تاثیر آزاد سازی تجاری بر فقر روستایی ایران

نویسندگان

1 دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه زابل

2 عضو هیأت علمی دانشگاه علوم اقتصادی

3 عضو هیأت علمی دانشگاه زابل

چکیده

(صحت مطالب مقاله بر عهده نویسنده است و بیانگر دیدگاه مجمع تشخیص مصلحت نظام نیست) 
هدف اصلی این مطالعه بررسی تأثیر آزاد سازی تجاری بر فقر روستایی ایران با استفاده از تحلیل سری‌های زمانی و سیستم معادلات همزمان طی سال‌های 1359 تا 1388 می‌باشد که روش رگرسیون‌های به ظاهر نا‌مرتبط جهت تخمین چهار معادله‌ به صورت همزمان مورد استفاده قرار گرفته است. طبق نتایج بدست آمده ، ضریب متغیر توزیع درآمد تأثیر منفی و معنی‌داری بر نسبت جمعیت فقیر به کل جمعیت دارد . متغیر شاخص تجارت تأثیر مثبت و معنی‌داری در سطح 95 درصد بر متغیر تولید ناخالص داخلی به ازای هر واحد سرمایه می‌گذارد. متغیر نرخ تورم تأثیر منفی و معنی‌داری در سطح 90 درصد بر متغیر تولید ناخالص داخلی دارد. متغیر نسبت تولیدات کشاورزی به GDP تأثیر منفی و معنی‌داری در سطح 95 درصد بر متغیر توزیع درآمد می‌گذارد ، همچنین متغیرهای توزیع درآمد و سهم تولیدات کشاورزی از GDP تأثیر مثبت و معنی‌داری بر متغیر شاخص تجارت گذاشته است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Impact of trade liberalization on poverty of rural Iran

نویسندگان [English]

  • Alireza Sargazi 1
  • Mohammad Hossein Karim 2
  • Fataneh Nikbakhsh 1
  • Mashaallah Salarpour 3
چکیده [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]

  • Trade Lliberalization
  • Rural poverty
  • Iran

- 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.

 

منابع

1. ابریشمی، ح. (1381). اقتصادسنجی کاربردی. انتشارات دانشگاه تهران. صفحات 214-215-218-219-276.

2. بانک جهانی، 1381. مبارزه با فقر: گزارش توسعه‌ی جهانی سال 2001-2000، ترجمه‌ی سازمان مدیریت و برنامه‌ ریز­ی کشور، معاونت امور اجتماعی. دفتر امور اجتماعی.

3. پروین، س. 1375. زمینه­های اقتصادی فقر در ایران، رساله‌ دوره‌ دکتری، رشته‌ علوم اقتصادی، دانشگاه تربیت مدرس.

4. خالدی، ک. 1379، بررسی اقتصادی فقر روستایی و عوامل مؤثر بر آن در ایران، پایان ‌نامه‌ی دوره‌ کارشناسی ارشد، رشته‌ اقتصاد کشاورزی، دانشگاه تربیت مدرس.

5. Bourguignon, F., & Morrisson , c. 1998. Inequqlity and Oevelopment: The role of dualism. Journal of Development Economic, 57 (2) , 233-257.

6. Datt, G., & Ravallion, M. 1996. How important to India’s poor is the sectoral composition of economic growth?. The world Bank Economic Review, 10 (1), 1-25.

7. Datt; G., & Ravallion , M. 1998. Farm productivity and Rural poverty in india. Journal of Development studies: 34 (4): 62-85.

8. Granger, C.W.K. and P. New old. (1974). Spurious regressions in economettricd, Journal of Economettrics , 2: 111-120.

9. Helpman, E. and. Krugman (1995) Market strugure and foreign Trade, the mit  press , Cambridge , Massa chusetts: USA.

10. Lipton, M. 1977. Why poor people stay poor? Urban bias in word development . London: Temple smith.

11. Shixin Li , 2009. The Effect of Trade Liberalization on Chinese Rural Poverty. net.owww. ccsnet. org / journal .html: 28.

12. wedden. Q.1999. Growth, poverty and inequality: A regional panel f or Bangladesh research. Working paper. No. 2072. The world Bank. Washington. DC.

13. Zellner, Arnold (1962). An Efficient method of Estimating seemingly unrelated Regression and tests for Aggregation Bias. “Journal of the American statistical Association 57: 348-68.