تقاضاي واردات در اقتصاد ايران با رويكرد نوينã

دكتر حميد ابريشمي ãã

 

 

 چكيده

مقاله حاضر تقاضاي واردات كوتاه‌مدت و بلندمدت در اقتصاد ايران مبتني بر روش‌هاي هم‌انباشتگي انگل ـ گرانجر، جوهانسن، پسران وشين و فيليپس ـ هنسن را مورد مطالعه قرار مي‌دهد. نتايج حاصله حاكي از آن است كه تئوري استاندارد تقاضاي واردات مبتني بر انواع قيمت‌هاي نسبي و متغيرهاي مقياس، قادر نيست رفتار واردات را در اقتصاد ايران به شيوه رضايتبخشي تبيين نمايد. لذا، از الگوي تقاضاي واردات در شرايط محدوديت‌هاي ارزي براي تصريح معادله تقاضا و تجزيه و تحليل عوامل تعيين‌كننده آن استفاده شده است. كشش درآمدي تقاضاي بلندمدت واردات دركليه تصريحات و رويكردهاي مختلف هم‌انباشتگي و همچنين روش كالمن فيلتر با دقت بالايي نزديك به واحد برآورد مي‌شود، اگرچه كه رفتار ادواري ملايمي را از خود نشان مي‌دهد. كشش درآمدي كوتاه‌مدت بسيار بزرگتر از واحد و حدود 7/5 برآورد شده و دلالت برآن دارد كه اقتصاد ايران قادر به تعديلات ساختاري مورد نياز براي كاهش وابستگي به واردات در بلندمدت بوده است. اگرچه برآورد كشش قيمتي واردات غيردقيق است و طي نمونه دچار بي‌ثباتي مي‌باشد ولي انتظار مي‌رود كه همراهي سياست كاهش ارزش پول با آزادسازي‌هاي تجاري اثرات قابل توجهي بر تقاضاي واردات داشته باشد.

مقدمه

در اين مقاله، عوامل تعيين‌كننده تقاضاي واردات در كوتاه‌مدت و بلندمدت مبتني بر روش‌هاي نوين اقتصادسنجي مورد مطالعه قرار مي‌گيرند. كشش‌هاي قيمتي و درآمدي واردات در بلندمدت مبتني براساس روش هم‌انباشتگي جوهانسن (1988)[1] برآورد شده و سپس، آنها را با نتايج روش‌هاي هم انباشتگي انگل و گرنجر (1987)[2]، ARDL  پسران و شين (1998)[3] و فيليپس – هانسن (1995)[4] براي بررسي حساسيت نتايج نسبت به تكنيك برآورد اقتصادسنجي، مورد مقايسه قرارداده‌اند. به علاوه، ثبات كشش‌ها يا ضرايب بلند‌مدت، با روش كالمن فيلتر (براي رعايت اختصار، اين نتايج گزارش نشده‌اند)[5] مورد توجه قرار گرفته و چگونگي تغيير ضرايب در ارتباط با تحولات اقتصادي طي دوره نمونه، تحليل مي‌گردند. مطابق الگوي نظري فيني و همكارانش (1992)[6] كشش قيمتي در شرايط محدوديت‌هاي ارزي ارتباط معكوس با كنترل‌هاي تجاري دارد. به همين دليل وي بي‌كشش بودن تقاضاي واردات را براي بسياري از كشورهاي در حال توسعه در مطالعه پريچت (1987)[7] به محدوديت‌هاي كمي روي تجارت خارجي نسبت مي‌دهد. اين فرضيه را با تخمين‌هاي حاصل از روش كالمن فيلتر كه تغييرات كشش قيمتي (و درآمدي) را در طول دوره نمونه نشان مي‌دهد، به طور ضمني آزمون خواهد شد.

براي تصريح الگوي نظري واردات، از دو رويكرد استاندارد و تقاضاي واردات در شرايط محدوديت ارزي، استفاده شده است. در كشورهاي در حال توسعه وجود محدوديت ذخاير ارزي، سياست‌هاي دولت را در جهت محدود ساختن واردات سوق مي‌دهد. كنترل‌هاي ارزي، نرخ ارز و محدوديت‌هاي مقداري كه به طور مستقيم و غيرمستقيم بر حجم واردات اثر مي‌گذارد، نقش تعيين‌كننده در جريانهاي تجاري اين كشورها داشته است. لذا در بسياري از مطالعات از جمله همفيل (1984)[8]، خان ونايت
(1988)[9]، موران (1989)[10] تقاضا براي واردات، منحصراً براساس ذخاير ارزي و يا تركيبي از ذخاير ارزي و قيمت‌هاي نسبي و درآمد تصريح مي‌گردد. در مطالعه حاضر، ابتدا الگوي استاندارد براي تبيين نوسانات واردات در ايران مورد استفاده قرار مي‌گيرد; سپس، با اشاره به محدوديت‌هاي الگوي پيش گفته، از جمله عدم وجود هم انباشتگي ميان متغيرهاي آن و رضايتبخش نبودن برازش حاصله، الگوي تقاضاي واردات در شرايط محدوديت‌هاي ارزي بررسي مي‌گردد. همانطور كه ملاحظه خواهد شد، الگوي مذكور قادر است تحولات واردات را در كوتاه‌مدت و بلندمدت در طول دوره نمونه به نحو مطلوبي توضيح دهد.

1. الگوي استاندارد تقاضاي واردات

در اين تحقيق، از الگوي جانشيني غيركامل كه در آن واردات و توليدات داخلي جانشين غيركامل يكديگر محسوب مي‌شوند، براي برآورد پارامترهاي تابع تقاضاي واردات بلندمدت و كوتاه‌مدت استفاده مي‌گردد. با فرض همگني از درجه صفر، شكل عمومي تابع تقاضاي واردات به صورت زير است.[11]

M_t = F (Y_t, PR_t)(1)                                                                                                 

M_t عبارت است از حجم واردات، Y_t درآمد حقيقي و PR_t قيمت نسبي واردات بوده كه از نسبت شاخص قيمت واردات (PM) به شاخص قيمت داخلي (PD) به دست مي‌آيد. ايتالينر (1987)[12] واردات را به صورت تابعي از حاصلضرب متغيرهاي توضيحي مربوطه با حل مسأله حداقل كردن هزينه‌ها استخراج مي‌نمايد. آزمونهاي تجربي نيز براساس تبديلات باكس – كاكس[13] تصريح خطي – لگاريتمي در مقابل ساير تصريحات را پذيرفته‌اند.[14]

در ادبيات مربوط به كشورهاي در حال توسعه، توجه خاصي به الگوسازي اثر محدوديت‌هاي كمي برتقاضاي واردات شده است. خان (1974) با اين فرض كه محدوديت‌هاي وارداتي به صورت همبستگي سريالي در طول زمان تغيير مي‌كند، اثر آن را با فرايند خودهمبستگي جملات اخلال در الگو كنترل نمود. محققين ديگر، از شاخص‌هاي دسترسي به ارز مانند ذخاير يا دريافتي‌ها ارزي براي اندازه‌گيري تمايل دولت به اعمال كنترل‌هاي وارداتي استفاده نموده‌اند.[15] براي مثال، همفيل (1984)، چويو و همكاران
(1983) و موران (1988) با اين فرض كه سياستگذاران، عرضه ارز را به طور كامل كنترل مي‌كنند، با حداقل كردن يك تابع هزينه شامل مربع انحرافات ذخاير ارزي و واردات از سطوح تعادلي بلندمدت و همچنين مربع تغييرات كوتاه‌مدت واردات، تقاضاي واردات  را به سطوح ذخاير و دريافتهاي ارزي و متغيرهاي الگوي استاندارد (قيمت نسبي و سطح فعاليت اقتصادي) مرتبط مي‌سازند. البته رويكرد مذكور به لحاظ آنكه كشش‌هاي برآورد شده را نمي‌توان به هنگام تغيير رژيم تجاري استفاده نمود مورد انتقاد قرار گرفته است[16]. به علاوه، لحاظ كردن شاخص دسترسي به ارز در تابع واردات دربرخي موارد منجر به كاهش دقت برآورد برخي پارامترها (كشش‌هاي درآمدي و قيمتي) شده به طوريكه ضرايب آنها ديگر به لحاظ آماري معني‌دار نبوده است. ضمناً بايستي توجه داشت كه ذخاير خارجي الزاماً برونزا نبوده و در صورت نياز بايد به طور همزمان با معادلات واردات الگوسازي و برآورد شود.

بردار متغيرها براي تجزيه و تحليل‌هاي هم انباشتگي، در مرحله اول، شامل واردات حقيقي دلاري (M)، تقاضاي نهايي حقيقي (Y_D)، شاخص قيمت وارداتي (PM)، شاخص قيمت خرده‌فروشي (CPI) مي‌گردد. واردات حقيقي دلاري از نسبت واردات دلاري (كالا) به شاخص قيمت كشورهاي OECD كه براي تغييرات ارزش دلار بر حسب SDR تعديل شده به دست مي‌آيد، تقاضاي نهايي حقيقي مجموع توليد غيرنفتي حقيقي و واردات حقيقي تعريف مي‌شوند. شاخص قيمت وارداتي نيز از حاصل ضرب نرخ ارز بازار موازي (E) در شاخص قيمت صادرات جهاني به دست مي‌آيد[17]. براي افزايش حجم نمونه و آشكار ساختن پويايي‌هاي الگو از داده‌هاي فصلي متغيرها براي دوره (1376:4-1350:1) استفاده مي‌گردد و ازتبديلات لگاريتمي متغيرهاي مذكور در الگو استفاده شده است كه با
حروف كوچك نمايش داده مي‌شوند. بدين ترتيب، بردار متغيرها در اين مرحله به صورت
(m, yd, pm, cpi) انتخاب مي‌شود كه در آن قيمت وارداتي به صورت pm = e + p^* تعريف شده است.

2. برآورد تقاضاي بلندمدت واردات در الگوي استاندارد

اگر چه كليه متغيرها درالگوي استاندارد (cpi، Pm،Yd وm ) ناپايا و داراي يك ريشه واحدند (نتايج آزمون براي رعايت اختصار ذكر نشده است) اما تئوري تقاضاي واردات دلالت بر وجود يك رابطه تعادلي با ثبات ميان متغيرهاي تقاضاي مذكور دارد، لذا به رغم ناپايا بودن متغيرهاي الگو، تئوري اقتصادي مستلزم پايا بودن تركيب خطي آنها در تابع تقاضاي واردات مي‌باشد. تكنيك هم‌انباشتگي ، ابزاري براي آزمون فرضيه مذكور به دست مي‌دهد. در روش جوهانسن رابطه (يا روابط) تعادلي بلندمدت از يك الگوي خود‌رگرسيون برداري يا VAR استخراج مي‌شوند، به دليل فصلي بودن داده‌ها از متغيرهاي مجازي فصلي يا SC[18] براي كنترل اثرات فصلي استفاده شده است. برآورد الگوي VAR مستلزم تعيين طول وقفه بهينه مي‌باشد. براي اين منظور، براساس معيارهاي اطلاعات آكائيك (AIC)[19]، معيار بيزين شوارتز (SBC)[20] و آزمون نسبت درستنمايي و همچنين آزمون نسبت درستنمايي تعديل شده كه معمولاً نتايج بهتري در نمونه‌هاي كوچك به دست مي‌دهد، طول وقفه بهينه براساس دو معيار اول  عبارت از 2، و براساس آزمون نسبت درستنمايي 5 است. آزمون نسبت درستنمايي تعديل شده در سطح 5 درصد طول وقفه را 2 و در سطح 10 درصد 4 انتخاب مي‌كند.

تخمين روابط تعادلي بلندمدت و همچنين نتايج آزمون‌هاي هم انباشتگي به ازاي طول وقفه‌هاي 5 و 4 و 3 و 2 = P در جدول (1) ارايه شده است.

براي آزمونهاي هم انباشتگي و تعيين تعداد روابط بلندمدت، از آماره‌هاي آزمون نسبت درستنمايي تريس[21] و ماكزيمم مقدار ويژه[22] استفاده شده است. مقادير بحراني نيز براي تعيين نتيجه آزمون يا تعداد بردارهاي هم انباشتگي 5 درصد مي باشد.

جدول 1 ـ تخمين روابط تعادلي بلندمدت مربوط به تابع تقاضاي واردات استاندارد به ازاي طول وقفه‌هاي مختلف

* معني‌دار در سطح اهميت 5 درصد

** معني‌دار در سطح اهميت 1 درصد

براساس جدول (1)، آزمونهاي هم انباشتگي مبني بر وجود روابط تعادلي بلند‌مدت ميان متغيرهاي دستگاه برخلاف پيش‌بيني تئوري تقاضاي استاندارد واردات در كليه وقفه‌ها رد مي‌شود. اين نتيجه مي‌تواند ناشي از شكل تبعي غلط، حذف متغيرهاي مربوط و يا ديگر خطاهاي تصريح باشد. اما در ادبيات معادلات تجاري، تغيير محدوديت‌هاي كمي وارداتي (و صادراتي) در طول دوره نمونه و رويه‌هاي تجاري بي‌ثبات، دليل اصلي رد فرضيه هم‌انباشتگي شناخته شده است بطوريكه الگوي استاندارد بدون كنترل اثر محدوديت‌هاي مذكور قادر نيست رفتار واردات را توضيح دهد . فيني و همكاران (1992) براساس يك الگوي نظري نشان مي‌دهند كه پارامترهاي تابع تقاضاي واردات، به اندازه كنترل‌هاي وارداتي تغيير مي‌كنند. به علاوه، در مطالعه تجربي آنها از 50 كشور درحال توسعه، بيشترين بي‌ثباتي توابع تقاضاي واردات مربوط به كشورهاي صادركننده نفت (OPEC) بوده است.

ضريب واردات به عنوان قاعده نرمالسازي [23] برابر با 1- قرار گرفته‌است. بدين ترتيب، مي‌توان ضرايب ydو pm و cpi را به عنوان كشش درآمدي وكشش‌هاي قيمت وارداتي و داخلي تفسير كرد. كشش درآمدي (بلندمدت) هر چند در وقفه‌هاي 5 و 2 = p به طور قابل توجهي بيشتر از واحد و در وقفه 4 = p كمتر از واحد برآورد مي‌شود اما به لحاظ آماري تفاوت معني‌داري ازواحد ندارند. بطور مثال، براي 4 = P آماره آزمون فرضيه β₂ = β₃ و
 1 =H₀ : β₁  يعني واحد بودن كشش درآمدي و همگني قيمت‌هاي داخلي و وارداتي
(218/0)042/3 = (2)x² بوده كه با توجه به سطح اهميت نهايي ارايه شده در پرانتز پذيرفته مي‌شود. كشش‌هاي قيمتي (بلندمدت) علامت مورد انتظار را دارند. به علاوه، اين موارد به طور معني‌داري كمتر از واحد برآورد مي‌شوند. برآورد ضريب (1-) ecm يا ضريب تعديل [24] كه در سطر ششم جدول مذكور ارايه شده است، سرعت تعديل واردات را نسبت به عدم تعادل دستگاه يا انحراف از رابطه تعادلي بلندمدت (واردات) اندازه‌گيري مي‌كند.

تئوري استاندارد مستلزم پايا بودن جمله تصحيح خطا يا ecm است. نتايج آزمون‌هاي مذكور نيز كه در جدول (1) تحت عنوان تعداد روابط بلندمدت ارايه شده است، دلالت بر رد فرضيه هم انباشتگي يا پايا بودن ecm دارد . به‌رغم نتايج پيش‌گفته، ضرايب ecm (يعني α) در معادلات (كوتاه‌مدت) واردات منفي و معني‌دار است، به اين مفهوم كه واردات نسبت به انحراف آن از رابطه تعادلي بلندمدت تصحيح مي‌شود. به علاوه، تخمين ضرايب تعديل نسبتاً بزرگ بوده به طوري‌كه در تمامي موارد بيش از يك چهارم عدم تعادل دوره قبل با تغييرات واردات به سمت مقدار تعادلي آن رفع مي‌گردد.

نتايج آزمون همگني بلندمدت نسبت به قيمت‌ها (β₂=β₃)  درجدول (1) سطر هشتم نشان داده شده است. آزمون مذكور از آماره نسبت درستنمايي استفاده نموده كه داراي توزيع چي ـ دو و درجه آزادي واحد يعني (1) مي‌باشد.

نتيجه آزمون فرضيه همگني مطابق انتظار در تمامي موارد (‌به استثناي وقفه 1 = p و تنها در سطح اهميت 5%) پذيرفته شده است.

نتايج حاصله حكايت از برون‌زايي ضعيف متغيرهاي yd،pm و cpi براي پارامترهاي بلندمدت دستگاه دارد. بعبارت ديگر براي برآورد پارامترهاي بلندمدت تقاضاي واردات، نيازي به الگوسازي  yd ، pm و cpi نيست. لذا مي‌توان پارامترهاي توابع بلندمدت و كوتاه‌مدت واردات را مشروط بر متغيرهاي الگو نشده برآورد نمود، بدون آنكه لطمه‌اي به خواص سازگاري ضرايب و كارايي استنباطهاي آماري وارد شود. نتايج آزمونهاي هم‌انباشتگي و تخمين ضرايب بلندمدت تابع تقاضاي واردات در جدول (2) ارايه شده است. نتايج حاصله در اكثر موارد تفاوت محسوسي با حالت قبل (بدون لحاظ كردن فروض برونزايي) ندارد. كشش درآمدي نزديك به واحد بوده و كشش‌هاي قيمتي به طور معني‌داري كمتر از واحد هستند. فرضيه همگني بلندمدت نسبت به قيمتها نيز پذيرفته مي‌شود. مانند قبل، از ميان متغيرهاي الگو تنها yd علت گرنجري m در كوتاه‌مدت محسوب مي‌گردد. متغيرهاي pm و cpi قادر به پيش‌بيني رفتار كوتاه‌مدت m نيستند. تنها تفاوت محسوس تفسير در نتايج آزمون هم‌انباشتگي است. درواقع فرضيه هم‌انباشتگي در حالتي كه pm ، yd و cpi الگو شده و برونزاي ضعيف براي واردات محسوب مي‌گردند، پذيرفته مي‌شود. لذا مي‌توان يك رابطه تعادلي باثبات ميان واردات و عوامل تعيين‌كننده آن در بلندمدت مطابق الگوي استاندارد قائل شد. متاسفانه، نتيجه حاصله براي ساير وقفه‌ها (5 و 3 و 2 = p) برقرار نيست (براي اختصار از ارايه آنها خودداري مي‌گردد). لذا فرضيه هم‌انباشتگي ميان متغيرهاي الگوي استاندارد تقاضاي واردات را به سختي مي‌توان پذيرفت. در هر صورت، براساس مباحث مطروحه متغيرهاي الگوي استاندارد قادر به تبيين رفتار واردات (كوتاه‌مدت وبلندمدت) به شيوه‌اي رضايتبخش نيستند.

 

جدول 2 ـ تجزيه و تحليل هم‌انباشتگي واردات با متغيرهاي الگو نشده cpi, pm,yd

* اعداد داخل پرانتز در پايين ضرايب خطاهاي معيار مي‌باشند.اعداد داخل پرانتز روبروي مقادير آماره آزمون، سطوح اهميت نهايي را نشان مي‌دهند.

در مقايسه، نتايج روشهاي غيرسيستمي انگل گرنجر، ARDL  پسران و شين (1998) و فيليپس ـ هنسن، نيز به طور كيفي تقارن با  روش سيستمي جوهانسون ندارند كه براي رعايت اختصار از درج جدول مذكور خودداري شده است.

3. برآورد تقاضاي واردات در شرايط محدوديت ارز خارجي

در مطالعه پريچت (1987)[25]، براي حدود 40 درصد كشورهاي در حال توسعه هيچ رابطه باثباتي ميان واردات، با درآمد و قيمتهاي نسبي وجود نداشت كه بيانگر اين است كه عوامل ديگري در تعيين تقاضاي واردات كشورها موثر بوده‌اند. محدوديتهاي كمّي روي واردات يكي از اين عوامل تشخيص داده شده‌اند. با اين فرض كه اندازه محدوديتهاي كمّي رابطه منفي با دسترسي يك كشور به ارز دارد، عموماً ذخاير يا دريافتهاي ارزي به عنوان جانشين محدوديتهاي ارزي، به طور مستقيم در معادله تقاضاي واردات لحاظ شده است. تجزيه و تحليل هم انباشتگي براي الگوي استاندارد تقاضاي واردات در اقتصاد ايران نيز حاكي از آن بوده است كه درآمد (تقاضاي حقيقي) و قيمتهاي نسبي به تنهايي قادر نيستند نوسانات واردات را در طي دوره نمونه توضيح دهند. آزمونهاي هم‌انباشتگي در اغلب موارد رد شده و ضريب تعيين R² براي الگوي تصحيح خطاي كوتاه‌مدت به طور غيرقابل قبولي پايين (كمتر از 50 درصد) به دست مي‌آيد. نتيجه مذكور دور از انتظار نبوده و نشان مي‌دهد كه سياستگذاران اقتصادي به هنگام افزايش محدوديتهاي ارزي با تغييرات نرخ ارز يا وضع محدوديتهاي تعرفه‌اي و غيرتعرفه‌اي واردات را كنترل نموده‌اند. به منظور لحاظ كردن كنترلهاي وارداتي در الگوي تقاضاي واردات، به پيروي از ادبيات موجود، متغير نسبت ذخاير ارز خارجي (نظام بانكي) به واردات (r)، به عنوان جايگزيني از اثرات مذكورمورد استفاده قرار مي‌گيرد. از آن جا كه ذخاير خارجي نظام بانكي در برخي دوره‌ها منفي بوده و لگاريتم آن قابل محاسبه نيست، لذا به منظور پايا كردن اين متغير ( ذخاير خارجي) واريانس آن به واردات (r)به عنوان جايگزيني از اثرات مذكور مورد استفاده قرار مي‌گيرد. نسبت مذكور تعداد دوره‌هايي است كه ذخاير نظام بانكي را مي‌توان براي واردات مورد استفاده قرار داد. اين متغير مانند ديگر متغيرها، ناپايا و انباشته از درجه واحد مي‌باشد لذا بردار متغيرهاي دستگاه عبارت است از:

rpm = pm -cpi لگاريتم قيمت نسبي واردات است. در واقع، به دليل همخطي شديد ميان قيمت‌هاي داخلي و وارداتي، بدون اعمال قيد مذكور، دقت برآوردها به طور قابل ملاحظه‌اي كاهش مي‌يابد. به علاوه، در الگوي استاندارد هرچند فرضيه همگني نسبت به قيمت‌ها درموارد معدودي پذيرفته نشد اما در تمامي تصريحات، برآورد ضرايب قيمت‌هاي داخلي و وارداتي تا اندازه زيادي قرينه يكديگر (دربلندمدت) به دست آمد. لذا به پيروي از اكثر مطالعات تجربي موجود، قيد همگني در بلند مدت و كوتاه مدت اعمال مي‌گردد.

مانند قبل، از معيارهاي SBC, AIC  و آزمونهاي نسبت درستنمايي براي طول وقفه‌هاي مختلف استفاده شده است كه براي رعايت اختصار از درج جدول خودداري مي‌شود.

جدول (3) برآورد  روابط تعادلي بلندمدت يا بردارهاي هم‌انباشته‌كننده را به ازاي طول وقفه‌هاي 5 و 4 و 3 و 2 =p نشان مي‌دهد. همانطور كه ملاحظه مي‌گردد، آزمون‌هاي هم‌انباشتگي در كليه وقفه‌ها (برخلاف الگوي استاندارد) وجود يك رابطه تعادلي بلندمدت را تاييد مي‌كند. براي اين منظور، از آماره‌هاي تريس و ماكزيمم مقدار ويژه استفاده شده است. هر دو آماره مذكور، رابطه تعادلي بلندمدت را براي تابع تقاضاي واردات آنطور كه تئوري تقاضاي واردات موران (1988) در شرايط محدوديت‌هاي ارزي پيش‌بيني كرده، مي‌پذيرند. لذا نقش ذخاير ارزي براي تبيين رفتار تقاضاي واردات بسيار با‌اهميت تلقي مي‌شود.

جدول 3 ـ تخمين روابط تعادلي بلندمدت مربوط به تابع تقاضاي واردات با محدوديت ارزي در طول وقفه‌هاي مختلف