عوامل موثر بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای حوزه اکو

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی دانشگاه تربیت مدرس

2 استادیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه تربیت مدرس

3 کارشناس موسه پژوهشهای برنامه ریزی اقتصاد کشاورزی و توسعه روستایی

چکیده

در این مقاله  با استفاده از رهیافت داده های تابلویی، عوامل موثر بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای حوزه اکو در بین سال‌های 1992 تا 2010 مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج نشان می‌دهد متغیرهای شاخص قیمت صادراتی، تولید ناخالص ملی و نرخ ارز اثر مثبت و نوسانات نرخ ارز و جمعیت کشورها اثر منفی بر روی صادرات محصولات کشاورزی دارند. بنابراین انتظار می‌رود افزایش تولید ناخالص ملی و نرخ ارزو کاهش نوسانات نرخ ارز، باعث رونق صادرات محصولات کشاورزی شود.

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

بخش کشاورزی یکی از بخش­های مهم اقتصادی است و بررسی ارتباط میان عوامل موثر بر صادرات این بخش، از اهمیت زیادی برخوردار است، این بخش علاوه برتأمین امنیت غذایی، نقش مؤثری درتوسعه اقتصادی، اشتغال وصادرات غیر‌نفتی کشوردارد. ایران نیزازاین قاعده مستثنی نبوده و بخش کشاورزی در این کشورازاهمیت خاصی برخوردارمی‌باشد و همواره نقش چشم‌گیری درصادرات غیر‌نفتی داشته‌است (خلیلیان و فرهادی، 1381: 3). از طرف دیگر وابستگی متقابل میان کشورهای دنیا، موجب گسترش تجارت میان آن­ها گردیده است. در نتیجه، مطابق با نظریه­های­تجارت، اگر کشوری موانع تجاری خود را کاهش دهد، منافع اقتصادی حاصل از آن، نه به سایر کشورها، که به خود آن کشور نیز خواهد رسید، زیرا در سایه تجارت آزاد، مصرف کنندگان به کالای بهتر و ارزان­تر دسترسی پیدا می­کنند و تولیدکنندگان نیز تحت فشار رقابت، کارایی بهتری پیدا می­کنند (ابریشمی و مهرآرا، 1385: 2). از طرفی، صادرات به عنوان موتور محرک رشد اقتصادی شناخته می­شود و در شرایط کنونی، حضور در بازارهای جهانی امری اجتناب ناپذیر است. از طرفی بالا بردن توان صادراتی باعث افزایش تولید ناخالص داخلی، اشتغال و بهبود کیفیت کالاهای تولیدی می­شود و همچنین می­تواند تراز پرداخت­ها را بهبود ببخشد (زواره، 1382: 2).

معرفی کشورهای عضو اکو:سازمان همکاری اقتصادی (ECO)[1] یک سازمان اقتصادی منطقه‌ای است. سه کشور ایران، پاکستان و ترکیه در سال1962نخستین بار این سازمان را پایه‌ریزی کردند. این سازمان در ابتدا با نام «آر سی دی» آغاز به کار کرد. پس از انقلاب در ایران، کار سازمان با وقفه مواجه شد و در سال ۱۳۶۴با نام «اکو» حیات خود را از سر گرفت. پس از فروپاشی شوروی، در سال ۱۳۷۲کشورهای افغانستان، جمهوری آذربایجان، قزاقستان، ترکمنستان، قرقیزستان، ازبکستان، و تاجیکستان نیز به سازمان اکو پیوستند. این سازمان هم‌اکنون با ده عضو، حدود ۳۳۰ میلیون نفر جمعیت و ۸،۶۲۰،۶۹۷ کیلومتر مربع وسعت کشورها، امکانات نفت، گاز و صنعت را در اختیار دارد. ارزش صادرات کشاورزی در این کشورها در سال 2010 بیش از 25 میلیارد دلار بوده است، که نشان­دهنده جایگاه ویژه کشاورزی در صادرات این کشورها می­باشد. بیشترین ارزش صادراتی متعلق به ترکیه با 8/11 میلیارد دلار و کمترین آن متعلق به ترکمنستان با 218 میلیون دلار است. صادرات کشاورزی ایران در این سال بیش از 4/5 میلیارد دلار بوده است، که از این لحاظ دومین جایگاه را در بین این کشورها دارد (2010IMF & FAO,).

در جهان امروز که همکاری‌های منطقه‌ای و یکپارچگی منطقه­ای به مثابه تجربه‌ای کوچک از آزادسازی اقتصادی در دستورکار بسیاری از دولت­ها قرار گرفته است، سازمان همکاری اقتصادی به لحاظ پتانسیل‌های اقتصادی و منابع غنی و سرشار مهم‌ترین سازمان همکاری در منطقه محسوب می‌شود، که ایران نیز عضو آن است. بررسی وضعیت اقتصادی کشورهای عضو نشان می‌دهد که بخش کشاورزی سهم عمده‌ای در تولید ناخالص داخلی و درآمدهای صادراتی آن‌ها دارد و نسبت قابل توجهی از جمعیت فعال این کشورها در بخش کشاورزی اشتغال دارند. بنابراین، این بخش به‌ویژه تجارت خارجی آن از اهمیت کلیدی برخوردار است و می‌تواند نقش تعیین کننده‌ای در تعیین جهت و موقعیت کلی توسعه‌ی اقتصادی اعضا داشته باشد.

در ادامه ادبیات تحقیق و سیر زمانی تکامل مقالات در رابطه با عوامل موثر بر صادرات نفتی در داخل و خارج از کشور آورده شده است. در بخش سوم مواد و روش­هایی که در تحقیق مورد استفاده قرار گرفته، توضیح داده شده و در بخش چهارم نیز نتایج حاصل از تخمین تابع صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای اکو آورده شده است. در نهایت نیز پیشنهادهایی در جهت بهبود شرایط داده شده است.

 

2. ادبیات تحقیق

مطالعات گوناگونی در مورد عوامل موثر بر صادرات غیرنفتی در داخل و خارج انجام گرفته است. نوفرستی و عرب مازار (1372) نرخ ارز و تولید ناخالص داخلی را بر روی صادرات غیرنفتی موثر می­دانند، همچنین پاکدامن (1377) علاوه بر متغیرهای اقتصادی، متغیرهای اجتماعی، سیاسی و حقوقی را هم بر صادرات اثر گذار می­داند. با این حال طیبی و فرهادی کیا (1379) در مطالعه خود به این نتیجه می­رسند که چون در ایران همواره تضعیف پول ملی از طریق سیاست­های پیمان ارزی، نرخ­های متعدد ارز و... شکل گرفته است، بدین ترتیب کلیه تسهیلات، تشویق­ها و محدودیت­های ریالی و غیر ریالی به صادرکننده، جملگی در نرخ ارز تاثیر گذاشته و باعت تغییر در صادرات می­شوند.

هژبر کیانی و نیک اقبالی (1379) نرخ ارز و نوسانات آن را بر روی صادرات محصولات کشاورزی اثرگذار می­دانند. خلیلیان و فرهادی (1381) نیز قیمت­های نسبی، تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز و مصرف داخلی را بر روی صادرات محصولات کشاورزی موثر می­دانند. شاکری(1383) علاوه بر نرخ ارز و نرخ تورم، بهره­وری نیروی­کار و میزان رقابت پذیری را نیز در صادرات غیرنفتی دخیل می­داند. ابریشمی و مهرآرا (1385) آزادسازی تجاری را بر روی صادرات غیرنفتی موثر می­دانند، به علاوه کرمی و زیبایی (1387) علاوه بر نرخ ارز و درآمد خارجیان، نوسانات نرخ ارز را نیز بر روی صادرات محصولات کشاورزی اثرگذار می­داند. همچنین ابریشمی و همکاران (1388) علاوه بر شاخص­های جهانی شدن، درآمد جهانی، تولید ناخالص ملی، نرخ ارز حقیقی، بهروه­وری، تورم و درآمدهای نفتی را بر روی صادرات اثر گذار تشخیص داده­اند.

در مطالعات خارجی محققان عوامل گوناگونی را بر صادرات محصولات کشاورزی موثر می‌دانند. برای مثال ‌خان (1979) عواملی مانند ارزش صادرات، قیمت جهانی، درآمد داخلی، درآمد واقعی را بر روی صادرات موثر می‌داند. از طرف دیگر پسران (1984 و 1997) عواملی مانند قیمت داخلی کالاهای تولید شده، قیمت جهانی کالاها و نرخ ارز را بر روی صادرات موثر می‌داند، و یا باند[2] (1987) صادرات را تابعی از نرخ ارز، قیمت‌ها و درآمد می‌داند. از طرفی به اعتقاد اسکویی و همکاران (2001)،  افزایش در هزینه های تجارت نیز یکی از عوامل کاهش در صادرات است.

  با بررسی مطالعات تین برگن[3] (1962)، اندرسون[4] (1979)، برگ استراند[5] (1985)، فرانکل[6] (1993) و دیدرروف[7] (1995) می­توان بیان نمود که نرخ ارز واقعی، جمعیت و درآمد کشورهای واردکننده، نرخ تعرفه و فاصله بین کشورها از مهمترین عوامل تعیین کننده صادرات غیر نفتی به شمار می­آیند. کلیرجان[8] (2007 و 2010) نیز عوامل فوق رو بر روی صادرات غیر نفتی موثر دانسته است. همچنین خان و کلیرجان (2011) نیز علاوه بر متغیرهای فوق، هزینه­های تجارت را نیز در صادرات غیرنفتی دخیل می­دانند.

در این مطالعه نقش عوامل گوناگون بر روی صادرات محصولات کشاورزی مورد بررسی قرار می­گیرد و با توجه به محدودیت داده­ها سعی شده است از بیشترین متغیرهای مهم در تخمین مدل استفاده شود که در ادامه به تفصیل بیان می­گردد.

­­­­­

3. مواد و روش­ها

دراین مطالعه ازروش داده­های تابلویی[9] استفاده می­شود. داده­های تابلویی، محیط بسیار مناسبی برای گسترش روش­های تخمین و نتایج نظری فراهم می­کنند و محققان قادر به استفاده از داده­های مقطعی و سری زمانی برای بررسی مسایلی به کار می­روند که امکان مطالعه آن­ها در محیط­های فقط مقطعی یا فقط سری­زمانی وجود ندارد. روش داده­های تابلویی، روشی برای تلفیق داده­های مقطعی و سری­زمانی است (بالتاجی[10]، 2005: 48):

(1)

 

که در این رابطه، جزء اخلال دارای توزیع نرمال است و بازای آن تمام iها و tها مستقل از  می­باشند. برای این منظور ابتدا بایستی بررسی نمود که آیا ناهمگنی یا تفاوت­های مقطعی وجود دارد یا خیر؟ در صورت وجود ناهمگنی از روش داده­های تابلویی و در غیر این صورت از روش حداقل مربعات معمولی (OLS)[11] جهت تخمین مدل استفاده می­شود.ها نیزکه بیان کنندة اثرات مقطعی یا ناهمگنی­ها در کشورها هستند، در قالب اثرات تصادفی[12] یا اثرات ثابت[13] ظاهر می­شوند و در مقایسه با روش حداقل مربعات معمولی (OLS)، در قالب فرضیه زیر مورد ارزیابی قرار می گیرند: 

 

حداقل یکی ازها مخالف صفر است:

 به منظور آزمون فرضیه های فوق، از آماره  به صورت زیر استفاده می شود:

 

(2)

 

 

که در آن RRSS[14] مجموع مجذورات پسماندهای مقید (داده­های تابلویی)، SRSS[15] مجموع مجذورات پسماندهای غیرمقید (داده­های تلفیقی )، N تعداد کل کشورها، T تعداد مشاهدات زمانی و K تعداد پارامترهای مورد برآورد است.

چنانچه در رابطه فوق،F  محاسباتی ازF جدول با درجه آزادی­های N-1 و NT-N-K در ناحیه بحرانی  بزرگتر باشد، فرضیه  رد شده و بنابراین مدل داده­های تابلویی صحیح می­باشد، به طوری که ناهمگنی یا اثرات مقطعی قابل مشاهده است. اما چنانچه F محاسباتی از F مربوطه در جدول کوچکتر باشد، آنگاه نمی­توان فرضیه  را رد کرد. بنابراین، می­توان نتیجه گرفت که ناهمگنی یا اثرات فردی وجود ندارد و باید مدل رگرسیونی از طریق روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برآورد شود. برای انتخاب بین مدل­های اثرات ثابت و اثرات تصادفی، از آزمون هاسمن[16] استفاده می­شود که این آزمون به صورت زیر است:

(3)

 

به طوری که در آن  دارای توزیع بادرجه آزادی R است.  ماتریس واریانس- کوواریانس برای ضرایب مدل اثرات ثابت  و ماتریس کوواریانس ضرایب مدل اثرات تصادفی  می­باشد. چنانچه  و همبسته باشند،  و می­توانند به طور معنا­داری متفاوت بوده و این انتظار وجود دارد تا این امر در آزمون منعکس شود. درآزمون هاسمن، تایید فرضیة بیانگر انتخاب روش اثرات تصادفی و عدم تایید آن بیانگر انتخاب روش اثرات ثابت است.

در نهایت مدلی که برای صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای حوزه اکو به کار برده شده است، به صورت زیر است:

(4)

 

که در این رابطه، i نشان دهنده کشور و t نشان دهنده زمان است.Ax نشان دهنده میزان صادرات محصولات کشاورزی،Pop جمعیت، Gnp تولید ناخالص ملی به قیمت ثابت سال 2000، RER نرخ ارز واقعی، GRER مقدار نوسانات نرخ ارز حقیقی و EXI شاخص قیمت کالاهای صادراتی هر یک از کشورهای عضو اکو می­باشد.

معادله فوق در دو حالت ایستا و پویا و به صورت لگاریتمی تخمین زده می­شود. برای تخمین پویا از روش تعیمم یافته گشتاورها (GMM) که توسط آرلانو-­بوند، آرلانو-بور، نیوی و رسن و ولتز وایکن توسعه داده شده استفاده شده است. برای رفع همبستگی متغیر باوقفه و سایر متغیرهای توضیحی از ماتریس ابزارها استفاده می­شود که آرلانو- بوند تخمین زن GMM دو مرحله­ای را ارایه می­دهند.

    اندازه­گیری نوسانات نرخ ارز (عدم اطمینان): عدم اطمینان، تغییرات غیر قابل پیش­بینی در یک متغیر اقتصادی است، که چون نمی­توان این تغیییرات را در آینده پیشی­بینی کرد، می­تواند تأثیرات زیادی را بر سایر متغیرهای اقتصادی بگذارد. از روش GARCH (واریانس ناهمسان شرطی خود توضیح تعمیم یافته)[17] برای به دست آوردن نا اطمینانی متغیرهای سری زمانی استفاده می­شود. در این مدل، واریانس شرطی بر اساس اطلاعات دوره قبل و خطای پیش بینی گذشته تغییر کرده و نشان دهنده نااطمینانی می­باشد.

مدل رگرسیونی [18]ARCH مطرح شده توسط انگل[19] به طور مشخص بین واریانس شرطی و غیرشرطی تفاوت قائل شده و واریانس شرطی را تابعی از خطاهای گذشته فرض کرده است. بولرسلو[20] (1986)، با افزایش میزان انعطاف پذیری و مجموعه اطلاعات ARCH، علاوه بر جملات خطا، وقفه های خود واریانس شرطی را نیز وارد مدل می­کند. مدل ناهمسان واریانس شرطی تعمیم یافته توسط بولرسلو به صورت زیر است (اندرس، 2007):

(5)

 

با توجه به رابطه (5) و پایای فرآیند گارچ، میانگین و واریانس غیرشرطی  به صورت زیر در می­آید:

(6)

 

بنابر این برای یک فرآیند پایای GARCH(p,q) واریانس غیرشرطی  مقدار ثابت، در حالی که واریانس شرطی در طول زمان ثابت است.

ساده­ترین مدل گارچ، مدل GARCH(1,1) است که برای نرخ ارز به صورت زیر تعریف     می­شود:

(7)

 

حال در صورت وجود اثرات آرچ و ناهمسانی واریانس در رابطه فوق، می­توان از آن به عنوان ابزاری برای ریسک حاصل از نوسانات بهره برد. برای به دست آوردن مناسبترین مدل ARCH یا GARCH از معیارهای آکائیک (AIC) و شوارتز- بیزین (SBC) استفاده می­شود. برای استخراج شاخص نااطمینانی نرخ ارز واقعی از طریق الگوی GARCH، ابتدا باید مدل اولیه برای تبین رفتار نرخ ارز برآورد شود، که برای این منظور با توجه به نمودار همبسنگی نگار، از مدل ARIMA استفاده می­شود.

 

 

4.­­ بحث و نتایج

قبل از شروع تخمین بایستی ایستایی متغیرهای مورد نظر بررسی گردد.[21] برای این کار از آزمون دیکی فولر تعمیم­یافته (ADF) استفاده شده است[22]. داده های مورد نیاز از سایت FAO و IMF گردآوری شده و برای به دست آوردن نوسانات نرخ­ارز حقیقی هم از روش­های نا­اطمینانی واریانس بهره گرفته شده است. در جدول (1) نوع واریانس شرطی که برای هر کشور تخمین زده شده، قابل مشاهد می­باشد که بعد از تخمین آن میزان نوسانات با توجه به آن استخراج گردیده است. البته برای پرهیز از طولانی شدن مطلب، فقط نوع معادلات آورده شده است:

 

                جدول1. نوع واریانس ناهمسانی استفاده شده برای تخمین نوسانات نرخ ارز حقیقی برای هر کشور

نام کشور

آذربایجان

ایران

قزاقستان

قرقیزستان

پاکستان

واریانس ناهمسانی

GARCH

(1,1)

GARCH

(0,1)

GARCH

(0,1)

GARCH

(1,1)

GARCH

(1,0)

نام کشور

تاجیکستان

ترکیه

ترکمنستان

ازبکستان

 

واریانس ناهمسانی

GARCH

(1,0)

GARCH

(1,1)

GARCH (1,1)

GARCH (1,0)

منبع: یافته­های تحقیق

 

 

حال با توجه به هر یک از معادلات بالا و برای هر کشور، متغیر نوسانات نرخ ارز حقیقی استخراج می­گردد. در ادامه، قبل از تخمین معادله، به بررسی آماره  Fلیمر و آزمون هاسمن پرداخته می­شود. آماره آزمون  Fلیمر نشان دهنده این است که بایستی از روش پانل برای برآورد استفاده شود.

 

نتایح آزمون هاسمن نشان می­دهد که برآورد به روش اثرات ثابت درست است. معادله صادرات محصولات کشاورزی در دو حالت ایستا و پویا و به صورت لگاریتمی تخمین زده شده که نتایج آن در جدول 2 آورده شده است.

 

جدول 2. نتایج تخمین تابع صادرات کشاورزی کشورهای حوزه اکو

 

متغیر

نوع تخمین

 

تخمین پویا(GMM)

آمارهt

تخمین ایستا(اثرات ثابت)

آمارهt

 

عرض از مبدا

62/4-

(11/10-)*

69/1-

(48/2-)**

 

صادرات با وقفه

86/0

(4/31)*

-

-

 

تولید ناخالص ملی

31/0

(99/2)*

13/0

(88/3)*

 

جمعیت

58/0-

(62/5-)*

45/0-

(68/1-)***

 

نرخ ارز

02/0

(73/6)*

04/0

(24/7)*

 

نوسانات نرخ­ارز حقیقی

01/0-

(84/1-)***

005/0-

(77/0-)

 

شاخص قیمت محصولات صادراتی

28/0

(48/3)*

4/0

(09/16)*

 

R2

98%

98%

 

DW

6/1

00/2

 

 

51/842F=

(00/0) *

Instrument

rank= 122

J-statistic= 80.11

منبع: یافته­های مقاله، *، ** و *** به ترتیب معنا داری در سطح 1، 5 و 10 درصد است.

 

             

 

برای بررسی معتبر بودن ماتریس ابزارها از آزمون سارگن[23] استفاده می­شود که در این آزمون فرضیه صفر، حاکی از عدم وجود همبستگی ابزارها با اجزاء اخلال می­باشد.

قبل از تفسیر نتایج، بایستی همگرایی متغیرهای به کار رفته مورد بررسی شود. اگر باقیمانده­های معادلات تخمین زده شده ایستا باشند، آن­گاه همگرایی معادله تایید شده و رگرسیون تخمین زده شده ساختگی نبوده و ضرایب قابل اعتماد خواهند بود، نتیجه بررسی ایستایی معادله صادرات کشاورزی که با روش GMM تخمین زده شده است در جدول (3) آورده شده است که نتایج حاصل از آماره­ها، دلالت بر ایستایی باقیمانده­ها داشته و در نتیجه ضرایب قابل تفسیر می­باشند.

 

 

جدول 3. نتایج ایستایی مقدار باقیمانده در تخمین GMM

 

مقدار آماره

مقدار احتمال

نوع فرضیه صفر

 

آماره t لوین، لین و چو

66/11-

0000/0

فرضیه صفر: دارای ریشه واحد است (با فرض وجو ریشه واحد مشترک)

 

آماره پسران و شین

24/10-

0000/0

فرضیه صفر: دارای ریشه واحد است (با فرض وجود ریشه واحد انفرادی)

 

آماره کای دو ADF

91/111

0000/0

فرضیه صفر: دارای ریشه واحد است (با فرض وجود ریشه واحد انفرادی)

 

آماره کای دو PP

37/149

0000/0

فرضیه صفر: دارای ریشه واحد است (با فرض وجود ریشه واحد انفرادی)

 

منبع: یافته­های مقاله

 

 

 

 

 

           

با توجه به نتایج به دست آمده از روش GMM، در جدول 2، مشاهده می­شود که صاردات با وقفه اثر مثبتی بر روی صادرات محصولات کشاورزی کشورها دارد. از طرف دیگر، افزایش تولید ناخالص ملی کشورها باعث می­شود که صادرات محصولات کشاورزی افزایش یابد. از طرف دیگر جمعیت کشورهای عضو، اثر منفی بر روی صادرات کشاورزی دارد، چرا که با افزایش جمعیت خود کشورها، مصرف داخلی از کالاهای کشاورزی افزایش یافته و باعث می­شود که صادرات کاهش یابد. متغیر شاخص قیمت کالاهای صادراتی نیز اثر مثبت و معناداری بر روی مقدار صادرات کشورها داشته است.افزایش در نرخ ارز که به معنای کاهش ارزش پول ملی است باعث می­شود که صادرات محصولات کشاورزی افزایش یابد، اما در مقایسه با بقیه متغیرها اثر کمتری دارد. نکته مهم این است که وقتی از نرخ ارز حقیقی استفاده می­شود، بایستی نوسانات آن نیز مد نظر قرار گیرد. بر این اساس وارد کردن مقدار نوسانات، اثر منفی بر صادرات محصولات کشاورزی در این کشورها داشته است.

 

 

5. ­­جمع­بندی و پیشنهادها

در این تحقیق اثر متغیرهای محتلف بر صادرات کشاورزی در حوزه اکو مورد بررسی قرار گرفت. برای این منظور از رهیافت داده های تابلویی استفاده شده است. برای این منظور از متغیرهایی مانند تولید ناخالص ملی، جمعیت، نرخ ارز و نوسانات آن و شاخص قیمت محصولات صادراتی استفاده شده است. سازمان همکاری اقتصادی (اکو) در حوزه کشاورزی می­تواند موفقیت­های بیشتری کسب نماید، و با توجه به افزایش رقابت در دسترسی به بازارهای جهانی، تقویت بیشر همکاری­ها می­تواند منجر به افزایش توان رقابت و گسترش صادرات محصولات کشاورزی در این کشورها گردد. در نهایت پیشنهادات زیر با توجه به نتایج تحقیق ارایه می­گردد:

-­ با توجه به اثر مثبت نرخ ارز حقیقی بر روی صادرات محصولات کشاورزی، می­توان با افزایش آن به صادرات محصولات کشاورزی کمک کرد. اما نکته در این است که وقتی از نرخ ارز شناور استفاده می­شود، بایستی میزان نوسانات آن نیز در نظر گرفته شود، چرا که اثر منفی بر روی صادرات خواهد داشت. حال، هرچند افزایش نرخ افزایش نرخ ارز به رونق صادرات کمک می­کند ولی بایستی از نوسانات شدید ارز جلوگیری شود و نیز رشد اقتصادی می­تواند به بهبود فضای کسب و کار در بخش کشاورزی کمک کند.

-­ افزایش در تولیدات ناخالص ملی در این کشورها نیز یکی از عوامل تاثیرگذار بر روی صادرات محصولات کشاورزی است. در نتیجه با توسعه و سرمایه­گذاری در بخش­های اقتصادی و افزایش در تولید ناخالص ملی، می­توان به افزایش در صادرات محصولات کشاورزی در این کشورها امیدوار بود.

پیشنهاد می­گردد، با توجه به اهمیت و نقش تعرفه­ها و مشوق­های صادراتی، اثر این گونه عوامل نیز در مطالعه جداگانه­ای مورد آزمون قرار بگیرد.



[1].Economic Cooperation Organization

[2]. Bound 

[3]. Tinbergen

[4]. Anderson

[5]. Bergstrand

[6]. Frankel

[7]. Deardorff 

[8]. Kalirajan 

[9]. Panel Data

[10]. Baltagi

[11]. Ordinary Least Square

[12]. Random Effect

[13]. Fixed Effect      

[14]. Restrict Residual Sum Squares

[15]. Un Restrict Residual Sum Square

[16]. Hausman Test

[17]. Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity

[18]. Autoregressive Conditional Heteroskedasticity

[19]. Engel

[20]. Bollerslev

[21].  لازم به ذکر است که کشور افغانستان به علت نداشتن اطلاعات و آمار کافی از مدل حذف گردیده است.

[22]. به علت طولانی شدن مطالب، از ذکر نتایج خودداری می­گردد.

[23]. Sargan Test

منابع

-        ابریشمی، حمید و مهرآرا، محسن(1385). تاثیر آزادسازی تجاری بر رشد صادرات و واردات، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، 7 (40): 1-14.

-        ابریشمی، حمید و گرجی، ابراهیم و احراری، مهدی و نجفیان، فرزانه(1388). اثرات جهانی شدن بر صادرات غیر نفتی ایران، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، 9 (51): 1-24.

-        صادقی، مهدی و شوال‌پور، سعید(1386). اقتصادسنجی سری‌های زمانی با رویکرد کاربردی. انتشارات دانشگاه امام صادق (ع)، تهران.

-        پاکدامن، رضا(1377). عوامل حقوقی بازدارنده و محدودکننده صادرات ایران. مجموعه مقالات اولین همایش سیاست­های بازرگانی و تجارت بین­الملل، موسسه مطالعات و پژوهش­های بازرگانی، 1 (1): 147-165.

-        خلیلیان، صادق و فرهادی، علی(1381). بررسی عوامل موثر بر صادرات بخش کشاورزی ایران، اقتصادکشاورزی و توسعه، 10(39): 71-84.

-        زواره، محسن(1382). بررسی نوسانات صادرات محصولات کشاورزی، پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه تهران.

-        شاکری، عباس(1383). عوامل تعیین کننده صادرات غیرنفتی ایران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، 14(21): 23-50.

-        طیبی، کمیل و فرهادی­کیا، علی(1379). اثرات کوتاه مدت و بلند مدت سیاست­های ارزی بر صادرات غیرنفتی ایران (دوره 1340 تا 1376)، مجموعه مقالات دهمین کنفرانس سالانه سیاست­های پولی و ارزی، تهران، موسسه تحقیقات پولی و ارزی، 1(1): 287-309.

-        علیجانی، فاطمه و همایونی­فر، مسعود و کرباسی علیرضا و مسنن مظفری، مهدیه(1389). اثر سیاست­های اقتصادی بر صادرات کشاورزی و صنعتی ایران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 21(1):4-17.

-        کرمی، آیت و زیبایی، منصور (1387). اثرات نوسان پذیری نرخ ارز بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای مختلف، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 8 (3): 59- 71.

-        نوفرستی، محمد و عرب مازار، عباس (1373). یک الگوی اقتصادسنجی کلان برای اقتصاد ایران. فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، 1(1): 1-21.

-        هژبر کیانی، کامبیز و نیک اقبالی، سیروس (1379). بررسی اثر عدم تعادل نرخ ارز بر عرضه صادرات محصولات کشاورزی، مجله تحقیقات اقتصادی، 10(56): 39-53.

 

-         Anderson, J.E. (1979). A theoretical foundation for the gravity equation. American Economic Review, 69 (1): 106–116.

-         Baltagi, B. H. (2005). Econometric analysis of panel data, New York: John Wiley and Sons press.

-         Bergstrand, J.H. (1985). The gravity equation in international economic foundations and empirical evidence. Review of Economics and Statistics (67): 474–481.

-         Bound E. (1987). An econometric study a primary commodity exports from development country regions to world. IMF, 84(2): 191 – 227.

-         Deardorff, A. (1995), Determinants ofbilateral trade: Does gravity work in a neoclassical world? NBER working Papers. (5377).

-         Frankel, J.A. (1993). Is Japan creating a Yen Bloc in the East Asia and the Pacific. In: Frankel, J.A., Kahler, M. (Eds.), regionalism and rivalry: Japan and the United States in Pacific Asia. University of Chicago Press, Chicago.

-         Imran Ullah Khan, I.U., & Kalirajan, K. (2011). The impact of trade costs on exports: An empirical Modeling, Economic Modelling, (28): 1341-1347.

-         Kalirajan, K. (2010). Sources of variation in export flows over time: A suggested methodology of measurement. International Journal of Business and Economics 9 (2): 175–178.

-         Kalirajan, K.P. (2007). Regional cooperation and bilateral trade flows: An empirical measurement of resistance. The International Trade Journal, 21 (2): 85–107.

-         Khan, M. (1974). Import and export demand in developing countries. IMF, staff papers, 11 (3).

-         Pesaran M. H., & Kim K., & Williamson, S.D. (1997), Measuring globalization industries and national industry approach: Empirical evidence across five countries and over time.Journal and International Business Studies, 53: 221-241.

-         Pesaran, M.H. (1984). Macroeconomic policy in an oil-exporting economy white foreignexchange controls. Economica, 51: 253-270.

-         Tinbergen, J. (1962). Shaping the world economy: Suggestions for an international economic policy, New York.John Wiley and Sons Press.

-         Tsuki, T., &Wilson, J.S.,&Sewadeh, M. (2001). What price precaution? European harmonization of aflatoxin regulations and African groundnut exports. European Review of Agricultural Economics 28 (2): 263–283.

-         Wei S.J. (2000) Natural openness and good government, NBER Working Paper, Cambridge, MA. (7765).