. 1385. کاربرد Eviews دراقتصادسنجی. سازمان انتشارات جهاد دانشگاهی واحد تهران. 270-100

18-       Barrett C.B. 1999. The effects of real exchange rate depreciation on stochastic producer prices in low-incom agriculture. Agricultural Economics. 20(3): 215-230

19-       Dollar D. 1992. Out Ward-Oriented Developing Economies Really Do Grow More Rapidly Evidence from 95 LDCs. Economic Development and Cultural Change. 40: 523-544

20-       Fountas S. Berdin D. 1998. Exchange Rate Volatility and Exports: the Case of Ireland. Applied Economics Letters. 5: 301-304

21-       Mookergee D. 1997. Export Earning Instability: Price, Quantity, Supply, Demand. Economic Development and Cultural Change. 27: 61-73

22-       Nationmaster Website. World Staistics. Country Comparisons: www.nationmaster.com

23-        Sharma, K. 2000. Export Growth in India: Has FDI Played a Role. Discussion Paper.  816. Economic Growth Center. Yale University.

پیوست ها

 

جدول 1- آزمون ديكي فولر تعميم يافته براي متغيرهاي مورد مطالعه+.

متغیر سطح	آماره ADF	مقادیر بحرانی			نتیجه
		1%	5%	10%
LOGEX	67/1-	11/4-	48/3-	17/3-	غیرساکن
LOGRER	98/0-	60/2-	94/1-	61/1-	غیرساکن
DLOGRER	47/8-	60/2-	94/1-	61/1-	ساکن
LOGNEX	50/2-	*60/2-	94/1-	61/1-	ساکن

+ ماخذ: یافته های تحقیق.

   * در بالای عدد در جدول بدین معنی است که LOGNEX در سطح 1درصد ناایستا است.

 

جدول 2- نتایج ارایه شده رگرسیون مدل به روش حداقل مربعات و با استفاده از نرم افزار Eviews.

LOGNEX = 25/0 + 91/0D)LOG)RER(( + 094/0DD - 0002/0ED × LOG(NEX(-1)) + 0 98/LOG(NEX(-1))        

P-value                   (57/0)         (00/0)                (00/0)                        (92/0)                (00/0)

t-statistic     (56/0)         (36/5)                (04/3)                        (08/0-)                            (7/36)

        132/1269 F-statistic =                           98/0 R2 = 

 

جدول3- برآورد زیان سالیانه صادرکنندگان خرما بر اساس نرخ تورم رسمی+.

سال	نرخ تورم (درصد)	نرخ ارز (ریال)	رشد نرخ ارز (درصد)	درصد انحراف از برابری خرید (c)- (a)	میزان انحراف از برابری خرید (d) × (b)	درآمد صادراتی (دلار)	زیان سالیانه (میلیارد ریال) (f)× (e)
	(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)	(g)
1379	6/12	8188	57/0	02/12	68/984	26538481	13/26
1380	4/11	8008	24/2-	64/13	91/1092	29357534	08/32
1381	8/15	8019	13/0	66/15	1256	29583309	15/37
1382	6/15	8323	65/3	94/11	38/994	34775986	58/34
1383	2/15	8747	84/4	35/10	54/905	37992239	40/34
1384	4/10	9042	26/3	13/7	36/645	76789505	55/49
1385	9/11	9226	99/1	90/9	89/913	94515536	37/86
زیان انباشته							29/300

    + مأخذ: بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و یافته های تحقیق.

 

 

شکل 1- آمار فصلی نرخ واقعی ارز طی سال های 1370 تا 1385

 

A study on effects of exchange rate and foreign policies on Iran’s dates export during the years 1991-2006

 

 

 

 

Abstract

The main goal of this research is studying exchange rate impact on the export of dates as one of the most important and of greatest foreign currency income earned horticultural products in agriculture sector. For this purpose, ordinary least squares (OLS) method was used to estimate the relationships between volume of dates exports and other studied variables after taking stationary tests. Also in this study, library method was applied for the analysis and required data were collected from various scientific and research resources. Results show that exchange rate is a crucial factor of dates export and exporters react to its changes. In addition, specified effects of other factors such as foreign currency written promise making policy, exchange rate unification policy, as well as exchange rate stabilization policy on volume of dates exports. Another effective factors such as government policies that were impacted on exports in this period  have taken place in the exports model. Such as outsourcing foreign policy that was always short-term policy from the perspective of exporters has negative effect on export and unification of the exchange rate that has long-term nature because of the short timeframe of the study are implemented so has failed to make a significant impact on dates export. Also, applying exchange rate stabilization policy has led to reduce the potential exporter’s income according to inflation in the country and increased production costs.

 

  

Keywords: Exchange rate, Dates export, Ordinary least squares (OLS) method

 

1

 

---

[1] . Autoregressive Distributed Lag

[2]  . نرخ ارز موثر در حقيقت ميانگين وزني نرخ هاي ارز واقعي است.

[3] - فرمول محاسبـه به صورت RER= (et × Ptf / Ptd) می­باشد که در آنPtd  شاخص قیمت عمده فروشی داخلی (WPI) ایران به قیمت ثابت سال 79، Ptf شاخص قیمت عمده فروشی خارجی (WPI) آمریکا به قیمت ثابت سال 2000 می­باشند و et نرخ اسمی ارز بازاری داخلی می باشد. در حقیقت نرخ واقعی برابری ارز، عبارت از نرخی است که با آن می­توان کالا یا خدمات یک کشور را با کالا و خدمات کشور دیگر تعویض کرد.

[4] - هدف از پیاده سازی سیاست یکسان سازی نرخ ارز به حداقل رساندن اختلاف بین نرخ ارز در بازار آزاد و نرخ ارز رسمی درکشوراست.

[5] - در اين مقاله اصطلاح ايستایی براي واژه (Stationary) در مقابل ناايستايي انتخاب شده است. واژه هاي ديگر از قبيل ساكن و غير ساكن، مانا و نامانا براي اين واژه بكار می­رود.

[6]  Unit root test- 

[7]  Augmented Dickey-Fuller- 

[8]  Unit root test- 

[9] Akaike Information Criterion - 

[10] Schwarz Bayesian Criterion - 

---