اثرات سیاست های ارزی و تجاری بر صادرات محصولات باغی در ایران

نوع مقاله: پژوهش کاربردی

نویسندگان

1 دکترای اقتصاد کشاورزی، استادیار، گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه زابل، زابل، ایران.

2 دانشجوی دکترا، گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه زابل، زابل، ایران.

چکیده

هدف این مطالعه بررسی تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات گروه محصولات باغی در ایران است. در زمینه سیاست‌های ارزی، شاخص بی‌ثباتی نرخ ارز و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز و در ارتباط با سیاست‌های تجاری، شاخص ضریب انحراف تجاری و شاخص بازبودن اقتصاد در نظر گرفته شدند. بدین منظور به تخمین رابطه بلندمدت و کوتاه‌مدت بین متغیرهای مدل از فرم لگاریتمی تابع عرضه صادرات بر اساس الگوی اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی و مدل تصحیح خطا پرداخته شد. داده‌های تحقیق از سایت پایگاه آمار تجارت بین‌الملل، آمارنامه‌های وزارت جهاد کشاورزی و سایت بانک مرکزی جمع‌آوری شده است. این داده‌ها مربوط به سال‌های ۱۳۷۶ تا ۱۳۹۴ است. نتایج نشان داد در بلندمدت متغیرهای ضریب انحراف تجاری، بی‌ثباتی نرخ ارز، متغیر بازبودن اقتصاد، ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل، متغیر قیمت داخلی محصولات و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز اثر مثبت بر صادرات میوه‌های هسته‌دار در ایران دارند. ضریب تصحیح خطا نیز ۴۲/۰- تخمین زده شد که کاملاً معنی‌دار است و بر سرعت بسیار بالای تعدیل به سمت تعادل بلندمدت دلالت دارد و نشان می‌دهد در صورت وارد‌شدن شوک و انحراف از تعادل، در هر دوره ۵۸/۰ درصد از بی‌تعادلی کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلندمدت، تعدیل می‌شود.
طبقه‌بندی : Q17, Q18, F13, F17, F39

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The effect trade and exchange rate policies on the export of stone fruit in Iran

نویسندگان [English]

  • Hamid Mohammadi 1
  • Monir Ahmad Rasoolizadeh 2
1 PhD. in Economic Agriculture, Assistant Professor, Department of Agricultural Economics, Faculty of Agriculture, University of Zabol, Zabol, Iran.
2 PhD. Student, Department of Agricultural Economics, Faculty of Agriculture, University of Zabol, Zabol, Iran.
چکیده [English]

This study aims to investigate the effect of foreign exchange rate and trade policies on crop exports in Iran. Regarding foreign exchange policies, the exchange rate volatility index and the dummy variable of currency uniformity policy were considered, while economic openness index as well as the trade bias coefficient index was studied for business policies. Logarithmic model of export supply function based on the ARDL and error correction model were used to estimate long- and short-term relations between variables. The research data were collected from the websites of the International Trade Statistics Database and the Central Bank of Iran from 1997 to 2014. The results showed that variables of commercial deviation coefficient, real exchange rate, economic openness, domestic product price, stone fruits export value in previous years and the dummy variable of currency uniformity policy all had a positive effect, in the long term, on Iranian stone fruits export. The coefficient for error correction model equals -0.42, which is quite significant indicating a very high modulation pace to a long-term equilibrium. In addition, the results revealed that, in the event of shock and distortion in balance in each period, 0.58% of the short-term imbalance has been adjusted to achieve long-term equilibrium.
JEL Classification: Q17, Q18, F13, F17, F39

کلیدواژه‌ها [English]

  • Export
  • Crops
  • Real exchange rate
  • Trade Bias
  • Economic openness index

مقدمه

رسیدن به نرخ رشد اقتصادی زیاد هدف اقتصادی تمام کشورهاست. این هدف متضمن به‌کارگیری سیاست‌های مناسب اقتصادی است که شاخه‌ای مهم از این سیاست‌ها را سیاست‌های تجاری، به‌ویژه تجارت خارجی تشکیل می‌دهد. در این رابطه یکی از راهکارها، توسعه صادرات و صادرات غیرنفتی جزء مهمی از آن است (عظیمی و یحیی‌زاده‌فر، 2015). بر اساس نظریه‌های توسعه و تجارت بین‌الملل، از آنجایی‌که صادرات جزئی از تولید ناخالص داخلی است، رشد صادرات می‌تواند تأثیر مثبتی بر رشد اقتصاد داشته باشد. اغلب کشورها با گسترش حجم و تنوع‌بخشی به صادرات خود، خواهان بهبود تراز پرداخت‌ها و ایجاد فرصت‌های شغلی جدید هستند و همزمان به انتقال فناوری و آثار مثبت تجارت می‌اندیشند. این مزایا سبب شده است برخی مکاتب، رشد و توسعه اقتصادی را در گرو گسترش بازرگانی بدانند (متوسلی، 2001). به عبارت دیگر توسعه صادرات تأمین‌کننده منابع ارزی برای توسعه اقتصادی است و می‌تواند نقش تعیین‌کننده‌ای در شکل‌گیری ساختارهای اقتصادی، تخصیص بهینه منابع، استفاده از صرفه‌های ناشی از مقیاس تولید، دستیابی به تخصص بین‌المللی و غیره داشته باشد.

در این زمینه بخش کشاورزی نیز از طریق صادرات کشاورزی در تجارت خارجی مشارکت دارد و صادرات محصولات آن نسبت به دیگر بخش‌ها ثبات بیشتری دارد؛ بنابراین، تکیه بر این بخش و توسعه و گسترش صادرات آن می‌تواند زمینه را برای حضور در بازارهای جهانی و استفاده از مزایای آن فراهم کند. به همین دلیل توجه به توسعه و تجارت بخش کشاورزی به عنوان پیش‌شرط توسعه اقتصادی، ضروری است (پاکروان و گیلانپور، 2014). بخش کشاورزی در ایران به دلیل داشتن مشخصه‌ها و مزیت‌های مهمی مانند تنوع آب و هوایی، تنوع زمین، نیروی کار ارزان‌قیمت و نیز امکان بهره‌گیری از وضعیت جغرافیایی و گستردگی عرصه کشور، امکانات لازم برای گسترش تولید و صادرات انواع محصولات در فصول مختلف سال را دارد.

1- ادبیات موضوع

به منظور تحقق هدف توسعه صادرات غیرنفتی، توجه به نحوه سیاست‌گذاری‌ها قابل تأمل است. سیاست‌های کلان اقتصادی همواره بر فعالیت بخش‌های مختلف اثرگذار بوده است. اهمیت بخش کشاورزی در توسعه اقتصادی و تأثیرگذاری سیاست‌های ارزی و تجاری بر عملکرد این بخش باعث شده است به چگونگی تأثیر این سیاست‌ها توجه شود. از جمله مهم‌ترین اهداف سیاست‌گذاری در بخش تجارت خارجی کشورهای در حال توسعه رونق و توسعه صادرات است. از لحاظ تئوری، تغییر در میزان صادرات می‌تواند روند رشد اقتصادی را بهبود دهد. از این رو توسعه صادرات به عنوان یکی از راهبردهای توسعه اقتصادی، تعیین‌کننده‌ای اصلی در راستای افزایش توان تولیدی، اشتغال، امنیت و تأمین درآمدهای ارزی برای سرمایه‌گذاری در فناوری‌های نو محسوب می‌شود (گیلبرت، گوستاو لینیونگ و مانچونگادیوین، 2013). 

از این رو اعمال سیاست‌های اقتصادی (پولی، مالی، ارزی، تجاری و حمایتی) نقش بسیار مهمی در برنامه‌های توسعه صادرات محصولات کشاورزی در کشور دارد. در ادامه به برخی مطالعات درباره تأثیر سیاست‌های اقتصادی بر صادرات غیرنفتی در ایران و سایر کشورها پرداخته شده است. کوچک‌زاده و کرباسی (2016)، عوامل مؤثر بر تجارت زعفران ایران با استفاده از مدل جاذبه و اقتصاد‌سنجی پانل در بازه زمانی 1392-1380 را بررسی کردند. نتایج نشان داد تولید ناخالص داخلی و جمعیت کشورهای واردکننده و نرخ ارز به ترتیب با ضرایب 55/1، 015/0 و 54/0 تأثیر مثبت و معنی‌داری بر تجارت زعفران ایران دارد. عزیزی و همکاران (2016)، نقش سیاست‌های حمایتی را در توسعه صادرات محصولات کشاورزی بررسی کردند. طبق نتایج، شاخص‌های نسبت قیمت صادراتی، ارزش افزوده کشاورزی و معیار کلی حمایت، بر الگو تأثیرگذارند و با عرضه صادرات در کوتاه‌مدت و بلندمدت رابطه مثبت دارند. از طرفی نرخ ارز، مصرف بخش خصوصی و جنگ، بر عرضه صادرات بی‌تأثیرند. ضریب جمله تصحیح خطا نشان داد در هر دوره 52 درصد از نبودن تعادل از بین میرود و تعدیل بلند‌مدت صورت می‌گیرد. صفری و همکاران (2015)، تأثیر نوسانات نرخ ارز بر صادرات بخش کشاورزی در راستای بند دوم سیاست‌های کلی کشاورزی را با استفاده از الگوی خود‌توضیحی با وقفه‌های توزیع‌شده در دوره 1390-1360بررسی کردند. نتایج تحقیق، رابطه معکوس میان نوسانات نرخ ارز و صادرات بخش کشاورزی را نشان داد. 

دائی کریم‌زاده و همکاران (2015)، تأثیر نرخ ارز واقعی بر صادرات غیرنفتی ایران در بازه زمانی 1388-1358 را با استفاده از روش تصحیح خطای برداری بررسی کردند. نتایج حاصل نشان داد در این فاصله زمانی، اثر نرخ ارز واقعی، درآمد جهانی، تولید ناخالص داخلی، رابطه مبادله و بهره‌وری نیروی کار (در بخش غیرنفتی) بر صادرات غیرنفتی مثبت بوده است. دهقان هراتی و همکاران (2014)، تأثیر سیاست‌های مالی و مالیاتی بر تجارت بخش کشاورزی ایران را با استفاده از روش خودرگرسیون برداری در بازه زمانی 1388-1350 بررسی کردند. نتایج نشان داد در کوتاه‌مدت، مخارج دولت و شاخص مالیاتی اثر مثبت بر ارزش صادرات و واردات بخش کشاوری داشته‌اند، اما در بلندمدت، فقط مخارج دولت، اثر مثبتی بر ارزش صادرات و واردات بخش کشاورزی داشته است و شاخص مالیاتی اثر منفی را از خود نشان داده است و اثر آن در بلندمدت بیشتر از کوتاه‌مدت است. 

عظیمی و یحیی‌زاده‌فر (2015)، تأثیر برنامه‌های تشویقی صادرات بر تجارت محصولات کشاورزی را بررسی کردند. در این بررسی، محصولات 24‌گانه بخش کشاورزی به سه گروه تقسیم شدند؛ گروه نخست شامل محصولات و زمانی بود که جایزه پرداخت نمیشد. گروه دوم یارانه 5/1 درصد و کمتر و درنهایت گروه سوم بیش از 5/1 درصد یارانه دریافت می‌کرده‌اند. نتیجه تجزیه و تحلیل واریانس چندگانه نشان داد بین گروه اول و دوم تفاوت معناداری وجود ندارد، اما بین گروه سوم با گروه اول و دوم از نظر آماری اختلاف معناداری وجود دارد. به بیان دیگر، برای تأثیرگذاری جوایز و تشویق‌های صادراتی لازم است مقدار جوایز از یک حد آستانه بیشتر باشد.

پاکروان و گیلانپور (2014)، در مطالعه‌ای پتانسیل رقابت‌پذیری محصولات کشاورزی ایران و کشورهای منطقه خاورمیانه و آفریقای جنوبی (منا) در دوره زمانی 2011-1995 را با هم مقایسه کردند. ایران در تجارت محصولات کشاورزی با کشورهای لیبی، لبنان، عربستان، عمان و سوریه رابطه مثبت دارد. درواقع مزیت نسبی صادراتی محصولات کشاورزی ایران با کشورهای مذکور ارتباط دارد و به منظور گسترش و توسعه صادرات محصولات کشاورزی، باید به سیاست‌گذاری‌های تعیین‌شده از سوی این کشورها نیز توجه ویژه‌ای شود تا به کسب بازارهای هدف جدید و افزایش سودآوری تجارت این محصولات منجر شود. اصغرپور و همکاران (2013)، اثر بیثباتی نرخ ارز بر صادرات بخش کشاورزی ایران را با استفاده از مدل EGARCH در بازه زمانی 2004-1974 بررسی کردند. یافته‌های تحقیق نشان داد واردات محصولات کشاورزی و درجه باز‌بودن تجاری تأثیر مثبت و معنی‌دار بر صادرات بخش کشاورزی دارد و اثر متغیرهای رابطه مبادله و بی‌ثباتی نرخ ارز حقیقی بر این متغیر، منفی و معنی‌دار بوده است. باقرزاده و همکاران (2013)، اثر نرخ ارز مؤثر واقعی بر صادرات کشمش ایران در دوره زمانی 1386-1353 را با استفاده از روش خود‌توضیحی با وقفه گسترده بررسی کردند. نتایج این مطالعه نشان داد نرخ مؤثر واقعی ارز، درآمد کشورهای واردکننده و تولید داخلی بر صادرات کشمش اثر مثبت دارد، اما نسبت شاخص قیمت داخلی به شاخص قیمت جهانی کشمش، بر صادرات این محصول بی‌اثر بوده است. 

حسینی و همایونپور (2013)، عوامل مؤثر بر صادرات محصولات کشاورزی ایران را با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری بررسی کردند. نتایج نشان داد متغیرهای شاخص قیمت‌های نسبی، نرخ ارز حقیقی، رابطه مبادله تجاری و ارزش افزوده بخش کشاورزی اثر مثبت و معنی‌دار و همچنین متغیر تولید ناخالص داخلی کشورهای طرف تجارت محصولات کشاورزی، اثر منفی و معنی‌داری بر صادرات محصولات کشاورزی ایران دارند. همچنین نتایج توابع عکس‌العمل آنی (اثر تکانه‌ها) نشان داد اثر تکانه‌های یک انحراف معیار از سوی متغیرهای توضیحی بر صادرات محصولات کشاورزی پس از کمتر از دو دوره مستهلک می‌شوند و به سمت صفر میل می‌کنند. به عبارت دیگر، پایداربودن الگوی صادرات محصولات کشاورزی محسوس است. 

علیجانی و همکاران (2011)، از روش خودرگرسیون برداری در قالب مدل تصحیح خطا اثر همزمان سیاست‌های اقتصادی بر صادرات محصولات کشاورزی و صنعتی را بررسی کرده‌اند. نتایج نشان داد سیاست پولی اثر مثبت و معناداری در کوتاه‌مدت بر صادرات صنعتی و کشاورزی دارد. در حالی که تغییرات نرخ بهره و هزینه‌های دولت به ترتیب تأثیر معکوس و مستقیم معناداری روی صادرات صنعت و کشاورزی دارند. سیاست تجاری نیز با صادرات صنعت و کشاورزی در بلندمدت تأثیر هم‌جهت دارد. دادرس مقدم و زیبایی (2010)، در مطالعه‌ای ارتباط متغیرهای کلان اقتصادی و بخش کشاورزی ایران (با تأکید بر سیاست‌های پولی) در بازه زمانی 1384-1340 را با استفاده تحلیل هم‌جمعی و توابع واکنش ضربه‌ای بررسی کردند. نتایج نشان داد برای مهار تورم و افزایش قیمت محصولات کشاورزی و نهادهای کشاورزی نباید تنها بر سیاست‌های پولی تکیه کرد، بلکه در بلند‌مدت باید همه متغیرهای اقتصاد کلان را مدنظر قرار داد. نتایج همچنین نشان داد تغییرات متغیر اقتصاد کلان بر بخش کشاورزی مؤثر است، ولی عکس آن صادق نیست. 

کرمی و زیبایی (2008)، اثرات نوسان‌پذیری نرخ ارز بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای مختلف را با استفاده از روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی بررسی کردند. نتایج حاصل از بررسی تأثیر نوسان‌پذیری نشان می‌دهد نوسان‌پذیری نرخ ارز، اثرات متفاوتی روی میزان صادرات محصولات ذکرشده به کشورهای مختلف دارد؛ بنابراین در رابطه با سیاست‌های تجاری محصولات کشاورزی به کشورهای مختلف، می‌باید به تأثیر نوسان‌پذیری نرخ ارز در رابطه با کشورهای هدف، توجه خاص داشت. خالدی و همکاران (2007)، رابطه رشد اقتصادی، اشتغال و صادرات در بخش کشاورزی ایران (با تأکید بر سیاست‌های ارزی و تجاری) در بازه زمانی 1383-1350 را بررسی کردند. نتایج حاصل نشانگر تأثیرپذیری رشد اقتصادی بخش کشاورزی از اشتغال، موجودی سرمایه و بهره‌وری عوامل تولید، تأثیرپذیری اشتغال از موجودی سرمایه و صادرات بخش کشاورزی و همچنین تأثیرپذیری صادرات کشاورزی از رشد بخش کشاورزی، شاخص نسبی قیمت صادرات کشاورزی و سیاست‌های ارزی و حمایتی است.

پیروی و صبوحی (2007)، تأثیر نوسانات نرخ ارز بر قیمت صادراتی محصولات کشاورزی (مطالعه موردی: زعفران) را با استفاده از روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی بررسی کردند. نتایج نشان داد تغییرات نرخ ارز درکوتاه‌مدت و بلندمدت، نسبت به دیگر متغیرهای مدل، تأثیر مثبت بیشتری روی قیمت صادراتی زعفران داشته است. در بلندمدت متغیرهای نرخ واقعی ارز و میزان صادرات تأثیر مثبت و معنی‌دار و متغیر مقدار تولید داخلی تأثیر معنی‌داری بر روی قیمت صادراتی زعفران نداشته است.

خلیقی و شوکت فدایی (2017)، تأثیر نرخ ارز و سیاست‌های خارجی بر صادرات خرمای ایران در دوره 2011-1991 بررسی کردند. نتایج نشان داد نرخ ارز عاملی مهمی برای صادرات خرما و همچنین صادرکنندگان است. علاوه بر این، عوامل دیگر، به‌ویژه سیاست‌های دولتی در مدل صادرات قرار گرفته است. در این زمینه، برون‌سپاری کوتاه‌مدت سیاست خارجی، ارزش صادرات را کاهش داده است. نتایج همچنین نشان داد استفاده از سیاست متحد‌سازی نرخ ارز، بدون یک نرخ ارز مناسب برای تشویق صادرکنندگان، تأثیر منفی بر صادرات خرما دارد. سوناگلیو و همکاران (2016)، تأثیر سیاست‌های بهره و نرخ ارز در صادرات برزیل را بررسی کردند. نتایج، اهمیت‌دادن بخش تولید را به رشد اقتصادی، به‌ویژه در محیط رقابتی نرخ ارز تقویت می‌کند. لایفرت و وستکات (2016)، اصلاح مالیات بر صادرات محصولات کشاورزی برای کمتر‌شدن تحریفات در بازار در 40 کشور دنیا را در دوره 2006-2014 بررسی کردند. سیاست اصلاح‌شده مورد‌بحث در اینجا اهداف اقتصادی مشابهی با مالیات دارد؛ مانند کاهش قیمت داخلی کالاهای صادراتی، افزایش خرید داخلی و افزایش درآمد، اما تولید صادرات اضافی فراتر از حجم مورد‌نیاز، تنها تحت تأثیر مالیات قرار می‌گیرد. 

همچنین مالیات شامل هیچ‌گونه یارانه به تولیدکنندگان یا مصرف‌کنندگان نمی‌شود؛ بنابراین هدف اصلی سیاست اصلاح مالیات بر صادرات این است که نه‌تنها رفاه اقتصادی خالص را افزایش دهد (در مقایسه با سناریوی مالیات غیر قابل اصلاح)، بلکه به گونه‌ای باشد که رفاه اقتصادی گروه‌های دیگر را کاهش ندهد. فرو و همکاران (2015)، تأثیر استاندارد محصول بر صادرات کشاورزی را بررسی کردند. یافته‌های پژوهش نشان داد به طور متوسط بیشتر استانداردهای محدودکننده با احتمال کمتری با تجارت رابطه دارند. با وجود این، پس از کنترل انتخاب نمونه و نسبت شرکت‌های صادرکننده در یک مدل جاذبه، تجزیه و تحلیل نشان داده است اثر استانداردهای مربوط به شدت تجارت، در بیشتر موارد از صفر قابل تشخیص نیست. 

 خاکسارآستانه و همکاران (2014)، به شناسایی و اولویت‌بندی بازارهای هدف صادرات محصولات باغی ایران پرداخته‌اند. نتایج تحلیل پلان تجاری حاکی از آن است که اگرچه بازار صادراتی این محصولات در سال‌های مورد‌مطالعه رو به افول است، ولی ایران سهم بیشتری از این بازار را به دست گرفته و در گروه برندگان قرار دارد. مهم‌ترین بازارهای هدف صادرات این محصولات نیز به ترتیب کشورهای آلمان، انگلیس، فرانسه، ایتالیا، هلند، روسیه، عربستان، بحرین، سوئیس، امارات و افغانستان هستند. حسنوف (2012)، در تحقیقی اثر نرخ ارز واقعی روی صادارت غیر‌نفتی را درکشور آذربایجان به کمک روش تصحیح خطای نامتقارن در بازه زمانی 2000-2010 بررسی کرد. یافتههای اصلی مطالعه او رابطه‌ای معنادار بین صادرات غیرنفتی، حجم معاملات تجاری غیرنفتی بر مبنای نرخ ارز واقعی و درآمد خارجی وجود دارد، اما فرایند تعدیل نسبت به سطح تعادل، نامتقارن نیست. 

گاسوامی و سایکیا (2012)، ارتباط بین روندهای سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر صادرات ناحیه شمال شرقی هند را با استفاده از روش تصحیح خطای برداری بررسی کردند و به وجود رابطه علّی دوسویه بین سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی و صادرات رسیدند. پراسانا (2010)، در بررسی اثر سرمایهگذاری مستقیم خارجی بر صادرات هند به این نتیجه می‌رسد که سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی تأثیر مثبتی بر عملکرد صادراتی هند داشته است. فوگارسی (2011)، در مطالعه خود با استفاده از داده‌های تابلویی کشور رومانی در دوره 2008-1999 تأثیر بی‌ثباتی نرخ ارز بر صادرات کشاورزی را بررسی کرده است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد بی‌ثباتی نرخ ارز اثر منفی و معنی‌دار بر صادرات کشاورزی کشور رومانی (به شرکای تجاری‌اش در اروپای شرقی) داشته است؛ به طوری که 10 درصد افزایش در بی‌ثباتی نرخ ارز به 5 درصد کاهش در صادرات کشاورزی کشور رومانی منجر شده است. 

کازرونی و فشاری (2010)، تأثیر تغییرات نرخ ارز واقعی بر صادرات غیرنفتی در ایران را در دوره زمانی 2007-1971 را با استفاده از روش هم‌انباشتگی جوهانسون مطالعه کردند. نتایج نشان داد نرخ ارز واقعی و تغییرات آن، اثرات مثبت و منفی روی صادرات غیرنفتی ایران دارد. پنگ و همکاران (2004)، به بررسی اثر سیاستهای پولی و تجاری بر قیمت غذا در چین پرداختند. نتایج تحقیق بیانگر این موضوع است که نرخ ارز در بلندمدت اثر منفی روی غذا دارد، ولی نرخ بهره بر آن بی‌تأثیر است. همچنین حجم پول در بلندمدت و کوتاه‌مدت تأثیر مثبت بر قیمت غذا دارد. 

از آنجایی که بخش کشاورزی سهم درخور توجهی از صادرات غیرنفتی را به خود اختصاص داده است، حفظ و گسترش بازارهای جهانی محصولات صادراتی بخش کشاورزی ایران، می‌تواند باعث توسعه تجارت خارجی و به تبع آن رشد اقتصادی شود. در همین راستا تحلیل و بررسی تأثیر درپیش‌گرفتن سیاست‌های مختلف از سوی دولت، در زمینه عملکرد صادرات در بخش کشاورزی، به توسعه صادرات غیرنفتی به عنوان یکی از اهداف اقتصاد مقاومتی، کمک می‌کند. در حال حاضر بیشترین میزان ارزش صادرات در بین انواع میوه‌های هسته‌دار به ترتیب مربوط به گیلاس، زردآلو، آلو و هلو است. طبق آمار وزارت جهاد کشاورزی در سال ۱۳۹۵ از نظر ارزشی ۶/۴۶ درصد و از لحاظ وزنی ۱۶/۲۰ درصد از کل میزان صادرات بخش کشاورزی مربوط به محصولات باغی است. مطابق آمارنامه صادرات و واردات بخش کشاورزی معاونت برنامه‌ریزی و اقتصادی وزارت جهاد کشاورزی سال ۱۳۹۵، سهم وزنی گیلاس و آلبالو ۷۶/۴۱۲۶، زردآلو ۵۶/۴۲۲۶، هلو، شلیل و شفتالو با هم 5198/3 و آلو ۹۹/۲۰۷۳۴ بر حسب تن و سهم ارزشی آن‌ها به ترتیب برابر ۸۷/۳۱۸۴، ۵۴/۲۵۸۷، ۲۶/۲۱۵۴ و ۸/۸۱۲۴ هزار دلار است. 

همچنین بر اساس آمار منتشرشده از سوی سازمان خواربار و کشاورزی ملل متحد، تولید گیلاس در دنیا در سال 2016 درمجموع 2 میلیون و 317 هزار و 956 تن بوده است که از این میزان، سهم ایران 5/9 درصد (220 هزار و 393 تن) است و از این حیث بعد از کشورهای ترکیه و آمریکا در رده سوم تولید گیلاس در جهان قرار دارد. زردآلو یکی دیگر از محصولات باغی ایران است که سهم درخور توجهی در تولید جهانی دارد. تولید این محصول باغی در دنیا در سال 2016 در مجموع 3 میلیون 881 هزار و 204 تن بوده است که از این بین ایران با تولید 306 هزار و 115 تن (88/7 درصد از تولید کل زردآلو در دنیا) بعد از کشورهای ترکیه و ازبکستان در رتبه سوم قرار دارد. هلو محصول سومی است که در این تحقیق به آن پرداخته شده است. تولید هلو در دنیا در سال 2016، 24 میلیون و 975 هزار و 649 تن بوده است که سهم ایران از این مقدار 863 هزار و 922 تن بوده است (45/3 درصد) و بعد از چین، اسپانیا، ایتالیا و آمریکا در رتبه پنجم تولید این محصول در دنیا قرار دارد. 

محصول دیگری که بررسی شده است، آلو است. تولید این محصول باغی در سال 2016، 12 میلیون و 50 هزار و 800 تن بوده است که ایران با تولید 269 هزار و 113 تن و سهم 23/2‌درصدی در رتبه هفتم تولید این محصول در دنیا قرار دارد. بر اساس آمار منتشرشده از سوی سازمان خواربار و کشاورزی ملل متحد، میزان صادرات محصولات گیلاس، زردآلو، هلو و آلو به ترتیب 3737، 1626، 34539 و 23679 تن در سال 2013 بوده است. همچنین کشورهای آمریکا، شیلی، ترکیه، یونان و اسپانیا برای محصول گیلاس، اسپانیا، ازبکستان، فرانسه، ترکیه و ارمنستان، برای محصول زردآلو؛ اسپانیا، ایتالیا، یونان، آمریکا و شیلی، برای محصول هلو؛ شیلی، اسپانیا، آفریقای جنوبی، آمریکا و ایتالیا برای محصول آلو بیشترین واردات را از ایران داشته‌اند. با توجه به مطالب بیان‌شده می‌توان به اهمیت این محصولات باغی در تولید و صادرات محصولات کشاورزی اشاره کرد؛ بنابراین هدف این مطالعه بررسی تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات گروه میوه‌های هسته‌دار در ایران در سال‌های 1376 تا 1394 است.

 

2- روش‌شناسی پژوهش

در این مطالعه با هدف بررسی تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات محصولات باغی در ایران، ابتدا شاخص‌های نشان‌دهنده سیاست‌های ارزی و تجاری، شناسایی و محاسبه شده‌اند. به این ترتیب که در زمینه سیاست‌های ارزی شاخص بی‌ثباتی نرخ ارز و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز در نظر گرفته شدند. در ارتباط با سیاست‌های تجاری نیز شاخص ضریب انحراف تجاری و شاخص بازبودن اقتصاد محاسبه شدند و اثرات این دو شاخص بر صادرات میوه‌های هسته‌دار بررسی شد. 

برای محاسبه انحراف نرخ واقعی ارز (بی‌ثباتی نرخ ارز) از تئوری برابری قدرت خرید استفاده شد. طبق این تئوری نرخ تعادلی واقعی ارز ثابت است و برابر با میانگین نرخ واقعی ارز در سال‌هایی در نظر گرفته می‌شود که کشور وضعیت ارزی مطلوبی داشته است؛ یعنی تراز پرداخت‌ها و حساب جاری وضعیت مناسبی داشته‌اند. 

 

 

 

که در آن PI و PX قیمت‌های داخلی برای کالاهای وارداتی و صادراتی، و tx و tm همه محدودیت‌ها و کنترل‌های اعمال‌شده روی کالاهای صادراتی و وارداتی هستند و REX و REI به ترتیب نرخ‌های واقعی ارز برای کالاهای صادراتی و وارداتی هستند. 

در شرایطی که هیچ‌گونه کنترلی بر تجارت خارجی اعمال نشود، tx و tm صفر خواهند بود و TB برابر با یک خواهد بود. مقادیر کوچک‌تر از یک این ضریب حمایت از کالاهای وارداتی و مقادیر بزرگ‌تر از یک، حمایت از تولید کالاهای صادراتی در بازار خارجی را نشان می‌دهد. ضریب انحراف تجاری درواقع دربردارنده تمام سیاست‌های ارزی و تجاری است. شاخص بازبودن اقتصاد نیز از تقسیم مجموع صادرات و واردات بر تولید ناخالص داخلی به دست می‌آید (رابطه 5):

 

 

این شاخص نشان‌دهنده سیاست‌های تجاری است که موجب می‌شود اقتصاد کشور نسبت به تجارت بین‌الملل بازتر عمل کند. 

پس از معرفی و تعیین نحوه محاسبه شاخص‌های نشان‌دهنده سیاست‌های ارزی و تجاری، به منظور بررسی اثرات این شاخص‌ها بر عرضه صادرات میوه‌های هسته‌دار و تخمین رابطه بلندمدت و کوتاه‌مدت بین متغیرهای مدل از فرم لگاریتمی تابع عرضه صادرات بر اساس الگوی اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی و مدل تصحیح خطا استفاده شد. مزیت به‌کارگیری روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی در این است که صرف نظر از اینکه متغیرهای توضیحی در سطح مانا باشند ((0) I باشند) و یا با یک بار تفاضل‌گیری مانا شوند ((1) I باشند) می‌توان رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها را بررسی کرد. 

یک مدل الگوی خودبازگشت با وقفه‌های توزیعی به طورکلی به صورت ARDL (p,q1,q2,…,qk) نشان داده می‌شود که به صورت رابطه (6) بیان می‌شود (پسران و شین، 1995):

 

 

 

برآورد الگوی اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، شامل دو مرحله برای برآورد ضرایب بلندمدت است. در مرحله اول وجود ارتباط بلندمدت پیش‌بینی‌شده با نظریه اقتصادی بین متغیرهای تحقیق، بررسی شده است و در صورت تشخیص وجود ارتباط بلندمدت، در مرحله دوم ضرایب بلندمدت و کوتاه‌مدت، برآورد می‌شوند.

در مرحله اول به منظور انجام آزمون هم‌جمعی بلندمدت، برای تشخیص وجود ارتباط بلندمدت در مدل، از روش بنرجی، دولادو و مستر استفاده ‌شد. این آزمون بر مبنای آماره t است که با ضرایب با وقفه متغیر وابسته مرتبط است. برای انجام این آزمون باید عدد یک از ضریب با وقفه متغیر وابسته کسر و بر انحراف معیار متغیرهای مذکور تقسیم شود. اگر قدر مطلق آماره t محاسبه‌شده از قدر مطلق مقادیر بحرانی ارائه‌شده از سوی بنرجی و دیگران بیشتر باشد، فرضیه صفر رد و وجود رابطه بلندمدت پذیرفته می‌شود (تشکینی، 2006).

 

 

در صورتی‌که در مرحله اول روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، وجود رابطه بلندمدت تأیید شود، در مرحله دوم ضرایب بلند‌مدت برآورد می‌شود. از مدل اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعیهمچنین می‌توان یک مدل تصحیح خطای پویا استخراج نمود (بنرجی، دولادو و مستر، 1993)، که این مدل پویایی‌های کوتاه‌مدت را با تعادل بلندمدت بدون ازدست‌دادن اطلاعات بلندمدت ادغام می‌کند (شرستا و چودهاری، 2005). 

مدل تصحیح خطا را می‌توان به صورت معادله 15 بیان کرد:

 

که در آن D تفاضل مرتبه اول متغیرها و λ، مقدار تعدیل در هر دوره تا رسیدن به تعادل بلندمدت را نشان می‌دهد. بر اساس روش گرنجر، اگر مقادیر جاری Y با استفاده از مقادیر گذشته X و Y با دقت بیشتری نسبت به حالتی که از مقادیر X استفاده نمی‌شود، پیش‌بینی شود، متغیر Y تحت علیت متغیر X قرار می‌گیرد (گرنجر و همکاران، 1998). کانوا(1995)، بیان می‌کند که اگر متغیرها در الگوی خودبازگشت برداری ناپایا باشند، آزمون عدم علیت گرنجری ممکن است نتایج اشتباهی به ‌دست دهد. در این‌گونه موارد باید از تفاضل اول متغیرها در الگوی خودبازگشت برداری و یا از الگوهای هم‌جمعی بلندمدت استفاده کرد. بعد از معرفی متغیرها به روابط ریاضی و تصریح مدل پرداخته می‌شود. 

 

که در آن متغیر وابسته ارزش صادرات محصولات باغی و متغیرهای مستقل عبارتند از LRER (لگاریتم بی‌ثباتی نرخ ارز)، LTB (لگاریتم شاخص ضریب انحراف تجاری)، LOPEN (لگاریتم شاخص بازبودن اقتصاد)، LEXt-i (لگاریتم ارزش صادرات سال‌های قبل)، LPF (لگاریتم قیمت داخلی محصولات) و ED (متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز) است. داده‌های استفاده‌شده در این تحقیق از سایت UNCOMTRADE و سایت بانک مرکزی جمع‌آوری شده است. این داده‌ها برای سال‌های 1376 تا 1394 بوده است. برآورد مدل نیز با استفاده از نرم‌افزار Eviews انجام شده است. 

 

3- یافته‌های پژوهش

در این مطالعه تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات میوه‌های هسته‌دار در دوره زمانی 1376 تا 1394 با به‌کارگیری روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی بررسی شد. کوچک‌بودن حجم نمونه باعث می‌شود در استفاده از روش‌هایی مانند حداقل مربعات معمولی به دلیل درنظر‌نگرفتن واکنش‌های پویای کوتاه‌مدت ‌موجود بین متغیرها، تورش برآورد بسیار درخور توجه باشد؛ بنابراین، لازم است در برآورد ضرایب، الگوی پویایی در نظرگرفته شود تا تعداد وقفه‌های زیادی را برای متغیرها لحاظ کند. با استفاده از این الگو و به کارگیری پارامترهای بلندمدت به همراه آماره‌های t، امکان آزمون ریشه واحد نیز وجود خواهد داشت. این روش افزون بر برآورد ضرایب مربوط به الگوی بلندمدت، الگوی تصحیح خطا را نیز به منظور بررسی چگونگی تعدیل کوتاه‌مدت به تعادل بلندمدت ارائه می‌دهد. 

 

قبل از پرداختن به آزمون هم‌جمعی، آزمون مانایی برای همه متغیرها انجام می‌شود تا این اطمینان حاصل شود که هیچ‌یک از متغیرها، جمعی از مرتبه دو یعنی I (2) نیستند و از این طریق از نتایج ساختگی اجتناب شود. در حالتی که متغیرهای انباشته از درجه دو یا بیشتر باشند مقدار آماره F محاسبه‌شده از سوی پسران و همکاران (2001)، قابل اعتماد نیست (یانگ، 2007). به منظور تعیین درجه انباشتگی متغیرها از آزمون‌های دیکی‌فولر و فیلیپس‌پرون استفاده شده و نتایج در جدول شماره 1 آمده است. نتایج نشان می‌دهد سری‌های زمانی لگاریتم ضریب انحراف تجاری، لگاریتم متغیر بازبودن اقتصاد و لگاریتم متغیر قیمت داخلی محصولات در سطح پایا هستند و سری‌های زمانی لگاریتم ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار و لگاریتم بی‌ثباتی نرخ ارز در سطح پایا نیستند و با یک‌بار تفاضل‌گیری از متغیرهای غیرایستا پایا شده‌اند. باید به این نکته اشاره کرد که در تخمین روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی در بلند‌مدت، متغیرها هم می‌توانند I(0) و هم  I(1) و یا ترکیبی از این دو باشند (پسران و شین، 1999). 

 

در مرحله اول از تخمین اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، از آزمون F برای تشخیص وجود رابطه بلندمدت در مدل استفاده می‌شود. آزمون F بدین صورت است که ابتدا یک رگرسیون OLS را برای تفاضل مرتبه اول از مدل برآورد می‌کند و سپس معناداری مشترک ضرایب متغیرهای سطح وقفه داده‌شده را هنگامی که به قسمت اول معادله اضافه شده‌اند، می‌آزماید. جدول شماره 2 نتایج آماره F محاسبه‌شده را وقتی که تفاضل مرتبه اول هر متغیر به عنوان یک متغیر وابسته در رگرسیون ARDL-OLS در نظر گرفته شده، نشان می‌دهد.

همان‌طور که ملاحظه می‌شود آماره F محاسبه‌شده (5/4508) از حد بالای ارزش بحرانی F (124/4) در سطح 99 درصد بیشتر است و وجود رابطه هم‌جمعی یا بلندمدت در بین متغیرهای مدل تأیید می‌شود. پس از پی‌بردن به وجود رابطه هم‌جمعی، مدل بلندمدت و مدل تصحیح خطا با به‌کارگیری معیار شوارتز بیزین و با وقفه‌های بهینه (1و1و 0و0و1و1) اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی برآورد می‌شود. 

نتایج برآورد مدل بلندمدت در جدول شماره 3 نشان می‌دهد تمامی متغیرهای مدل تأثیر معنی‌داری بر متغیر وابسته در بلندمدت دارند. اما به ترتیب، متغیرهای لگاریتم ضریب انحراف تجاری، لگاریتم نرخ واقعی ارز، لگاریتم متغیر بازبودن اقتصاد، لگاریتم ارزش صادرات محصولات باغی در سال‌های قبل، لگاریتم متغیر قیمت داخلی محصولات و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز بیشترین تأثیر بر صادرات میوه‌های هسته دار را در ایران دارند.  

 

شاخص ضریب انحراف تجاری با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد با 1 درصد افزایش (کاهش) این شاخص احتمال افزایش صادرات محصولات باغی 8/7 درصد افزایش (کاهش) می‌یابد و این مسئله باعث افزایش درآمدهای ارزی کشور می‌شود. به عبارت دیگر افزایش سیاست‌های حمایت از کالاهای صادرات کشاورزی باعث افزایش شاخص انحراف تجاری و به تبع آن میزان صادرات گروه میوه‌های هسته‌دار شده است. متغیر بی‌ثباتی نرخ ارز با اطمینان 95 درصد تأثیر معنی‌دار بر ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار است. علامت این ضریب مثبت است و نشان می‌دهد، با یک درصد افزایش (کاهش) در نرخ واقعی ارز، ارزش صادرات محصولات باغی 5/۶ درصد افزایش (کاهش) می‌یابد. این نتیجه را می‌توان چنین توجیه کرد که افزایش در نوسانات نرخ ارز دو اثر جانشینی و درآمدی دارد که در این حالت، اثر درآمدی بیشتر از اثر جانشینی آن است و از این رو توانسته است فعالیت صادراتی را افزایش دهد.

با افزایش نرخ ارز، ارزش پول ملی ایران در مقابل ارز بین‌الملل کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر با هر واحد پول خارجی، پول داخلی بیشتری خریداری می‌شود؛ درنتیجه کالاهای داخلی نسبت به کالاهای خارجی ارزان‌تر و به افزایش صادرات و کاهش واردات منجر می‌شود. متغیر بازبودن اقتصاد نیز با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و علامت مثبت دارد؛ به این مفهوم که با افزایش (کاهش) 1درصدی، ارزش صادرات محصولات باغی ۱/۶ درصد افزایش (کاهش) می‌یابد. با توجه به نظریات اقتصاددانان کلاسیک و نئوکلاسیک که معتقدند افزایش درجه بازبودن تجاری، موتور محرکه رشد و توسعه اقتصادی است و این مهم به تشویق کشورهای جهان در افزایش همگرایی اقتصادشان از طریق افزایش صادرات و واردات منجر می‌شود، وجود این رابطه مثبت تأیید می‌شود. متغیر قیمت داخلی محصولات با اطمینان 90 درصد تأثیر معنی‌دار بر ارزش صادرات محصولات باغی دارد. علامت این ضریب منفی است و نشان می‌دهد، با 1 درصد افزایش (کاهش) در قیمت داخلی، ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار ۲/۱ درصد کاهش (افزایش) می‌یابد. به عبارت دیگر، با افزایش قیمت‌های داخلی چون کالاهای داخلی نسبت به کالاهای خارجی گران‌تر می‌شود، صادرات کاهش می‌یابد. متغیر میزان صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و علامت مثبت دارد؛ یعنی 1 درصد افزایش (کاهش) در این شاخص احتمال افزایش (کاهش) ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار را 3/3 درصد افزایش می‌دهد. این افزایش به دلیل شرایط مساعد صادرات در دوره قبل است که باعث می‌شود باغ‌داران نسبت به تولید محصولات با ارزش بیشتر تمایل بیشتری از خود نشان دهند. 

متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز با اطمینان 90 درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد 1 درصد افزایش (کاهش) این شاخص ۲/۱ درصد احتمال افزایش صادرات محصولات باغی را کاهش (افزایش) می‌دهد. جدول شماره 4 نتایج برآورد ضرایب کوتاه‌مدت را به همراه بخش تصحیح خطای مربوطه ارائه می‌دهد. 

نتایج حاصل از برآورد مدل کوتاه‌مدت با نتایج مدل بلندمدت اندکی متفاوت است. در کوتاه‌مدت نیز همانند بلند‌مدت تمامی متغیرها معنی‌دار هستند، اما به ترتیب متغیرهای بی‌ثباتی نرخ ارز، ضریب انحراف تجاری، متغیر باز‌بودن اقتصاد، میزان صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل، متغیر قیمت داخلی محصولات و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز بیشترین تأثیر را بر صادرات میوه‌های هسته‌دار دارند. در اینجا بی‌ثباتی نرخ ارز با اطمینان 95 درصد و با علامت منفی معنی‌دار است و نشان می‌دهد افزایش (کاهش) 1درصدی در این شاخص احتمال افزایش ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار را 4/۲ درصد کاهش (افزایش) می‌دهد. به نظر می‌رسد در این حالت اثر جانشینی بی‌ثباتی نرخ ارز بیشتر از اثر درآمدی آن است و از این رو توانسته است فعالیت صادراتی را کاهش دهد. تأثیر منفی بی‌ثباتی نرخ ارز واقعی با به‌وجود‌آوردن فضایی بی‌ثبات و نامطمئن در اقتصاد و همچنین با ایجاد شرایط نامطمئن و متزلزل در زمینه سود ناشی از مبادلات بین‌المللی، سبب کاهش تجارت و همچنین کم‌تحرکی جریان سرمایه از طریق کاهش سرمایه‌گذاری در تجارت خارجی و تقلیل ارزش سبد دارایی‌های مالی و کاهش سطح صادرات می‌شود. 

شاخص ضریب انحراف تجاری نیز با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و افزایش (کاهش) 1 درصد این شاخص، ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار را ۱/۷ درصد افزایش (کاهش) می‌دهد. متغیر بازبودن اقتصاد نیز با اطمینان 90 درصد نشان می‌دهد افزایش (کاهش) 1درصدی، ارزش صادرات محصولات باغی را 4/4 درصد کاهش (افزایش) می‌دهد. به همین ترتیب متغیر میزان صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و 1 درصد افزایش (کاهش) این ارزش، صادرات محصولات باغی را ۳/۲ درصد افزایش (کاهش) می‌دهد و قیمت داخلی محصولات با اطمینان 90 درصد معنی‌دار است و با 1 درصد افزایش (کاهش) آن ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار ۵/۲ درصدکاهش (افزایش) می‌یابد و به درآمدهای صادرات غیرنفتی افزوده می‌شود. در کوتاه‌مدت متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز معنی‌دار نیست. 

ضریب تصحیح خطا نیز 42/۰- تخمین زده شده است که کاملاً معنی‌دار است و دلالت بر سرعت بسیار بالای تعدیل به سمت تعادل بلندمدت دارد و نشان می‌دهد در صورت وارد‌شدن شوک و انحراف از تعادل، در هر دوره 58/۰ درصد از بی‌تعادلی کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلندمدت تعدیل می‌شود. ضریب تعیین مدل نیز ۸۵/۰ و دوربین واتسون ۴۳/۲ است. همچنین مجموعه‌ای از آزمون‌های تشخیصی روی مدل انجام شد و نتایج آزمون‌های رمزی برای فرم تبعی، LM برای خودهمبستگی و وایت برای واریانس ناهمسانی، حاکی از رد‌شدن فرض صفر در این آزمون‌ها بود. 

4- بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به اهمیتی که بخش کشاورزی در کشور دارد و ارز‌آوری مناسبی که این بخش می‌تواند داشته باشد، در این تحقیق تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات محصولات باغی در ایران بررسی شد. محصولات باغی به‌ویژه محصولات باغی هسته‌دار همچون، گیلاس، زردآلو، هلو و آلو از جمله محصولاتی هستند که سهم درخور توجهی در تولیدات جهانی دارند و لزوم توجه به این محصولات، به‌ویژه در بخش صادرات مهم و حیاتی است. 

بر اساس نتایج به‌دست‌آمده در بخش‌های قبلی، شاخص ضریب انحراف تجاری و افزایش سیاست‌های حمایت از صادرات کالاهای کشاورزی در بلند‌مدت و کوتاه‌مدت رابطه‌ای مستقیم با افزایش صادرات محصولات باغی دارد که این امر باعث می‌شود سیاست‌هایی در پیش گرفته شود که باعث افزایش حمایت از صادرات محصولات کشاورزی شود؛ بنابراین با توجه به این مهم که اعمال سیاست‌های حمایتی نقش مستقیمی در توسعه صادرات محصولات کشاورزی دارد، لزوم توجه ویژه دولت و مسئولان به این بخش بسیار حائز اهمیت است، به گونه‌ای که با افزایش دانش فنی و امکانات زیربنایی می‌توان ظرفیت تولیدی بخش را در کوتاه‌مدت و با تداوم آن در بلندمدت افزایش داد. همین امر ضمن کمک به توسعه روش‌های مختلف نوین در تولید محصولات و عرضه کالاهای متنوع، سبب کاهش واردات و افزایش صادرات و بهبود تراز تجاری کشور می‌شود. همچنین با بررسی برنامه‌ها و سیاست‌های حمایت از صادرات در کشورهای دنیا، به این نتیجه می‌رسیم که هریک از این کشورها برنامه‌های مختلفی را برای تشویق و حمایت از صادر کنندگان خود در نظر گرفته‌اند. 

نگاهی به برنامه‌های حمایتی در این کشورها گویای آن است که در تمامی آن‌ها انواع حمایت‌های مالی از صادرات در قالب حمایت‌های بیمه‌ای، مالیاتی و ارزی برقرار است. یک نکته درخور توجه در برنامه‌های حمایت از صادرات کشورهای دنیا، انواع حمایت‌ها و مشوق‌هایی است که به صنایع کوچک و متوسط ارائه می‌شود. اصولاً صنایع کوچک و متوسط به دلیل محدودیت منابع خود آسیب‌پذیری بیشتری در برابر فعالیت و رقابت در بازارهای بین‌المللی دارند. از این رو طراحی برنامه‌هایی به منظور حمایت از این شرکت‌ها، به‌ویژه در برابر ریسک‌ها و خطرات فعالیت در بازارهای بین‌المللی حائز اهمیتی دو‌چندان است. برنامه‌ای که در صورت اجرا‌شدن آن به شکل مناسب در کشور، می‌توان امیدوار بود که در بخش صادرات رشد درخور توجهی رخ دهد. 

همچنین نتایج این مطالعه نشان داد باز‌بودن اقتصاد در تجارت جهانی باعث افزایش صادرات محصولات باغی می‌شود که این موضوع سبب افزایش جهانی‌شدن فعالیت‌های تجاری می‌شود. بازبودن اقتصاد به طور ساده عبارت از حذف (کاهش) موانع تجاری در تجارت بین‌الملل است. اولاً موانع تجاری در صحنه تجارت خارجی متنوع هستند. عمده‌ترین موانع تجاری تعرفه‌ها و یارانه‌های صادراتی هستند که در سطح وسیع در مبادلات بین‌المللی به کار برده می‌شوند. تعرفه روی کالاهای وارداتی وضع می‌شود تا قیمت داخلی کالاهای وارداتی در کشور وارد‌کننده گران شود و به این ترتیب از صنایع داخلی حمایت شود. یارانه معمولاً بر کالاهای صادراتی وضع می‌شود تا تولید‌کننده داخلی با حمایت دولت بتواند کالای خود را در بازارهای جهانی با قیمت کمتر بفروشد و ضمن کسب سود، توان رقابتی خود را نسبت به سایر کشورهای صادر‌کننده افزایش دهد. درباره تعرفه توجیه دیگری وجود دارد مبنی بر اینکه تعرفه برای دولت نوعی درآمد محسوب می‌شود که می‌تواند از این درآمد در راستای سیاست‌های اقتصادی خود استفاده کند. 

این درآمد برای کشورهای در حال توسعه یا عقب‌مانده که فاقد منابع اقتصادی کافی هستند حساسیت خاصی دارد؛ بنابراین، حذف یا حتی کاهش آن به‌سختی قابل اجراست. سایر موانع تجاری نیز حسب مورد، استفاده می‌شود که گاه توجیه اقتصادی و نیز منطقی دارد؛ برای مثال کشورهای اسلامی بر اساس موازین شرعی خود از واردات کالاهای حرام نظیر واردات گوشت حیواناتی که ذبح اسلامی نشده‌اند ممانعت می‌کنند که توجیه دینی دارد. سهمیه‌بندی نیز از جمله موانع تجاری محسوب می‌شود که بر اساس اهداف مختلف اقتصادی دولت از قبیل کنترل مصرف و حمایت از صنایع داخلی از آن استفاده می‌شود. در اِعمال سهمیه‌بندی، دولت برای واردات کالاهای سهمیه‌بندی‌شده در حد تعیین‌شده تعرفه کمتری قائل می‌شود و مقدار بیشتر از سهمیه، تعرفه به مراتب ببیشتری دارد؛ بنابراین، ایران می‌تواند با وضع تعرفه و یارانه‌های صادراتی مناسب، شرایط را برای باز‌بودن اقتصاد و تجارت بهتر با سایر کشورهای دنیا فراهم آورد.

متغیر بی‌ثباتی نرخ ارز، متغیر تأثیرگذار دیگری است که در بلندمدت بر ارزش صادرات محصولات باغی تأثیرگذار است؛ بنابراین، باید نرخ ارز برای صادرات محصولات کشاورزی به حالت واقعی تعادلی نزدیک باشد و از اعمال نرخ ارزهایی که با نرخ واقعی ارز تعادلی انحراف زیادی دارند جلوگیری شود. همچنین اعمال سیاست تثبیت نرخ ارز در صورت وجود نوسانات قیمت برای محصولات کشاورزی در اثر تورم و افزایش هزینه‌ها باعث ایجاد شرایط سخت رقابتی در بازارهای جهانی خواهد شد؛ بنابراین، قبل از اعمال سیاست تثبیت نرخ ارز باید نسبت به درپیش‌گرفتن سیاست‌های پولی و مالی با هدف کاهش نرخ تورم تا سطح متوسط جهانی اقدام کرد. که این موضوع با نتیجه مطالعات خلیقی و شوکت فدایی (2017)، لایفرت و وستکات (2016)، حسنوف (2012) و فوگارسی (2011) مطابقت دارد.

با توجه به تأثیر منفی و معنی‌دار متغیر قیمت داخلی محصولات باغی بر میزان صادرات این گروه از محصولات، باید در تدوین سیاست‌های تجاری و حمایتی به کاهش حداقلی نوسانات قیمت این محصولات توجه کرد، زیرا نوسانات قیمت می‌تواند بر روی برنامه‌ریزی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت تولید و صادرات محصولات کشاورزی تأثیر منفی بگذارد. به طورکلی ثبات در سیاست‌های ارزی و تجاری و جلوگیری از تغییر این سیاست‌ها در بلندمدت و با هدف حفظ و توسعه بازارهای هدف محصولات کشاورزی، بسیار اهمیت دارد، زیرا در صورت نبود ثبات در این سیاست‌ها، صادرکنندگان قدرت برنامه‌ریزی و رقابت محصولات خود را در بلندمدت از دست می‌دهند و درجه ریسک فعالیت آن‌ها افزایش می‌یابد و به کاهش میزان ارزش صادرات محصولات کشاورزی منجر می‌شود. 

ملاحظات اخلاقی

حامی مالی

این مقاله حامی مالی ندارد.

مشارکت نویسندگان

تمام نویسندگان در آماده‌سازی این مقاله مشارکت کرده‌اند.

تعارض منافع

بنا به اظهار نویسندگان، در این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.

 

مقدمهرسیدن به نرخ رشد اقتصادی زیاد هدف اقتصادی تمام کشورهاست. این هدف متضمن به‌کارگیری سیاست‌های مناسب اقتصادی است که شاخه‌ای مهم از این سیاست‌ها را سیاست‌های تجاری، به‌ویژه تجارت خارجی تشکیل می‌دهد. در این رابطه یکی از راهکارها، توسعه صادرات و صادرات غیرنفتی جزء مهمی از آن است (عظیمی و یحیی‌زاده‌فر، 2015). بر اساس نظریه‌های توسعه و تجارت بین‌الملل، از آنجایی‌که صادرات جزئی از تولید ناخالص داخلی است، رشد صادرات می‌تواند تأثیر مثبتی بر رشد اقتصاد داشته باشد. اغلب کشورها با گسترش حجم و تنوع‌بخشی به صادرات خود، خواهان بهبود تراز پرداخت‌ها و ایجاد فرصت‌های شغلی جدید هستند و همزمان به انتقال فناوری و آثار مثبت تجارت می‌اندیشند. این مزایا سبب شده است برخی مکاتب، رشد و توسعه اقتصادی را در گرو گسترش بازرگانی بدانند (متوسلی، 2001). به عبارت دیگر توسعه صادرات تأمین‌کننده منابع ارزی برای توسعه اقتصادی است و می‌تواند نقش تعیین‌کننده‌ای در شکل‌گیری ساختارهای اقتصادی، تخصیص بهینه منابع، استفاده از صرفه‌های ناشی از مقیاس تولید، دستیابی به تخصص بین‌المللی و غیره داشته باشد.در این زمینه بخش کشاورزی نیز از طریق صادرات کشاورزی در تجارت خارجی مشارکت دارد و صادرات محصولات آن نسبت به دیگر بخش‌ها ثبات بیشتری دارد؛ بنابراین، تکیه بر این بخش و توسعه و گسترش صادرات آن می‌تواند زمینه را برای حضور در بازارهای جهانی و استفاده از مزایای آن فراهم کند. به همین دلیل توجه به توسعه و تجارت بخش کشاورزی به عنوان پیش‌شرط توسعه اقتصادی، ضروری است (پاکروان و گیلانپور، 2014). بخش کشاورزی در ایران به دلیل داشتن مشخصه‌ها و مزیت‌های مهمی مانند تنوع آب و هوایی، تنوع زمین، نیروی کار ارزان‌قیمت و نیز امکان بهره‌گیری از وضعیت جغرافیایی و گستردگی عرصه کشور، امکانات لازم برای گسترش تولید و صادرات انواع محصولات در فصول مختلف سال را دارد.1- ادبیات موضوعبه منظور تحقق هدف توسعه صادرات غیرنفتی، توجه به نحوه سیاست‌گذاری‌ها قابل تأمل است. سیاست‌های کلان اقتصادی همواره بر فعالیت بخش‌های مختلف اثرگذار بوده است. اهمیت بخش کشاورزی در توسعه اقتصادی و تأثیرگذاری سیاست‌های ارزی و تجاری بر عملکرد این بخش باعث شده است به چگونگی تأثیر این سیاست‌ها توجه شود. از جمله مهم‌ترین اهداف سیاست‌گذاری در بخش تجارت خارجی کشورهای در حال توسعه رونق و توسعه صادرات است. از لحاظ تئوری، تغییر در میزان صادرات می‌تواند روند رشد اقتصادی را بهبود دهد. از این رو توسعه صادرات به عنوان یکی از راهبردهای توسعه اقتصادی، تعیین‌کننده‌ای اصلی در راستای افزایش توان تولیدی، اشتغال، امنیت و تأمین درآمدهای ارزی برای سرمایه‌گذاری در فناوری‌های نو محسوب می‌شود (گیلبرت، گوستاو لینیونگ و مانچونگادیوین، 2013). از این رو اعمال سیاست‌های اقتصادی (پولی، مالی، ارزی، تجاری و حمایتی) نقش بسیار مهمی در برنامه‌های توسعه صادرات محصولات کشاورزی در کشور دارد. در ادامه به برخی مطالعات درباره تأثیر سیاست‌های اقتصادی بر صادرات غیرنفتی در ایران و سایر کشورها پرداخته شده است. کوچک‌زاده و کرباسی (2016)، عوامل مؤثر بر تجارت زعفران ایران با استفاده از مدل جاذبه و اقتصاد‌سنجی پانل در بازه زمانی 1392-1380 را بررسی کردند. نتایج نشان داد تولید ناخالص داخلی و جمعیت کشورهای واردکننده و نرخ ارز به ترتیب با ضرایب 55/1، 015/0 و 54/0 تأثیر مثبت و معنی‌داری بر تجارت زعفران ایران دارد. عزیزی و همکاران (2016)، نقش سیاست‌های حمایتی را در توسعه صادرات محصولات کشاورزی بررسی کردند. طبق نتایج، شاخص‌های نسبت قیمت صادراتی، ارزش افزوده کشاورزی و معیار کلی حمایت، بر الگو تأثیرگذارند و با عرضه صادرات در کوتاه‌مدت و بلندمدت رابطه مثبت دارند. از طرفی نرخ ارز، مصرف بخش خصوصی و جنگ، بر عرضه صادرات بی‌تأثیرند. ضریب جمله تصحیح خطا نشان داد در هر دوره 52 درصد از نبودن تعادل از بین میرود و تعدیل بلند‌مدت صورت می‌گیرد. صفری و همکاران (2015)، تأثیر نوسانات نرخ ارز بر صادرات بخش کشاورزی در راستای بند دوم سیاست‌های کلی کشاورزی را با استفاده از الگوی خود‌توضیحی با وقفه‌های توزیع‌شده در دوره 1390-1360بررسی کردند. نتایج تحقیق، رابطه معکوس میان نوسانات نرخ ارز و صادرات بخش کشاورزی را نشان داد. دائی کریم‌زاده و همکاران (2015)، تأثیر نرخ ارز واقعی بر صادرات غیرنفتی ایران در بازه زمانی 1388-1358 را با استفاده از روش تصحیح خطای برداری بررسی کردند. نتایج حاصل نشان داد در این فاصله زمانی، اثر نرخ ارز واقعی، درآمد جهانی، تولید ناخالص داخلی، رابطه مبادله و بهره‌وری نیروی کار (در بخش غیرنفتی) بر صادرات غیرنفتی مثبت بوده است. دهقان هراتی و همکاران (2014)، تأثیر سیاست‌های مالی و مالیاتی بر تجارت بخش کشاورزی ایران را با استفاده از روش خودرگرسیون برداری در بازه زمانی 1388-1350 بررسی کردند. نتایج نشان داد در کوتاه‌مدت، مخارج دولت و شاخص مالیاتی اثر مثبت بر ارزش صادرات و واردات بخش کشاوری داشته‌اند، اما در بلندمدت، فقط مخارج دولت، اثر مثبتی بر ارزش صادرات و واردات بخش کشاورزی داشته است و شاخص مالیاتی اثر منفی را از خود نشان داده است و اثر آن در بلندمدت بیشتر از کوتاه‌مدت است. عظیمی و یحیی‌زاده‌فر (2015)، تأثیر برنامه‌های تشویقی صادرات بر تجارت محصولات کشاورزی را بررسی کردند. در این بررسی، محصولات 24‌گانه بخش کشاورزی به سه گروه تقسیم شدند؛ گروه نخست شامل محصولات و زمانی بود که جایزه پرداخت نمیشد. گروه دوم یارانه 5/1 درصد و کمتر و درنهایت گروه سوم بیش از 5/1 درصد یارانه دریافت می‌کرده‌اند. نتیجه تجزیه و تحلیل واریانس چندگانه نشان داد بین گروه اول و دوم تفاوت معناداری وجود ندارد، اما بین گروه سوم با گروه اول و دوم از نظر آماری اختلاف معناداری وجود دارد. به بیان دیگر، برای تأثیرگذاری جوایز و تشویق‌های صادراتی لازم است مقدار جوایز از یک حد آستانه بیشتر باشد.پاکروان و گیلانپور (2014)، در مطالعه‌ای پتانسیل رقابت‌پذیری محصولات کشاورزی ایران و کشورهای منطقه خاورمیانه و آفریقای جنوبی (منا) در دوره زمانی 2011-1995 را با هم مقایسه کردند. ایران در تجارت محصولات کشاورزی با کشورهای لیبی، لبنان، عربستان، عمان و سوریه رابطه مثبت دارد. درواقع مزیت نسبی صادراتی محصولات کشاورزی ایران با کشورهای مذکور ارتباط دارد و به منظور گسترش و توسعه صادرات محصولات کشاورزی، باید به سیاست‌گذاری‌های تعیین‌شده از سوی این کشورها نیز توجه ویژه‌ای شود تا به کسب بازارهای هدف جدید و افزایش سودآوری تجارت این محصولات منجر شود. اصغرپور و همکاران (2013)، اثر بیثباتی نرخ ارز بر صادرات بخش کشاورزی ایران را با استفاده از مدل EGARCH در بازه زمانی 2004-1974 بررسی کردند. یافته‌های تحقیق نشان داد واردات محصولات کشاورزی و درجه باز‌بودن تجاری تأثیر مثبت و معنی‌دار بر صادرات بخش کشاورزی دارد و اثر متغیرهای رابطه مبادله و بی‌ثباتی نرخ ارز حقیقی بر این متغیر، منفی و معنی‌دار بوده است. باقرزاده و همکاران (2013)، اثر نرخ ارز مؤثر واقعی بر صادرات کشمش ایران در دوره زمانی 1386-1353 را با استفاده از روش خود‌توضیحی با وقفه گسترده بررسی کردند. نتایج این مطالعه نشان داد نرخ مؤثر واقعی ارز، درآمد کشورهای واردکننده و تولید داخلی بر صادرات کشمش اثر مثبت دارد، اما نسبت شاخص قیمت داخلی به شاخص قیمت جهانی کشمش، بر صادرات این محصول بی‌اثر بوده است. حسینی و همایونپور (2013)، عوامل مؤثر بر صادرات محصولات کشاورزی ایران را با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری بررسی کردند. نتایج نشان داد متغیرهای شاخص قیمت‌های نسبی، نرخ ارز حقیقی، رابطه مبادله تجاری و ارزش افزوده بخش کشاورزی اثر مثبت و معنی‌دار و همچنین متغیر تولید ناخالص داخلی کشورهای طرف تجارت محصولات کشاورزی، اثر منفی و معنی‌داری بر صادرات محصولات کشاورزی ایران دارند. همچنین نتایج توابع عکس‌العمل آنی (اثر تکانه‌ها) نشان داد اثر تکانه‌های یک انحراف معیار از سوی متغیرهای توضیحی بر صادرات محصولات کشاورزی پس از کمتر از دو دوره مستهلک می‌شوند و به سمت صفر میل می‌کنند. به عبارت دیگر، پایداربودن الگوی صادرات محصولات کشاورزی محسوس است. علیجانی و همکاران (2011)، از روش خودرگرسیون برداری در قالب مدل تصحیح خطا اثر همزمان سیاست‌های اقتصادی بر صادرات محصولات کشاورزی و صنعتی را بررسی کرده‌اند. نتایج نشان داد سیاست پولی اثر مثبت و معناداری در کوتاه‌مدت بر صادرات صنعتی و کشاورزی دارد. در حالی که تغییرات نرخ بهره و هزینه‌های دولت به ترتیب تأثیر معکوس و مستقیم معناداری روی صادرات صنعت و کشاورزی دارند. سیاست تجاری نیز با صادرات صنعت و کشاورزی در بلندمدت تأثیر هم‌جهت دارد. دادرس مقدم و زیبایی (2010)، در مطالعه‌ای ارتباط متغیرهای کلان اقتصادی و بخش کشاورزی ایران (با تأکید بر سیاست‌های پولی) در بازه زمانی 1384-1340 را با استفاده تحلیل هم‌جمعی و توابع واکنش ضربه‌ای بررسی کردند. نتایج نشان داد برای مهار تورم و افزایش قیمت محصولات کشاورزی و نهادهای کشاورزی نباید تنها بر سیاست‌های پولی تکیه کرد، بلکه در بلند‌مدت باید همه متغیرهای اقتصاد کلان را مدنظر قرار داد. نتایج همچنین نشان داد تغییرات متغیر اقتصاد کلان بر بخش کشاورزی مؤثر است، ولی عکس آن صادق نیست. کرمی و زیبایی (2008)، اثرات نوسان‌پذیری نرخ ارز بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای مختلف را با استفاده از روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی بررسی کردند. نتایج حاصل از بررسی تأثیر نوسان‌پذیری نشان می‌دهد نوسان‌پذیری نرخ ارز، اثرات متفاوتی روی میزان صادرات محصولات ذکرشده به کشورهای مختلف دارد؛ بنابراین در رابطه با سیاست‌های تجاری محصولات کشاورزی به کشورهای مختلف، می‌باید به تأثیر نوسان‌پذیری نرخ ارز در رابطه با کشورهای هدف، توجه خاص داشت. خالدی و همکاران (2007)، رابطه رشد اقتصادی، اشتغال و صادرات در بخش کشاورزی ایران (با تأکید بر سیاست‌های ارزی و تجاری) در بازه زمانی 1383-1350 را بررسی کردند. نتایج حاصل نشانگر تأثیرپذیری رشد اقتصادی بخش کشاورزی از اشتغال، موجودی سرمایه و بهره‌وری عوامل تولید، تأثیرپذیری اشتغال از موجودی سرمایه و صادرات بخش کشاورزی و همچنین تأثیرپذیری صادرات کشاورزی از رشد بخش کشاورزی، شاخص نسبی قیمت صادرات کشاورزی و سیاست‌های ارزی و حمایتی است.پیروی و صبوحی (2007)، تأثیر نوسانات نرخ ارز بر قیمت صادراتی محصولات کشاورزی (مطالعه موردی: زعفران) را با استفاده از روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی بررسی کردند. نتایج نشان داد تغییرات نرخ ارز درکوتاه‌مدت و بلندمدت، نسبت به دیگر متغیرهای مدل، تأثیر مثبت بیشتری روی قیمت صادراتی زعفران داشته است. در بلندمدت متغیرهای نرخ واقعی ارز و میزان صادرات تأثیر مثبت و معنی‌دار و متغیر مقدار تولید داخلی تأثیر معنی‌داری بر روی قیمت صادراتی زعفران نداشته است.خلیقی و شوکت فدایی (2017)، تأثیر نرخ ارز و سیاست‌های خارجی بر صادرات خرمای ایران در دوره 2011-1991 بررسی کردند. نتایج نشان داد نرخ ارز عاملی مهمی برای صادرات خرما و همچنین صادرکنندگان است. علاوه بر این، عوامل دیگر، به‌ویژه سیاست‌های دولتی در مدل صادرات قرار گرفته است. در این زمینه، برون‌سپاری کوتاه‌مدت سیاست خارجی، ارزش صادرات را کاهش داده است. نتایج همچنین نشان داد استفاده از سیاست متحد‌سازی نرخ ارز، بدون یک نرخ ارز مناسب برای تشویق صادرکنندگان، تأثیر منفی بر صادرات خرما دارد. سوناگلیو و همکاران (2016)، تأثیر سیاست‌های بهره و نرخ ارز در صادرات برزیل را بررسی کردند. نتایج، اهمیت‌دادن بخش تولید را به رشد اقتصادی، به‌ویژه در محیط رقابتی نرخ ارز تقویت می‌کند. لایفرت و وستکات (2016)، اصلاح مالیات بر صادرات محصولات کشاورزی برای کمتر‌شدن تحریفات در بازار در 40 کشور دنیا را در دوره 2006-2014 بررسی کردند. سیاست اصلاح‌شده مورد‌بحث در اینجا اهداف اقتصادی مشابهی با مالیات دارد؛ مانند کاهش قیمت داخلی کالاهای صادراتی، افزایش خرید داخلی و افزایش درآمد، اما تولید صادرات اضافی فراتر از حجم مورد‌نیاز، تنها تحت تأثیر مالیات قرار می‌گیرد. همچنین مالیات شامل هیچ‌گونه یارانه به تولیدکنندگان یا مصرف‌کنندگان نمی‌شود؛ بنابراین هدف اصلی سیاست اصلاح مالیات بر صادرات این است که نه‌تنها رفاه اقتصادی خالص را افزایش دهد (در مقایسه با سناریوی مالیات غیر قابل اصلاح)، بلکه به گونه‌ای باشد که رفاه اقتصادی گروه‌های دیگر را کاهش ندهد. فرو و همکاران (2015)، تأثیر استاندارد محصول بر صادرات کشاورزی را بررسی کردند. یافته‌های پژوهش نشان داد به طور متوسط بیشتر استانداردهای محدودکننده با احتمال کمتری با تجارت رابطه دارند. با وجود این، پس از کنترل انتخاب نمونه و نسبت شرکت‌های صادرکننده در یک مدل جاذبه، تجزیه و تحلیل نشان داده است اثر استانداردهای مربوط به شدت تجارت، در بیشتر موارد از صفر قابل تشخیص نیست.  خاکسارآستانه و همکاران (2014)، به شناسایی و اولویت‌بندی بازارهای هدف صادرات محصولات باغی ایران پرداخته‌اند. نتایج تحلیل پلان تجاری حاکی از آن است که اگرچه بازار صادراتی این محصولات در سال‌های مورد‌مطالعه رو به افول است، ولی ایران سهم بیشتری از این بازار را به دست گرفته و در گروه برندگان قرار دارد. مهم‌ترین بازارهای هدف صادرات این محصولات نیز به ترتیب کشورهای آلمان، انگلیس، فرانسه، ایتالیا، هلند، روسیه، عربستان، بحرین، سوئیس، امارات و افغانستان هستند. حسنوف (2012)، در تحقیقی اثر نرخ ارز واقعی روی صادارت غیر‌نفتی را درکشور آذربایجان به کمک روش تصحیح خطای نامتقارن در بازه زمانی 2000-2010 بررسی کرد. یافتههای اصلی مطالعه او رابطه‌ای معنادار بین صادرات غیرنفتی، حجم معاملات تجاری غیرنفتی بر مبنای نرخ ارز واقعی و درآمد خارجی وجود دارد، اما فرایند تعدیل نسبت به سطح تعادل، نامتقارن نیست. گاسوامی و سایکیا (2012)، ارتباط بین روندهای سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بر صادرات ناحیه شمال شرقی هند را با استفاده از روش تصحیح خطای برداری بررسی کردند و به وجود رابطه علّی دوسویه بین سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی و صادرات رسیدند. پراسانا (2010)، در بررسی اثر سرمایهگذاری مستقیم خارجی بر صادرات هند به این نتیجه می‌رسد که سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی تأثیر مثبتی بر عملکرد صادراتی هند داشته است. فوگارسی (2011)، در مطالعه خود با استفاده از داده‌های تابلویی کشور رومانی در دوره 2008-1999 تأثیر بی‌ثباتی نرخ ارز بر صادرات کشاورزی را بررسی کرده است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد بی‌ثباتی نرخ ارز اثر منفی و معنی‌دار بر صادرات کشاورزی کشور رومانی (به شرکای تجاری‌اش در اروپای شرقی) داشته است؛ به طوری که 10 درصد افزایش در بی‌ثباتی نرخ ارز به 5 درصد کاهش در صادرات کشاورزی کشور رومانی منجر شده است. کازرونی و فشاری (2010)، تأثیر تغییرات نرخ ارز واقعی بر صادرات غیرنفتی در ایران را در دوره زمانی 2007-1971 را با استفاده از روش هم‌انباشتگی جوهانسون مطالعه کردند. نتایج نشان داد نرخ ارز واقعی و تغییرات آن، اثرات مثبت و منفی روی صادرات غیرنفتی ایران دارد. پنگ و همکاران (2004)، به بررسی اثر سیاستهای پولی و تجاری بر قیمت غذا در چین پرداختند. نتایج تحقیق بیانگر این موضوع است که نرخ ارز در بلندمدت اثر منفی روی غذا دارد، ولی نرخ بهره بر آن بی‌تأثیر است. همچنین حجم پول در بلندمدت و کوتاه‌مدت تأثیر مثبت بر قیمت غذا دارد. از آنجایی که بخش کشاورزی سهم درخور توجهی از صادرات غیرنفتی را به خود اختصاص داده است، حفظ و گسترش بازارهای جهانی محصولات صادراتی بخش کشاورزی ایران، می‌تواند باعث توسعه تجارت خارجی و به تبع آن رشد اقتصادی شود. در همین راستا تحلیل و بررسی تأثیر درپیش‌گرفتن سیاست‌های مختلف از سوی دولت، در زمینه عملکرد صادرات در بخش کشاورزی، به توسعه صادرات غیرنفتی به عنوان یکی از اهداف اقتصاد مقاومتی، کمک می‌کند. در حال حاضر بیشترین میزان ارزش صادرات در بین انواع میوه‌های هسته‌دار به ترتیب مربوط به گیلاس، زردآلو، آلو و هلو است. طبق آمار وزارت جهاد کشاورزی در سال ۱۳۹۵ از نظر ارزشی ۶/۴۶ درصد و از لحاظ وزنی ۱۶/۲۰ درصد از کل میزان صادرات بخش کشاورزی مربوط به محصولات باغی است. مطابق آمارنامه صادرات و واردات بخش کشاورزی معاونت برنامه‌ریزی و اقتصادی وزارت جهاد کشاورزی سال ۱۳۹۵، سهم وزنی گیلاس و آلبالو ۷۶/۴۱۲۶، زردآلو ۵۶/۴۲۲۶، هلو، شلیل و شفتالو با هم 5198/3 و آلو ۹۹/۲۰۷۳۴ بر حسب تن و سهم ارزشی آن‌ها به ترتیب برابر ۸۷/۳۱۸۴، ۵۴/۲۵۸۷، ۲۶/۲۱۵۴ و ۸/۸۱۲۴ هزار دلار است. همچنین بر اساس آمار منتشرشده از سوی سازمان خواربار و کشاورزی ملل متحد، تولید گیلاس در دنیا در سال 2016 درمجموع 2 میلیون و 317 هزار و 956 تن بوده است که از این میزان، سهم ایران 5/9 درصد (220 هزار و 393 تن) است و از این حیث بعد از کشورهای ترکیه و آمریکا در رده سوم تولید گیلاس در جهان قرار دارد. زردآلو یکی دیگر از محصولات باغی ایران است که سهم درخور توجهی در تولید جهانی دارد. تولید این محصول باغی در دنیا در سال 2016 در مجموع 3 میلیون 881 هزار و 204 تن بوده است که از این بین ایران با تولید 306 هزار و 115 تن (88/7 درصد از تولید کل زردآلو در دنیا) بعد از کشورهای ترکیه و ازبکستان در رتبه سوم قرار دارد. هلو محصول سومی است که در این تحقیق به آن پرداخته شده است. تولید هلو در دنیا در سال 2016، 24 میلیون و 975 هزار و 649 تن بوده است که سهم ایران از این مقدار 863 هزار و 922 تن بوده است (45/3 درصد) و بعد از چین، اسپانیا، ایتالیا و آمریکا در رتبه پنجم تولید این محصول در دنیا قرار دارد. محصول دیگری که بررسی شده است، آلو است. تولید این محصول باغی در سال 2016، 12 میلیون و 50 هزار و 800 تن بوده است که ایران با تولید 269 هزار و 113 تن و سهم 23/2‌درصدی در رتبه هفتم تولید این محصول در دنیا قرار دارد. بر اساس آمار منتشرشده از سوی سازمان خواربار و کشاورزی ملل متحد، میزان صادرات محصولات گیلاس، زردآلو، هلو و آلو به ترتیب 3737، 1626، 34539 و 23679 تن در سال 2013 بوده است. همچنین کشورهای آمریکا، شیلی، ترکیه، یونان و اسپانیا برای محصول گیلاس، اسپانیا، ازبکستان، فرانسه، ترکیه و ارمنستان، برای محصول زردآلو؛ اسپانیا، ایتالیا، یونان، آمریکا و شیلی، برای محصول هلو؛ شیلی، اسپانیا، آفریقای جنوبی، آمریکا و ایتالیا برای محصول آلو بیشترین واردات را از ایران داشته‌اند. با توجه به مطالب بیان‌شده می‌توان به اهمیت این محصولات باغی در تولید و صادرات محصولات کشاورزی اشاره کرد؛ بنابراین هدف این مطالعه بررسی تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات گروه میوه‌های هسته‌دار در ایران در سال‌های 1376 تا 1394 است.
2- روش‌شناسی پژوهشدر این مطالعه با هدف بررسی تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات محصولات باغی در ایران، ابتدا شاخص‌های نشان‌دهنده سیاست‌های ارزی و تجاری، شناسایی و محاسبه شده‌اند. به این ترتیب که در زمینه سیاست‌های ارزی شاخص بی‌ثباتی نرخ ارز و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز در نظر گرفته شدند. در ارتباط با سیاست‌های تجاری نیز شاخص ضریب انحراف تجاری و شاخص بازبودن اقتصاد محاسبه شدند و اثرات این دو شاخص بر صادرات میوه‌های هسته‌دار بررسی شد. برای محاسبه انحراف نرخ واقعی ارز (بی‌ثباتی نرخ ارز) از تئوری برابری قدرت خرید استفاده شد. طبق این تئوری نرخ تعادلی واقعی ارز ثابت است و برابر با میانگین نرخ واقعی ارز در سال‌هایی در نظر گرفته می‌شود که کشور وضعیت ارزی مطلوبی داشته است؛ یعنی تراز پرداخت‌ها و حساب جاری وضعیت مناسبی داشته‌اند. (1) 
ERER: نرخ واقعی تعادلی ارز، n: تعداد سال‌هایی که کشور وضعیت ارزی مطلوبی داشته است، max.RER: نرخ ارز مربوط به این سال‌هاست. برای محاسبه میزان نادرستی تنظیم نرخ واقعی ارز از رابطه (2) استفاده می‌شود:(2) 
که در آن RER نرخ واقعی ارز است و از رابطه (3) محاسبه می‌شود: (3)
که در آن E نرخ رسمی ارز، WPI(OECD) شاخص قیمت عمده‌فروشی کشورهای صنعتی و CPI شاخص قیمت مصرف‌کننده در ایران است . شاخص ضریب انحراف تجاری (TB) به صورت رابطه (4) محاسبه می‌شود:(4)
که در آن PI و PX قیمت‌های داخلی برای کالاهای وارداتی و صادراتی، و tx و tm همه محدودیت‌ها و کنترل‌های اعمال‌شده روی کالاهای صادراتی و وارداتی هستند و REX و REI به ترتیب نرخ‌های واقعی ارز برای کالاهای صادراتی و وارداتی هستند. در شرایطی که هیچ‌گونه کنترلی بر تجارت خارجی اعمال نشود، tx و tm صفر خواهند بود و TB برابر با یک خواهد بود. مقادیر کوچک‌تر از یک این ضریب حمایت از کالاهای وارداتی و مقادیر بزرگ‌تر از یک، حمایت از تولید کالاهای صادراتی در بازار خارجی را نشان می‌دهد. ضریب انحراف تجاری درواقع دربردارنده تمام سیاست‌های ارزی و تجاری است. شاخص بازبودن اقتصاد نیز از تقسیم مجموع صادرات و واردات بر تولید ناخالص داخلی به دست می‌آید (رابطه 5):(5)
این شاخص نشان‌دهنده سیاست‌های تجاری است که موجب می‌شود اقتصاد کشور نسبت به تجارت بین‌الملل بازتر عمل کند. پس از معرفی و تعیین نحوه محاسبه شاخص‌های نشان‌دهنده سیاست‌های ارزی و تجاری، به منظور بررسی اثرات این شاخص‌ها بر عرضه صادرات میوه‌های هسته‌دار و تخمین رابطه بلندمدت و کوتاه‌مدت بین متغیرهای مدل از فرم لگاریتمی تابع عرضه صادرات بر اساس الگوی اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی و مدل تصحیح خطا استفاده شد. مزیت به‌کارگیری روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی در این است که صرف نظر از اینکه متغیرهای توضیحی در سطح مانا باشند ((0) I باشند) و یا با یک بار تفاضل‌گیری مانا شوند ((1) I باشند) می‌توان رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها را بررسی کرد. یک مدل الگوی خودبازگشت با وقفه‌های توزیعی به طورکلی به صورت ARDL (p,q1,q2,…,qk) نشان داده می‌شود که به صورت رابطه (6) بیان می‌شود (پسران و شین، 1995):(6)α(L,p) Yt=α0+∑ki+1 (L,qi ) Xit+ δWt+utt = 1,2, … , n 
معادله (7)، رابطه پویای بین متغیرها را نشان می‌دهد؛ به طوری که در آن:(7) α(L,p)=1– α1 – α2L2–…– αpLp(8)βi(L,qi )=1 – βi1L–βi2L2 –…– βiqLq       i = 1,2, … , nکه Yt متغیر وابسته، α0 عرض از مبدأ، Xit متغیرهای مستقل، L عملگر وقفه، p تعداد وقفه‌های به‌کاررفته برای متغیر وابسته (Yt)، q تعداد وقفه‌های به‌کاررفته برای متغیرهای مستقل (Xt) و Wt شامل متغیرهای ازپیش‌تعیین‌شده مانند متغیرهای مجازی، متغیر روند و سایر متغیرهای برون‌زا با وقفه ثابت است.تعداد وقفه‌های بهینه برای هریک از متغیرهای توضیحی را می‌توان با کمک یکی از معیارهای آکائیک، شوارتز بیزین و حنان کوئین تعیین کرد. رابطه بلندمدت مدل اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، با عملیات جبری ساده در معادله بالا و توجه به آنکه در بلندمدت ارزش جاری وقفه‌های هریک از متغیرهای وابسته و توزیعی با هم برابر هستند، به صورت معادله (9) به دست می‌آید:(9)Yt = α + ∑ki+1θiXi+ γWt + vtکه در این رابطه:(10)
(11)
(12)
(13)
برآورد الگوی اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، شامل دو مرحله برای برآورد ضرایب بلندمدت است. در مرحله اول وجود ارتباط بلندمدت پیش‌بینی‌شده با نظریه اقتصادی بین متغیرهای تحقیق، بررسی شده است و در صورت تشخیص وجود ارتباط بلندمدت، در مرحله دوم ضرایب بلندمدت و کوتاه‌مدت، برآورد می‌شوند.در مرحله اول به منظور انجام آزمون هم‌جمعی بلندمدت، برای تشخیص وجود ارتباط بلندمدت در مدل، از روش بنرجی، دولادو و مستر استفاده ‌شد. این آزمون بر مبنای آماره t است که با ضرایب با وقفه متغیر وابسته مرتبط است. برای انجام این آزمون باید عدد یک از ضریب با وقفه متغیر وابسته کسر و بر انحراف معیار متغیرهای مذکور تقسیم شود. اگر قدر مطلق آماره t محاسبه‌شده از قدر مطلق مقادیر بحرانی ارائه‌شده از سوی بنرجی و دیگران بیشتر باشد، فرضیه صفر رد و وجود رابطه بلندمدت پذیرفته می‌شود (تشکینی، 2006).(14)
در صورتی‌که در مرحله اول روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، وجود رابطه بلندمدت تأیید شود، در مرحله دوم ضرایب بلند‌مدت برآورد می‌شود. از مدل اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعیهمچنین می‌توان یک مدل تصحیح خطای پویا استخراج نمود (بنرجی، دولادو و مستر، 1993)، که این مدل پویایی‌های کوتاه‌مدت را با تعادل بلندمدت بدون ازدست‌دادن اطلاعات بلندمدت ادغام می‌کند (شرستا و چودهاری، 2005). مدل تصحیح خطا را می‌توان به صورت معادله 15 بیان کرد:(15)DYt = α+∑mi=1βiDYt-i+∑mi=1γiDXy-i+ λECMt-1+vt  1 < λ < 0که در آن D تفاضل مرتبه اول متغیرها و λ، مقدار تعدیل در هر دوره تا رسیدن به تعادل بلندمدت را نشان می‌دهد. بر اساس روش گرنجر، اگر مقادیر جاری Y با استفاده از مقادیر گذشته X و Y با دقت بیشتری نسبت به حالتی که از مقادیر X استفاده نمی‌شود، پیش‌بینی شود، متغیر Y تحت علیت متغیر X قرار می‌گیرد (گرنجر و همکاران، 1998). کانوا(1995)، بیان می‌کند که اگر متغیرها در الگوی خودبازگشت برداری ناپایا باشند، آزمون عدم علیت گرنجری ممکن است نتایج اشتباهی به ‌دست دهد. در این‌گونه موارد باید از تفاضل اول متغیرها در الگوی خودبازگشت برداری و یا از الگوهای هم‌جمعی بلندمدت استفاده کرد. بعد از معرفی متغیرها به روابط ریاضی و تصریح مدل پرداخته می‌شود. (16)LEXt=f(LRER, LTB, LOPEN, LEXt-i, ED)که در آن متغیر وابسته ارزش صادرات محصولات باغی و متغیرهای مستقل عبارتند از LRER (لگاریتم بی‌ثباتی نرخ ارز)، LTB (لگاریتم شاخص ضریب انحراف تجاری)، LOPEN (لگاریتم شاخص بازبودن اقتصاد)، LEXt-i (لگاریتم ارزش صادرات سال‌های قبل)، LPF (لگاریتم قیمت داخلی محصولات) و ED (متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز) است. داده‌های استفاده‌شده در این تحقیق از سایت UNCOMTRADE و سایت بانک مرکزی جمع‌آوری شده است. این داده‌ها برای سال‌های 1376 تا 1394 بوده است. برآورد مدل نیز با استفاده از نرم‌افزار Eviews انجام شده است. 3- یافته‌های پژوهشدر این مطالعه تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات میوه‌های هسته‌دار در دوره زمانی 1376 تا 1394 با به‌کارگیری روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی بررسی شد. کوچک‌بودن حجم نمونه باعث می‌شود در استفاده از روش‌هایی مانند حداقل مربعات معمولی به دلیل درنظر‌نگرفتن واکنش‌های پویای کوتاه‌مدت ‌موجود بین متغیرها، تورش برآورد بسیار درخور توجه باشد؛ بنابراین، لازم است در برآورد ضرایب، الگوی پویایی در نظرگرفته شود تا تعداد وقفه‌های زیادی را برای متغیرها لحاظ کند. با استفاده از این الگو و به کارگیری پارامترهای بلندمدت به همراه آماره‌های t، امکان آزمون ریشه واحد نیز وجود خواهد داشت. این روش افزون بر برآورد ضرایب مربوط به الگوی بلندمدت، الگوی تصحیح خطا را نیز به منظور بررسی چگونگی تعدیل کوتاه‌مدت به تعادل بلندمدت ارائه می‌دهد. قبل از پرداختن به آزمون هم‌جمعی، آزمون مانایی برای همه متغیرها انجام می‌شود تا این اطمینان حاصل شود که هیچ‌یک از متغیرها، جمعی از مرتبه دو یعنی I (2) نیستند و از این طریق از نتایج ساختگی اجتناب شود. در حالتی که متغیرهای انباشته از درجه دو یا بیشتر باشند مقدار آماره F محاسبه‌شده از سوی پسران و همکاران (2001)، قابل اعتماد نیست (یانگ، 2007). به منظور تعیین درجه انباشتگی متغیرها از آزمون‌های دیکی‌فولر و فیلیپس‌پرون استفاده شده و نتایج در جدول شماره 1 آمده است. نتایج نشان می‌دهد سری‌های زمانی لگاریتم ضریب انحراف تجاری، لگاریتم متغیر بازبودن اقتصاد و لگاریتم متغیر قیمت داخلی محصولات در سطح پایا هستند و سری‌های زمانی لگاریتم ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار و لگاریتم بی‌ثباتی نرخ ارز در سطح پایا نیستند و با یک‌بار تفاضل‌گیری از متغیرهای غیرایستا پایا شده‌اند. باید به این نکته اشاره کرد که در تخمین روش اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی در بلند‌مدت، متغیرها هم می‌توانند I(0) و هم  I(1) و یا ترکیبی از این دو باشند (پسران و شین، 1999). در مرحله اول از تخمین اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی، از آزمون F برای تشخیص وجود رابطه بلندمدت در مدل استفاده می‌شود. آزمون F بدین صورت است که ابتدا یک رگرسیون OLS را برای تفاضل مرتبه اول از مدل برآورد می‌کند و سپس معناداری مشترک ضرایب متغیرهای سطح وقفه داده‌شده را هنگامی که به قسمت اول معادله اضافه شده‌اند، می‌آزماید. جدول شماره 2 نتایج آماره F محاسبه‌شده را وقتی که تفاضل مرتبه اول هر متغیر به عنوان یک متغیر وابسته در رگرسیون ARDL-OLS در نظر گرفته شده، نشان می‌دهد.همان‌طور که ملاحظه می‌شود آماره F محاسبه‌شده (5/4508) از حد بالای ارزش بحرانی F (124/4) در سطح 99 درصد بیشتر است و وجود رابطه هم‌جمعی یا بلندمدت در بین متغیرهای مدل تأیید می‌شود. پس از پی‌بردن به وجود رابطه هم‌جمعی، مدل بلندمدت و مدل تصحیح خطا با به‌کارگیری معیار شوارتز بیزین و با وقفه‌های بهینه (1و1و 0و0و1و1) اتورگرسیون با وقفه‌های توزیعی برآورد می‌شود. نتایج برآورد مدل بلندمدت در جدول شماره 3 نشان می‌دهد تمامی متغیرهای مدل تأثیر معنی‌داری بر متغیر وابسته در بلندمدت دارند. اما به ترتیب، متغیرهای لگاریتم ضریب انحراف تجاری، لگاریتم نرخ واقعی ارز، لگاریتم متغیر بازبودن اقتصاد، لگاریتم ارزش صادرات محصولات باغی در سال‌های قبل، لگاریتم متغیر قیمت داخلی محصولات و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز بیشترین تأثیر بر صادرات میوه‌های هسته دار را در ایران دارند.  شاخص ضریب انحراف تجاری با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد با 1 درصد افزایش (کاهش) این شاخص احتمال افزایش صادرات محصولات باغی 8/7 درصد افزایش (کاهش) می‌یابد و این مسئله باعث افزایش درآمدهای ارزی کشور می‌شود. به عبارت دیگر افزایش سیاست‌های حمایت از کالاهای صادرات کشاورزی باعث افزایش شاخص انحراف تجاری و به تبع آن میزان صادرات گروه میوه‌های هسته‌دار شده است. متغیر بی‌ثباتی نرخ ارز با اطمینان 95 درصد تأثیر معنی‌دار بر ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار است. علامت این ضریب مثبت است و نشان می‌دهد، با یک درصد افزایش (کاهش) در نرخ واقعی ارز، ارزش صادرات محصولات باغی 5/۶ درصد افزایش (کاهش) می‌یابد. این نتیجه را می‌توان چنین توجیه کرد که افزایش در نوسانات نرخ ارز دو اثر جانشینی و درآمدی دارد که در این حالت، اثر درآمدی بیشتر از اثر جانشینی آن است و از این رو توانسته است فعالیت صادراتی را افزایش دهد.با افزایش نرخ ارز، ارزش پول ملی ایران در مقابل ارز بین‌الملل کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر با هر واحد پول خارجی، پول داخلی بیشتری خریداری می‌شود؛ درنتیجه کالاهای داخلی نسبت به کالاهای خارجی ارزان‌تر و به افزایش صادرات و کاهش واردات منجر می‌شود. متغیر بازبودن اقتصاد نیز با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و علامت مثبت دارد؛ به این مفهوم که با افزایش (کاهش) 1درصدی، ارزش صادرات محصولات باغی ۱/۶ درصد افزایش (کاهش) می‌یابد. با توجه به نظریات اقتصاددانان کلاسیک و نئوکلاسیک که معتقدند افزایش درجه بازبودن تجاری، موتور محرکه رشد و توسعه اقتصادی است و این مهم به تشویق کشورهای جهان در افزایش همگرایی اقتصادشان از طریق افزایش صادرات و واردات منجر می‌شود، وجود این رابطه مثبت تأیید می‌شود. متغیر قیمت داخلی محصولات با اطمینان 90 درصد تأثیر معنی‌دار بر ارزش صادرات محصولات باغی دارد. علامت این ضریب منفی است و نشان می‌دهد، با 1 درصد افزایش (کاهش) در قیمت داخلی، ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار ۲/۱ درصد کاهش (افزایش) می‌یابد. به عبارت دیگر، با افزایش قیمت‌های داخلی چون کالاهای داخلی نسبت به کالاهای خارجی گران‌تر می‌شود، صادرات کاهش می‌یابد. متغیر میزان صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و علامت مثبت دارد؛ یعنی 1 درصد افزایش (کاهش) در این شاخص احتمال افزایش (کاهش) ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار را 3/3 درصد افزایش می‌دهد. این افزایش به دلیل شرایط مساعد صادرات در دوره قبل است که باعث می‌شود باغ‌داران نسبت به تولید محصولات با ارزش بیشتر تمایل بیشتری از خود نشان دهند. متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز با اطمینان 90 درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد 1 درصد افزایش (کاهش) این شاخص ۲/۱ درصد احتمال افزایش صادرات محصولات باغی را کاهش (افزایش) می‌دهد. جدول شماره 4 نتایج برآورد ضرایب کوتاه‌مدت را به همراه بخش تصحیح خطای مربوطه ارائه می‌دهد. نتایج حاصل از برآورد مدل کوتاه‌مدت با نتایج مدل بلندمدت اندکی متفاوت است. در کوتاه‌مدت نیز همانند بلند‌مدت تمامی متغیرها معنی‌دار هستند، اما به ترتیب متغیرهای بی‌ثباتی نرخ ارز، ضریب انحراف تجاری، متغیر باز‌بودن اقتصاد، میزان صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل، متغیر قیمت داخلی محصولات و متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز بیشترین تأثیر را بر صادرات میوه‌های هسته‌دار دارند. در اینجا بی‌ثباتی نرخ ارز با اطمینان 95 درصد و با علامت منفی معنی‌دار است و نشان می‌دهد افزایش (کاهش) 1درصدی در این شاخص احتمال افزایش ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار را 4/۲ درصد کاهش (افزایش) می‌دهد. به نظر می‌رسد در این حالت اثر جانشینی بی‌ثباتی نرخ ارز بیشتر از اثر درآمدی آن است و از این رو توانسته است فعالیت صادراتی را کاهش دهد. تأثیر منفی بی‌ثباتی نرخ ارز واقعی با به‌وجود‌آوردن فضایی بی‌ثبات و نامطمئن در اقتصاد و همچنین با ایجاد شرایط نامطمئن و متزلزل در زمینه سود ناشی از مبادلات بین‌المللی، سبب کاهش تجارت و همچنین کم‌تحرکی جریان سرمایه از طریق کاهش سرمایه‌گذاری در تجارت خارجی و تقلیل ارزش سبد دارایی‌های مالی و کاهش سطح صادرات می‌شود. شاخص ضریب انحراف تجاری نیز با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و افزایش (کاهش) 1 درصد این شاخص، ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار را ۱/۷ درصد افزایش (کاهش) می‌دهد. متغیر بازبودن اقتصاد نیز با اطمینان 90 درصد نشان می‌دهد افزایش (کاهش) 1درصدی، ارزش صادرات محصولات باغی را 4/4 درصد کاهش (افزایش) می‌دهد. به همین ترتیب متغیر میزان صادرات میوه‌های هسته‌دار در سال‌های قبل با اطمینان 99 درصد معنی‌دار است و 1 درصد افزایش (کاهش) این ارزش، صادرات محصولات باغی را ۳/۲ درصد افزایش (کاهش) می‌دهد و قیمت داخلی محصولات با اطمینان 90 درصد معنی‌دار است و با 1 درصد افزایش (کاهش) آن ارزش صادرات میوه‌های هسته‌دار ۵/۲ درصدکاهش (افزایش) می‌یابد و به درآمدهای صادرات غیرنفتی افزوده می‌شود. در کوتاه‌مدت متغیر موهومی سیاست یکسان‌سازی نرخ ارز معنی‌دار نیست. ضریب تصحیح خطا نیز 42/۰- تخمین زده شده است که کاملاً معنی‌دار است و دلالت بر سرعت بسیار بالای تعدیل به سمت تعادل بلندمدت دارد و نشان می‌دهد در صورت وارد‌شدن شوک و انحراف از تعادل، در هر دوره 58/۰ درصد از بی‌تعادلی کوتاه‌مدت برای رسیدن به تعادل بلندمدت تعدیل می‌شود. ضریب تعیین مدل نیز ۸۵/۰ و دوربین واتسون ۴۳/۲ است. همچنین مجموعه‌ای از آزمون‌های تشخیصی روی مدل انجام شد و نتایج آزمون‌های رمزی برای فرم تبعی، LM برای خودهمبستگی و وایت برای واریانس ناهمسانی، حاکی از رد‌شدن فرض صفر در این آزمون‌ها بود. 4- بحث و نتیجه‌گیریبا توجه به اهمیتی که بخش کشاورزی در کشور دارد و ارز‌آوری مناسبی که این بخش می‌تواند داشته باشد، در این تحقیق تأثیر سیاست‌های ارزی و تجاری بر صادرات محصولات باغی در ایران بررسی شد. محصولات باغی به‌ویژه محصولات باغی هسته‌دار همچون، گیلاس، زردآلو، هلو و آلو از جمله محصولاتی هستند که سهم درخور توجهی در تولیدات جهانی دارند و لزوم توجه به این محصولات، به‌ویژه در بخش صادرات مهم و حیاتی است. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده در بخش‌های قبلی، شاخص ضریب انحراف تجاری و افزایش سیاست‌های حمایت از صادرات کالاهای کشاورزی در بلند‌مدت و کوتاه‌مدت رابطه‌ای مستقیم با افزایش صادرات محصولات باغی دارد که این امر باعث می‌شود سیاست‌هایی در پیش گرفته شود که باعث افزایش حمایت از صادرات محصولات کشاورزی شود؛ بنابراین با توجه به این مهم که اعمال سیاست‌های حمایتی نقش مستقیمی در توسعه صادرات محصولات کشاورزی دارد، لزوم توجه ویژه دولت و مسئولان به این بخش بسیار حائز اهمیت است، به گونه‌ای که با افزایش دانش فنی و امکانات زیربنایی می‌توان ظرفیت تولیدی بخش را در کوتاه‌مدت و با تداوم آن در بلندمدت افزایش داد. همین امر ضمن کمک به توسعه روش‌های مختلف نوین در تولید محصولات و عرضه کالاهای متنوع، سبب کاهش واردات و افزایش صادرات و بهبود تراز تجاری کشور می‌شود. همچنین با بررسی برنامه‌ها و سیاست‌های حمایت از صادرات در کشورهای دنیا، به این نتیجه می‌رسیم که هریک از این کشورها برنامه‌های مختلفی را برای تشویق و حمایت از صادر کنندگان خود در نظر گرفته‌اند. نگاهی به برنامه‌های حمایتی در این کشورها گویای آن است که در تمامی آن‌ها انواع حمایت‌های مالی از صادرات در قالب حمایت‌های بیمه‌ای، مالیاتی و ارزی برقرار است. یک نکته درخور توجه در برنامه‌های حمایت از صادرات کشورهای دنیا، انواع حمایت‌ها و مشوق‌هایی است که به صنایع کوچک و متوسط ارائه می‌شود. اصولاً صنایع کوچک و متوسط به دلیل محدودیت منابع خود آسیب‌پذیری بیشتری در برابر فعالیت و رقابت در بازارهای بین‌المللی دارند. از این رو طراحی برنامه‌هایی به منظور حمایت از این شرکت‌ها، به‌ویژه در برابر ریسک‌ها و خطرات فعالیت در بازارهای بین‌المللی حائز اهمیتی دو‌چندان است. برنامه‌ای که در صورت اجرا‌شدن آن به شکل مناسب در کشور، می‌توان امیدوار بود که در بخش صادرات رشد درخور توجهی رخ دهد. همچنین نتایج این مطالعه نشان داد باز‌بودن اقتصاد در تجارت جهانی باعث افزایش صادرات محصولات باغی می‌شود که این موضوع سبب افزایش جهانی‌شدن فعالیت‌های تجاری می‌شود. بازبودن اقتصاد به طور ساده عبارت از حذف (کاهش) موانع تجاری در تجارت بین‌الملل است. اولاً موانع تجاری در صحنه تجارت خارجی متنوع هستند. عمده‌ترین موانع تجاری تعرفه‌ها و یارانه‌های صادراتی هستند که در سطح وسیع در مبادلات بین‌المللی به کار برده می‌شوند. تعرفه روی کالاهای وارداتی وضع می‌شود تا قیمت داخلی کالاهای وارداتی در کشور وارد‌کننده گران شود و به این ترتیب از صنایع داخلی حمایت شود. یارانه معمولاً بر کالاهای صادراتی وضع می‌شود تا تولید‌کننده داخلی با حمایت دولت بتواند کالای خود را در بازارهای جهانی با قیمت کمتر بفروشد و ضمن کسب سود، توان رقابتی خود را نسبت به سایر کشورهای صادر‌کننده افزایش دهد. درباره تعرفه توجیه دیگری وجود دارد مبنی بر اینکه تعرفه برای دولت نوعی درآمد محسوب می‌شود که می‌تواند از این درآمد در راستای سیاست‌های اقتصادی خود استفاده کند. این درآمد برای کشورهای در حال توسعه یا عقب‌مانده که فاقد منابع اقتصادی کافی هستند حساسیت خاصی دارد؛ بنابراین، حذف یا حتی کاهش آن به‌سختی قابل اجراست. سایر موانع تجاری نیز حسب مورد، استفاده می‌شود که گاه توجیه اقتصادی و نیز منطقی دارد؛ برای مثال کشورهای اسلامی بر اساس موازین شرعی خود از واردات کالاهای حرام نظیر واردات گوشت حیواناتی که ذبح اسلامی نشده‌اند ممانعت می‌کنند که توجیه دینی دارد. سهمیه‌بندی نیز از جمله موانع تجاری محسوب می‌شود که بر اساس اهداف مختلف اقتصادی دولت از قبیل کنترل مصرف و حمایت از صنایع داخلی از آن استفاده می‌شود. در اِعمال سهمیه‌بندی، دولت برای واردات کالاهای سهمیه‌بندی‌شده در حد تعیین‌شده تعرفه کمتری قائل می‌شود و مقدار بیشتر از سهمیه، تعرفه به مراتب ببیشتری دارد؛ بنابراین، ایران می‌تواند با وضع تعرفه و یارانه‌های صادراتی مناسب، شرایط را برای باز‌بودن اقتصاد و تجارت بهتر با سایر کشورهای دنیا فراهم آورد.متغیر بی‌ثباتی نرخ ارز، متغیر تأثیرگذار دیگری است که در بلندمدت بر ارزش صادرات محصولات باغی تأثیرگذار است؛ بنابراین، باید نرخ ارز برای صادرات محصولات کشاورزی به حالت واقعی تعادلی نزدیک باشد و از اعمال نرخ ارزهایی که با نرخ واقعی ارز تعادلی انحراف زیادی دارند جلوگیری شود. همچنین اعمال سیاست تثبیت نرخ ارز در صورت وجود نوسانات قیمت برای محصولات کشاورزی در اثر تورم و افزایش هزینه‌ها باعث ایجاد شرایط سخت رقابتی در بازارهای جهانی خواهد شد؛ بنابراین، قبل از اعمال سیاست تثبیت نرخ ارز باید نسبت به درپیش‌گرفتن سیاست‌های پولی و مالی با هدف کاهش نرخ تورم تا سطح متوسط جهانی اقدام کرد. که این موضوع با نتیجه مطالعات خلیقی و شوکت فدایی (2017)، لایفرت و وستکات (2016)، حسنوف (2012) و فوگارسی (2011) مطابقت دارد.با توجه به تأثیر منفی و معنی‌دار متغیر قیمت داخلی محصولات باغی بر میزان صادرات این گروه از محصولات، باید در تدوین سیاست‌های تجاری و حمایتی به کاهش حداقلی نوسانات قیمت این محصولات توجه کرد، زیرا نوسانات قیمت می‌تواند بر روی برنامه‌ریزی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت تولید و صادرات محصولات کشاورزی تأثیر منفی بگذارد. به طورکلی ثبات در سیاست‌های ارزی و تجاری و جلوگیری از تغییر این سیاست‌ها در بلندمدت و با هدف حفظ و توسعه بازارهای هدف محصولات کشاورزی، بسیار اهمیت دارد، زیرا در صورت نبود ثبات در این سیاست‌ها، صادرکنندگان قدرت برنامه‌ریزی و رقابت محصولات خود را در بلندمدت از دست می‌دهند و درجه ریسک فعالیت آن‌ها افزایش می‌یابد و به کاهش میزان ارزش صادرات محصولات کشاورزی منجر می‌شود. ملاحظات اخلاقیحامی مالیاین مقاله حامی مالی ندارد.مشارکت نویسندگانتمام نویسندگان در آماده‌سازی این مقاله مشارکت کرده‌اند.تعارض منافعبنا به اظهار نویسندگان، در این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.

 

  1. Alijani, F., Homayounifar, M., Karbasi, A., & Mosannan Mozafari, M. (2011). The effect of economic policies on agricultural and industrial exports of Iran (Persian)]. The Economic Research, 10(4), 1-17.
  2. Azimi, H., & Yahyazadefar,M. (2015). [The effect of incentive programs and export supports on the trade of agricultural products (Persian)]. Quarterly Journal of Economic Modelling, 7(2), 121-35.
  3. Asgharpur, H., Mohammadpoor, S., Rezazadeh, A., & Jahangiri, Kh. (2013). [The effect of exchange rate volatility on agricultural export (Persian)]. Journal of Agricultural Economics Researches, 4(1), 121-138.
  4. Azizi, V., Mehregan, N., & Yavari Gh. (2016). [The role of supportive policies in the Iran’s development exports of agricultural products Iranian (Persian)]. Journal of Agricultural Economics and Development, Agricultural Economics, 46(1), 107-19.
  5. Bagherzadeh, A., Arianmehr, Sh., & Shahraki, H. (2013). [Investigating the effects of real effective exchange rate on Iranian raisin exports (Persian)]. Economics and Planning Development, 1(2), 65-76.
  6. Banerjee, A., Dolado, J., Galbraith, W., & Hendry, F. (1993) Cointegration, error-correction and the econometric analysis of none-stationary data. Oxford: Oxford University Press.
  7. Canova, F. (1995). VAR Models: Specification, Estimation, Inference and Forecasting. In H. Pesaran, & M. Wickens (Eds.), Handbook of Applied Econometrics (pp. 53-110). Oxford: Blackwell.
  8. Dadras Moghadam, A., & Zibaei, M. (2010). [Relation between macroeconomic and agriculture sector of Iran (Emphasize on monetary policy) (Persian)]. Iranian Journal of Economic Research, 13(39), 95-112.
  9. Daei Karam Zadeh, S., Emam Verdi, S., & Shayesteh, Gh. (2015). [Investigating the effect of real exchange rate on non-oil exports of Iran (Persian)]. Eghtesad-e Maali, 8(29), 151-74.
  10. Dehgan Harati, A., Mehrabi Boshrabadi, H., & Rahbar Dehghan, A. (2014). [Survey the effect of financial and taxation policies on agricultural trade in Iran (Persian)]. The Journal of Planning and Budgeting, 19(124), 111-128.
  11. Ferro, E., Otsuki, T., & Wilson, J. S. (2015). The effect of product standards on agricultural exports. Food Policy, 50, 68-79.[DOI:10.1016/j.foodpol.2014.10.016]
  12. Fogarasi, J. (2011). The effect of exchange rate volatility upon foreign trade of Hungarian agricultural products. Studies in Agricultural Economics, 113(1), 1-14.
  13. Gilbert, N. A., Gustave Linyong, S., & Munchunga Divine, G. (2013). Impact of agricultural export on economic growth in cameroon: case of banana, coffee and cocoa. International Journal of Business and Management Review, 1(1), 44–71.
  14. Goswami, C., & Saikia, K. K. (2012). FDI and its relation with exports in India, status and prospect in north east region. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 37, 123-32.
  15. Granger, C. W. J., Huang, B. N., & Yang, C. W. (1998). A bivariate Causality between Stock Prices and Exchange Rates: Evidence from Recent Asian Flu. Quarterly Review of Economics and Finance, 40(3), 337-54.
  16. Hasanov, F. (2012). The impact of the real exchange rate on non-oil exports. Is there an asymmetric adjustment towards the equilibrium? Working Papers 2012-005. Washington, D. C.: George Washington University.
  17. Hosseini, S. S., & Homayunpour, M. (2013). [Factors affecting agricultural commodities export in Iran (Persian)]. Agricultural Economics, 6(4), 1-16.
  18. Karami, A., & Zibaei, M. (2008). [The effects of exchange rate volatility on agricultural crops export to various countries (Persian)]. The Economic Research, 8(3), 59-71.
  19. Kazerooni, A., & Feshari, M. (2010). The impact of the real exchange rate volatility on non-oil exports: the case of Iran. Journal of international economic studies, 36, 9-18.
  20. Khaledi, K., Ardestani, M., & Tousi, M. (2007). [Investigating the relationship between economic growth, employment and exports in Iran’s agricultural (with an emphasis on foreign exchange policies) (Persian)]. Paper presented at The 6th Iranian Agriculture Economics Conference, Mashhad, Iran, 30 October 2007.
  21. Khaksar Astaneh, H., Yaghoubi, M., & Kalateharabi, V. (2014). [Determining revealed comparative advantage and target markets for Iran’s stone fruits (Persian)]. Journal of Agricultural Science and Technology, 16(2), 253-264.
  22. Khalighi, L., & Fadaei, M. S. (2017). A study on the effects of exchange rate and foreign policies on Iranians dates export. Journal of the Saudi Society of Agricultural Sciences, 16(2), 112-118. [DOI:10.1016/j.jssas.2015.03.005]
  23. Koochakzadeh, S., & Karbasi, A. R. (2016). [Study of the effective factors on the commerce of Iranian saffron (Persian)]. Saffron Agronomy and Technology, 3(3), 217-27.
  24. Liefert, W. M., & Westcott, P. C. (2016). Modifying agricultural export taxes to make them less market-distorting. Food Policy, 62, 65-77. [DOI:10.1016/j.foodpol.2016.04.001]
  25. Motevaseli, M. (2001). [The role of small industrial workshops in creating employment and regulating the labor market in the industrial sector (Persian)]. Kar va Jame'e, 39, 5-12.
  26. Pakravan, M. R., & Gilanpour, O. (2014). Investigating export potential vision and competitiveness of Iran’s agricultural product in Middle East and North Africa (Persian)]. Journal of Economics and Agricultural Development, 27(1), 51-63.
  27. Peng, X., Marchont M. A., & Reed M. R. (2004). Identifying cocoa using structural Vector Error Correction model (VEC) , Monetary prepared on food prices in china: VEC model Approach paper. Paper Presented at The American Agricultural Economics, Association Annual (AAEA) Meeting, Denver, Colorado, 1-4 August 2004.
  28. Pesaran, M. H., & Shin, Y. (1995). Autoregressive distributed lag modeling approach to cointegration analysis. DAE Working Paper Series, No. 9514. Cambridge: University of Cambridge.
  29. Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of applied econometrics, 16(3), 289-326. [DOI:10.1002/jae.616]
  30. Peyravi, M., & Sabouhi, M. (2007). [The effect of exchange rate fluctuations on export prices of agricultural products (Persian)]. Paper presented at The 6th Iranian Agriculture Economics Conference; Mashhad, Iran, 30 October 2007.
  31. Prasanna, N. (2010). Impact of foreign direct investment on export performance in India. Journal of social sciences, 24(1), 65-71. [DOI:10.1080/09718923.2010.11892838]
  32. Safari, S., Rahmani, M., & Ahmadi, H. (2015). [Effect of exchange rate volatility on agricultural exports (According to agricultural general policies) (Persian)]. Quarterly Journal of the Macro & Strategic Policies, 2(5), 97-109.
  33. Shrestha, M. B., & Chowdhury, K. (2005). ARDL Modelling approach to testing the financial hypothesis. New South Wales: University of Wollongong.
  34. Sonaglio, C. M., Campos, A. C., & Braga, M. J. (2016). Effects of interest and exchange rate policies on Brazilian exports. EconomiA, 17(1), 77-95. [DOI:10.1016/j.econ.2016.01.002]
  35. Tashkini, A. (2006). [Applied econometrics with the help of macrophyte (Persian)]. Tehran: Dibagaran.