نویسندگان
1 دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه زابل
2 عضو هیأت علمی دانشگاه علوم اقتصادی
3 عضو هیأت علمی دانشگاه زابل
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The aim of this study is investigate the effect of trade liberalization on rural poverty by using of analysis of time series, and system of simultaneous equations during 1359 to 1388. that aproach of regression seemingly unrelated to estimate the four equations as has been used simultaneously. According to the results, the coefficient of income distribution variable has significant and negative effect on ratio of poorer than the general population. trade index Variable has positive and significant effect of, 95 percent level of significance in the GDP variable per capital inflation Variable has significant and negative impact on the level of significance 90 percent of GDP. ratio of agricultural produce Variable to GDP has significant and negative effects in 95 percent. so income distribution variable, and GDP share of agricultural produce has significant and positive effect on trade index.
کلیدواژه‌ها [English]
- مقدمه
به طور کلی فرآیند آزادسازی تجاری، کسب منافع ناشی از توسعه مبادلات بینالمللی است . ابزار اصلی آزادسازی، حذف موانع غیرتعرفه‌ای، حذف یا کاهش تدریجی تعرفه‌ها و در نهایت رسیدن به مرحله حذف یارانه‌های صادراتی است. یکی از اهداف مطالعات آزادسازی تجاری بررسی اثرات آن بر توزیع درآمد و رفاه خانوارها است. (هلپمن، 1995). پدیده فقر خود نمودی از توسعه نیافتگی اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی است که ثبات سیاسی، همبستگی اجتماعی و سلامت جسمی و روحی ملتها را تهدید کرده است. بر اساس گزارشات بانک جهانی در سال 2001 که بر پایه‌ی مطالعات این بانک در زمینه‌ی فقر صورت گرفته، تقریباً نصف جمعیت 6 میلیارد نفری جهان با روزی کمتر از 2 دلار به سر برده و نزدیک به 2/1 میلیارد نفر کمتر از یک دلار در روز را برای مصارف شخصی خود صرف میکنند . فقر روستایی تقریباً 63 درصد از کل فقر جهانی را شامل میشود که این مقدار در برخی کشورها نظیر بنگلادش به 90 درصد میرسد (بانک جهانی، 1381). شناخت اصولی فقر در جامعهی روستایی به عنوان یکی از اقدامات اساسی مطرح میباشد. بدین روی و با توجه به اهمیت و ضرورت غیر قابل انکار بررسی این مسئله در سالهای اخیر، مطالعات نسبتاً قابل توجهی پیرامون فقر در جهان و ایران صورت گرفته است که لیپتون (1977)، در مطالعهی خود این گونه استدلال میکند که اکثر فقیرانی که در نواحی روستایی زندگی میکنند بیشتر درآمدشان را از عایدی نیروی کار به دست میآورند. رشد کشاورزی بر پایه‌ی تکنولوژی کاربر در کشورهای در حال توسعه به کاهش فقر روستاییان در این بخش بستگی دارد که در اثر آنها کالاها و خدمات غیر تجاری تولید میکنند.
دت و راوالیون (1998)، اثرات رشد عملکرد و دستمزدهای واقعی را روی فقر برای روستاهای هند بررسی کرده و نشان دادند که عملکرد بالاتر و افزایش دستمزد، فقر را به یک میزان کاهش میدهد. ودن (1999) با استفاده از روش شبیه‌سازی دریافت که در کشور بنگلادش، رشد بخش روستایی بیشتر از رشد بخش شهری فقر را کاهش داده است. دت و راوالیون (1996)، رشد بخش کشاورزی هند را در کاهش فقر روستائیان و شهر نشینان مؤثر دانسته و بیان میکنند که رشد بخش صنعت بر جامعهی فقیر روستایی اثر معنیداری ندارد. بورگیگنون و موریزن (1998)، یک نمونه‌ی 38 تایی از کشورهای در حال توسعه کوچک و متوسط را در نظر گرفته و دریافتند که رشد در بخشهای کشاورزی و خدمات، فقر را بیشتر از رشد در تولید محصولات صنعتی کاهش میدهد. خالدی (1379)، به اندازه‌گیری خط فقر در روستاهای ایران طی دوره‌ی 75-1350 پرداخته است که نتایج مطالعهی وی نشان دهنده‌ی آن است که افزایش درآمد سرانه‌ی واقعی،
وقوع انقلاب اسلامی و روند زمانی، رفاه روستاییان را افزایش میدهد. لیکن عواملی نظیر تورم، رشد جمعیت، بهره‌وری سرانه، بی‌سوادی سرپرستان خانوارها و دستمزدها را فاقد تأثیر معنیدار بر میزان درصد فقرای روستایی معرفی میکند. پروین (1372)، در مطالعهی خود که به بررسی زمینهها و علل اقتصادی فقر در ایران پرداخته است از تحقیق خود اینگونه نتیجه گیی میکند که دو گانگی اقتصادی ناشی از اتخاذ سیاستهای صنعتی شدن و نقش درآمدهای حاصل از نفت در اقتصاد ایران، زمینههای بروز بیکاری، توزیع نابرابر درآمد و فقر را پدید آورده است.
2- مواد و روشها
در این مطالعه به منظور بررسی تأثیر آزادسازی تجاری بر روی فقر روستایی یا به عبارت دیگر رابطهی فقر- تجارت، 4 معادله در قالب سیستم معادلات همزمان برگرفته از تحقیق سیگزین لی (2009)، در نظر گرفته شده است که به شرح زیر است:
PI = F (PGDP, PGDP2, JNE, AGR, Inflation, TRADE, TRADE2 ) (1)
PGDP = f (INE, Inflation, TRADE, TRADE2) (2)
INE = f (PGDP, PGDP2, INE, AGR, Inflation , TRADE, TRADE2 ) (3)
TRADE= f (PGDP, PGDP2, INE, AGR, Inflation) (4)
که در آن:
PGDP: (تولید ناخالص داخلی به ازای هر واحد سرمایه)
PGDP2: (توان دوم تولید ناخالص داخلی به ازای هر واحد سرمایه)
INE: توزیع درآمد
AGR: نسبت تولیدات کشاورزی به GDP
Inflation: نرخ تورم سالانه در دوره‌ی CPI
TRADE: شاخص آزادسازی تجاری
TRADE2: توان دوم آزادسازی تجاری
PI: نسبت جمعیت فقیر به کل جمعیت
چهار معادله از سیستم معادلات همزمان به روش SUR (رگرسیونهای به ظاهر تامرتبط)،1 تخمین زده شده است. علت تخمین معادلات به روش فوق به دلیل ایجاد تخمین‌های سازگار و بدون تورش و کارا بوده است. در گذشته به منظور برآورد معادلهها از روش OIS (حداقل مربعات معمولی)2 استفاده میشود. استفاده از روش OIS بر این فرض استوار است که متغیرهای سری زمانی مورد استفاده ساکن هستند، اما استفاده از این روش در مورد متغیرهای غیرساکن، هر چند پارامترهای برآورد شده‌ی دارای آماره‌ی t، معنیدار است و از آماره‌ی F و ضریب تعیین بالایی برخوردار است اما به دلیل اینکه این برآوردگر دیگر از توزیع نرمال استاندارد تبعیت نمیکند، برداشت آماری بر اساس آمارههای معمول نادرست خواهد بود.گرنجر و نیوبلد، (1974). بنابراین از سیستم معادلات رگرسیون به ظاهر نامرتبط در این مطالعه استفاده شده است که جمله‌ی اخلال معادلات با یکدیگر ارتباط دارند و گفته میشود جملات اخلال معادلات مختلف با یکدیگر دارای همبستگی همزمان هستند، بدین مفهوم که:
(5)
یعنی جملات اخلال معادلات فوق تحت تأثیر نیروها و عوامل یکسانی قرار دارند بعلاوه در سیستم معادلات به ظاهر نامرتبط، معمولاً تعدادی محدودیت بین پارامترهای معادلات مختلف مرسوم به محدودیت بین معادلات نیز وجود دارد. زلنر، (1962) .
از آنجاییکه نخستین گام در تحلیل متغیرهای سری زمانی، بررسی ایستایی متغیرها است و چنانچه متغیری ایستا نباشد یا به بیان دیگر با گذشت زمان توزیع احتمال آن متغیر تغییر کند، تحلیل‌های رگرسیونی با مشکل روبرو خواهد شد. این روش آماری زمانی که تفاضل گیری مرتبه‌ی اول متغیرها به کار گرفته میشود، فرضیه‌ی بی‌معنی ناایستایی را رد میکند. ابریشمی، (1381). بدین منظور در این مطالعه از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته برای بررسی ایستایی متغیرها استفاده شده است. دادههای این تحلیل از پایگاه اطلاعاتی بانک جهانی بدست آمده است که شامل اطلاعاتی از قبیل تولید ناخالص داخلی به ازای هر واحد سرمایه، توزیع درآمد، نسبت تولیدات کشاورزی به GDP و نرخ تورم میباشد که طی سالهای 88-1359، دادههای سالیانهی کشور ایران را تأمین میکند که برای تخمین معادلات از نرم‌افزار (6) Eviewsاستفاده شده است.
3- نتایج و بحث
نتایج تخمین چهار مدل به روش رگرسیونهای به ظاهر نامرتبط در قالب جدول (1) نشان داده شده است.
جدول (1) : نتایج تخمین معادلات همزمان
|
Log PI = -0/156 – 0/11 log PGDP – 0/0022 (-0/2) (-1/66) (-0/04)** log INE – 0/58 log AGR+0/033 log INFlation + 0/78 log Trade (2/11)*** (-0/7) (0/022) Log PGDP = -0/91 – 0/25 log INE – 0/25 log Inflation+ 1/06 log Trade (-0/37) (-1/36) (2/36)* (7/23)*
INE = 0/11 + 1/45 log PGDP + log INE - 2/8 log AGR – 1/45 log Inflation + 8/5 log TRAD (0/73) (0/23) (-0/32) (5/37) (0/79) (0/11)
TRADE = -0/0029 log PGDP + 0/047 log INE + 1/76 log AGR -0/077 log Inflation (-1/03) (3/67)** (11/3)** (-1/36) |
|
مأخذ: یافته‌های تحقیق * معنیداری در سطح90 درصد ** معنیداری در سطح 95 درصد *** معنیداری در سطح 99 درصد
|
طبق نتایج بدست آمده از جدول شماره (1)، ضریب شاخص تجارت به طور مستقیم با نسبت جمعیت فقیر به کل جمعیت رابطه دارد و تأثیری معنیدار و مثبت روی این متغیر میگذارد و در سطح 99 درصد معنیدار است. همچنین ضریب توزیع درآمد رابطه معکوس با نسبت جمعیت فقیر به کل جمعیت دارد و تأثیری معنیدار دارد. منفی بودن ضریب این متغیر امری بدیهی است زیرا هر چه سطح درآمد افزایش مییابد سطح رفاه و فرهنگ افراد نیز افزایش مییابد و با افزایش یافتن سطح فرهنگ مصرفی افراد در روستاها، مهاجرت از روستاها به سطح شهرها افزایش یافته و به موازات آن تعداد افراد فقیر در سطح روستاها کاهش مییابد. متغیر شاخص تجارت به طور مثبت و مستقیم با متغیر تولید ناخالص داخلی به ازای هر واحد سرمایه رابطه دارد و تأثیری معنیدار در سطح 95 درصد بر روی آن میگذارد، زیرا با انجام تجارت و همچنین واردات و صادرات یک کالا موجبات ارزآوری از کشور صادر کننده به کشور وارد کننده و افزایش سرمایه گذاری مستقیم خارجی (FDI) به داخل کشور فراهم گشته که به دنبال آن افزایش رشد اقتصادی (GDP) کشور را فراهم مینماید. متغیر نرخ تورم با متغیر تولید ناخالص داخلی به طور معکوس رابطه دارد و اثری منفی و معنیدار در سطح 90 درصد بر آن میگذارد. و از نظر اقتصادی به این مفهوم است که به ازای یک درصد افزایش در نرخ تورم، رشد اقتصادی به میزان یک درصد کاهش مییابد. متغیر نسبت تولیدات کشاورزی به GDP با متغیر توزیع درآمد رابطه معکوس و غیر مستقیم دارد و اثری منفی و معنیدار در سطح 95 درصد بر آن میگذارد، زیرا با افزایش تولید و در نتیجه درآمد افراد تعداد افراد فقیر و کم درآمد در سطح روستاها و تعداد افرادی که به کار کشاورزی میپردازند کاهش مییابد و لذا سطح تولیدات کشاورزی نیز کاهش مییابد. همچنین متغیرهای توزیع درآمد و سهم تولیدات کشاورزی از GDP بر روی شاخص تجارت اثری مثبت و معنیداری در سطح 95 درصد میگذارند.
همچنین در این مطالعه رفتار آماری متغیرهای مورد استفاده با استفاده از آزمون ریشه واحد مورد بررسی قرار گرفت و نتایج این آزمون نشان داد که متغیرهای نسبت تولیدات کشاورزی به GDP در سطح و بدون عرض از مبدأ و روند، ایستا میباشند. متغیرهای توزیع درآمد و نرخ تورم و نسبت جمعیت فقیر به کل جمعیت در سطح و با عرض از مبدأ، ایستا شده‌اند، در واقع این متغیرها I(0) هستند. متغیر شاخص تجارت در سطح، با عرض از مبدأ و روند، ایستا شده است. همچنین متغیر تولید ناخالص داخلی به ازای هر واحد سرمایه با یک بار تفاضل‌گیری و با عرض از مبدأ و روند، ایستا میباشند و این متغیر I(1) میباشد. نظر به این که دادهها به صورت سالیانه بوده و بیشنرین وقفه یک در نظر گرفته شده است و با توجه به این که شمار دادههای مورد بررسی کمتر از 100 بوده، لذا از معیار شوآرتز- بیزین استفاده شده است تا درجه‌ی آزادی زیادی از دست نرود و این معیار از کارایی بیشتری برخوردار میباشد.
)