بررسی تأثیر الحاق به سازمان جهانی تجارت بر صادرات برق ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

این مقاله به بررسی تأثیر الحاق به سازمان جهانی تجارت بر صادرات برق ایران به کشورهای ترکمنستان، آذربایجان و ارمنستان پرداخته است. بدین منظور از الگوی خودتوضیح با وقفه‌های توزیعی (ARDL) طی دوره زمانی 1383-1387 استفاده شده است. نتایج برآورد جداگانه الگوی پویای بلندمدت با توجه به هر یک از سه کشور مذکور وجود یک رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل را نشان می‌دهد. بر این اساس در بلندمدت تأثیر شاخص ادغام در تجارت جهانی بر صادرات برق منفی بدست آمده است. نتایج نشان می‌دهد که این ضریب نسبت به سایر متغیرهای توضیحی الگو، بر صادرات برق اثر کمتری دارد. نتایج الگوی کوتاه‌مدت نیز میان متغیرهای توضیحی الگو و صادرات برق رابطه‌ای منفی را نشان می‌دهد.

کلیدواژه‌ها


1- مقدمه

تجارت الکتریسیته دشوار و پیچیده است و هزینة سنگینی برای ایجاد زیرساخت­های ضروری می‌طلبد. آزادسازی بازارهای تجاری که به مصرف کنندگان اجازه می‌دهد از ارزا ن ترین محل برق خود را خریداری کنند، تقاضای برون مرزی برق را متأثر می‌سازد.طبق پیش‌بینی‌ها در عرصه جهانی، طی چند سال آینده تقاضای نهایی برق بیش از هر انرژی دیگری در جهان رشد خواهد داشت. گرچه به نظر می‌رسد برق هنوز در جهان به عنوان یک کالای صادراتی مطرح نیست و بخش اعظم برق در همان کشور تولیدکننده به مصرف می‌رسد، اما ارتباط بین‌المللی شبکه‌های برق دائماً درحال افزایش است.

هدف سازمان تجارت جهانی کمک به آزادی هر چه بیشتر جریان تجارت در جهان بر اساس تعهدات متقابل کشورها است. نظریه­های تجارت بین‌الملل مبتنی بر مزیت نسبی حاکی از آن است که تجارت آزادتر به تخصیص بهتر منابع می‌انجامد و در نتیجه تولید­، درآمد ملی و در نهایت رفاه عمومی افزایش می‌یابد. البته بدیهی است تمامی بخش‌های اقتصادی از تجارت آزاد بهره­مند نمی­شوند. تغییر قیمت‌های نسبی به سود برخی از بخش‌ها و به زیان برخی دیگر است. در راستای جهانی شدن و با پیوستن به سازمان تجارت جهانی (WTO)[1]، می‌بایست از هر فرصتی و هر مزیتی به بهترین شکل استفاده نمود و صادرات برق یکی از این مزیتها به نظر می‌رسد.

با افزایش محصولات و کالاهای وابسته به انرژی الکتریکی و افزایش تقاضای آن و همچنین الحاق کشورهای دارای ذخایر و منابع انرژی به سازمان تجارت جهانی، رشد روزافزون اهمیت برق در سازمان تجارت جهانی نمایان­تر می‌گردد. کشورهایی که به منابع سرشار و مطمئن انرژی دسترسی دارند، می­توانند دیدگاه‌ها و مقررات مربوط به تجارت کالای برق در سازمان تجارت جهانی را مطابق منافع ملی خود هدایت کنند و برای تحکیم جایگاه خود در صادرات برق و برای بهره­گیری از صنایع انرژی­بر اقدام کنند.

در اکثر کشورهای در حال توسعه، صنعت برق به طور سنتی تحت سلطه مؤسسات دارای تمرکز عمودی با مالکیت دولتی قرار داشته است که تولید، انتقال و توزیع برق را در اختیار داشته و فضای محدودی برای تجارت و رقابت باقی گذاشته است. الحاق به WTO و گرایش به سوی خصوصی­سازی در این بخش، کمک می­کند تا فعالیت‌های متعدد اقتصادی تفکیک شوند. این فعالیت‌ها ممکن است خدمات نوینی را به وجود آورند و نحوه­ مدیریت و مالکیت این بخش را متحول نمایند.

با توجه به اهمیت رشد و توسعه تجارت در اقتصاد و همچنین افزایش تعداد کشورهای ملحق شده به سازمان تجارت جهانی، بررسی الحاق ایران به WTO و تأثیر آن بر بخشهای مختلف اقتصادی از جمله صنعت برق، ضروری است. از آن جایی که ایران به دلیل داشتن ذخایر فراوان نفت و گاز می‌تواند به تولید کالاهایی روی آورد که به انرژی بیشتری نیاز دارند، می‌توان از یک سو تولید برق را به عنوان یکی از این کالاها در نظر گرفت و از سوی دیگر برق را به عنوان انرژی ثانویه، یکی از عوامل تولید به حساب آورد که به نوبه خود می­تواند تولید کالاهای نیازمند الکتریسیته را افزایش دهد. بنابراین با الحاق ایران به این سازمان و افزایش آزاد سازی اقتصادی و خصوصی‌سازی، صنعت برق که به صورت سنتی و مدیریت متمرکز دولتی است تحت تأثیرات زیادی از قبیل تغییرات نحوه مدیریت، افزایش مبادلات خارجی و... قرار می‌گیرد.

بدین ترتیب به منظور حداقل­سازی زیان­های ناشی از پیوستن به WTO بر صنعت برق بهتر است نحوه تأثیر جهانی شدن بر تجارت برق مورد بررسی قرار گیرد تا درک روشنی از وضعیت این صنعت داشته و اثرات الحاق ایران به WTO را بر آن بررسی کنیم. در این مقاله با وارد کردن شاخص‌ جهانی شدن (الحاق به WTO) در تابع عرضه صادرات، تأثیر جهانی شدن بر صادرات برق مورد بررسی قرار می‌گیرد. بدین منظور در بخش دوم شاخص‌های جهانی شدن و جایگاه برق در سازمان تجارت جهانی و نیز مروری بر مطالعات پیشین بیان می‌شود. در بخش سوم الگوی مورد نظر ارائه شده و سرانجام، نتایج تجربی حاصل از برآورد الگو مورد تجزیه و تحلیل قرار می‌گیرد.

2- ادبیات موضوع

تحت تأثیر الحاق کشور به WTO و به دلایلی چون افزایش رقابت، رفع موانع در واردات تجهیزات، استفاده بیشتر از استاندارد و گسترش مبادله، می­تواند برق بیشتری تولید شود که این امر منجر به گسترده­تر شدن دامنه فعالیت شرکتهای توزیع خواهد شد. در این راستا تفکیک تولید، انتقال و توزیع و استقلال این شرکتها و رقابت شدیدتر تولیدکنندگان و توزیع­کنندگان فراهم خواهد شد. ارتباط متقابل الکتریکی فعلی ایران با جمهوری آذربایجان، ترکیه، ارمنستان و ترکمنستان گذشته از مزایای متقابل اقتصادی – فنی، موجب پایداری بیشتر شبکه و کاهش سرمایه­گذاری تولید می‌شود. گرچه این مبادله هنوز ناچیز است اما در برنامه‌ریزی برای آینده، علاوه بر اختلاف پیک روزانه و فصلی، تفاوت قیمت انرژی در ایران و کشورهای همسایه و کشورهای دورتر، و نیز تفاوت سطح رشد صنایع زیربنایی در توسعه صادرات برق کمک خواهد کرد.

در تجارت جهانی، مبحث برق از ابعاد مختلفی مطرح می‌باشد. این ابعاد را می­توان به صورت خلاصه چنین بیان نمود: تفاوت بین کالای برق و خدمات برق، ارتباط مباحث مربوطه با سایر انرژی­ها به ویژه نفت و گاز، پیوند با مسایل رفاه عمومی و امنیت اجتماعی به عنوان کالای استراتژیک، تأثیر یارانه برق بر حمایت از کشاورزی و صنعت، تقویت سرمایه‌گذاری در برق و غلبه بر مقاومت آن در منطقه مالکیت دولتی، رعایت استانداردهای کاهش آلودگی و حفظ منابع طبیعی.

هر یک از موارد یاد شده از نظر مقررات و دیدگاه‌های موجود در سازمان تجارت جهانی قابل بررسی است. در زمینه دیدگاه‌های مربوط به تفکیک جنبة کالایی برق، برق به عنوان یک کالا در محدوده گات (GATT)[2] قرار می­گیرد، اما توزیع و انتقال آن و نیز بسیاری از فعالیت‌های جنبی تولید، تحت پوشش مقررات موافقت‌نامه عمومی تجارت خدمات (GATS)[3] واقع می‌شود. گرچه برخی از فرآورده‌های انرژی مشخصاً در مقوله کالایی قرار می‌گیرد، اما در مورد الکتریسیته موضوع پیچیده است. شاید عدم قابلیت ذخیره­سازی الکتریسیته عاملی بوده است که طراحان گات را به این نظر سوق داده است که نیروی برق را نمی‌توان به عنوان کالا طبقه‌بندی کرد. اما بعداً بیشتر طرف‌های تجاری گات، برق را کالا در نظر گرفتند و بعضی از آنها روی آن الزام تعرفه‌ای نیز وضع کردند (قراباغی، 1382).

در سیستم تعریف و کدگذاری هماهنگ کالا(HS)[4] تهیه شده توسط سازمان حقوق گمرکی جهانی[5] انرژی الکتریکی همراه با سایر حامل­های انرژی نظیر زغال سنگ، گاز و نفت، در طبقه‌بندی کالا قرار گرفته است. هر چند علیرغم سایر حامل­های انرژی، اعضای سازمان مذکور مجبور نیستند حتماً برق را به صورت یک کالای مشمول موارد تعرفه‌ای طبقه‌بندی کنند. با توجه به ماهیت انتخابی عنوان انرژی الکتریکی در تقسیم­بندی HS برخی از کشورها آن را نه کالا، بلکه خدمت محسوب می‌کنند.

 به هر حال در حوزه اقتصاد، جهانی شدن به یکپارچگی و ادغام اقتصادهای ملی با گسترش تجارت و اقتصاد بازار آزاد دلالت می‌کند. اما به طور کلی کشورهای درحال توسعه بخشی از درآمدهای خود را صرف حمایت و پرداخت یارانه به کالاهای صادراتی می‌کنند که موجب غیرواقعی شدن قیمت‌های نسبی و از بین رفتن رقابت واقعی بین کالاهای صادراتی می‌شود. با الحاق به WTO، دخالت دولت در مکانیسم بازار کاهش می‌یابد و مداخلاتی همچون وضع یارانه محدود می‌شود و قیمت‌های بازار به قیمت‌های واقعی نزدیک خواهد شد. بنابراین بحث مهم در فرآیند الحاق به سازمان WTO قدرت رقابت پذیری صنایع نسبت به بازار جهانی است. در این زمینه مزیت‌های موجود در هر کشور می‌تواند تعیین کننده قدرت رقابت پذیری کشور در عرصه بین‌المللی باشد. کشور ایران با توجه به دارا بودن مزیت منابع طبیعی در بخش انرژی نظیر گاز و نفت می­تواند در صنایع انرژی‌بر از قدرت بالای رقابتی در برابر کشورهای دیگر برخوردار باشد.

 برای اندازه‌گیری جهانی شدن متغیرهای گوناگونی به عنوان شاخص مطرح شده است. شاخص جهانی شدن می‌تواند به صورت ترکیبی از چندین مؤلفه شامل جهانی شدن تجارت کالاها و خدمات، جهانی شدن مالی و جهانی شدن اتصال اینترنتی باشد. همچنین ممکن است شاخص‌های آزادی اقتصادی و یا سهم صادرات و واردات از تولید ناخالص داخلی به عنوان سایر معیارهای جهانی شدن مورد استفاده قرار گیرد. در ادامه دو معیار برتر و قابل کاربرد در این زمینه بیان می‌شود:

 (1)؛ معیار سطح تجارت بین‌المللی (LIT)[6] به منظور تمایز صنایع دارای ارتباطات بین‌المللی کمتر و بیشتر قابل کاربرد است و سهم تجارت بین‌المللی در ارتباط با مصرف کل صنعت (نسبت به سایر بازارها) را نشان می‌دهد. مصرف کل به وسیله کل تولیدات صنعتی و واردات، منهای صادرات اندازه‌گیری می‌شود. این معیار به صورت زیر محاسبه می‌شود:

(1)                          

 

که در آن LITit سطح تجارت بین‌المللی برای صنعت i در سال t، Xi صادرات، Mi واردات و Pi سطح تولیدات می‌باشد. شاخص LIT کوچک­تر نشان می‌دهد که ارتباطات بین‌المللی صنعت (واردات و صادرات) جنبه مهم صنعت نیست و صنعت با توجه به حجم کم تولید خود، کمتر در تجارت شرکت می‌کند و برعکس. اگر چه LIT شاخص بسیار مناسبی است، اما شرط لازم بوده و شرط کافی برای اندازه‌گیری جهانی شدن اقتصاد به شمار نمی‌آید.

(2)معیار ادغام تجارت بین‌المللی (IIT)[7] همان شاخص تجارت بین صنعت گروبل و لوید[8] می‌باشد که ادغام جهانی یک صنعت را اندازه‌گیری می‌کند:

(2)                                          

به طوری که برای هر صنعت i در سال t، IITi ادغام تجارت بین‌المللی، Xi صادرات و Mi واردات می‌باشد.

این معیار که به واردات و صادرات همزمان محصولات همگن متمایز خاص مربوط می‌شود و به مبادله داخل صنایع می‌انجامد به عنوان تجارت درون صنعت مطرح است. طبق تعریف، IIT بین صفر و یک قرار می‌گیرد. صفر نشان دهنده نبودن تجارت در درون صنعت (یعنی تجارت فقط شامل صادرات یا واردات می‌باشد) است و یک بیانگر تجارت درون صنعتی کامل (صادرات برابر با واردات) می‌باشد. این شاخص میزان ادغام جهانی یک صنعت را اندازه‌گیری کرده و نمایانگر قدرت و انعطاف‌ اقتصادی کشورها برای رقابت در صحنه بین‌الملل و آمادگی آزادسازی تجاری آنهاست.

IIT شاخص مناسبی برای بررسی جهانی شدن در یک صنعت است زیرا بر اساس شواهد تجربی و کاربردی موجود، IIT تابع عواملی می‌باشد که برای جهانی­شدن شناسایی شده‌اند و با اکثر عوامل مؤثر بر جهانی­شدن (مانند تشابه تقاضا در بازار کشورهای مختلف برای محصول مشخص، صرفه‌جویی‌های اقتصادی، ساختار بازار رقابتی، موانع تعرفه‌ای و غیرتعرفه‌ای کمتر، سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی و ظهور شرکت‌های چند ملیتی) رابطه مثبت دارد. در ایران نیز این شاخص‌ها توسط کمیجانی و نوری (1379)، کلباسی و جلایی (1381)، نظری و بازرگانی‌کیا (1383)، دانشور کاخکی و همکاران (1384)، و مهرآرا و رستمیان (1384)، برای اندازه‌گیری جهانی­شدن اقتصاد مورد استفاده قرار گرفته‌اند. در این پژوهش به منظور بررسی تأثیر جهانی شدن بر صنعت برق، از شاخص IIT استفاده شده وکشورهایی انتخاب شده‌اند که دارای رابطه تجاری صادرات و واردات برق با ایران هستند.

آموندسن و برگمن[9] (2007)، درجه ادغام بازارهای مختلف ملی چندگانه برق در نروژ و سوئد (به خصوص بازارهای عمده فروشی و خرده فروشی برق) را مورد بررسی قرار داده‌اند. نتایج نشان می‌دهد که بازارهای عمده فروشی به خوبی ادغام شده‌اند. بنابراین تنها در دوره‌هایی با عرضه غیرمعمول بالا یا پایین، قیمت‌ها به طور معناداری از یکدیگر متفاوت هستند.

نانسونو و همکاران[10] (2007)، در مقاله ای با عنوان "استراتژی‌هایی برای ادغام منطقه‌ای عرضه برق در آفریقای غربی" چشم‌اندازهای بلندمدت ادغام صنعت برق منطقه‌ای و مزایای آن را بررسی می‌کنند. تحول بازار برق منطقه‌ای بر پایه دو استراتژی تحلیل می‌شود. استراتژی خودکفایی که بستگی به گسترش کافی سیستم‌های تولید برق ملی و مبادلات برق بین کشورها دارد. مورد دیگر به استراتژی ادغام اشاره می‌کند که باعث منسوخ شدن سریعتر نیروگاه‌های قدیمی و بلااستفاده و ادغام پروژه‌های جدید سرمایه گذاری در سطح کل منطقه آفریقای غربی می‌شود. از یافته‌های مهم این تحقیق این است که استراتژی ادغام منطقه‌ای به خاطر کاهش هزینه‌های سرمایه‌ای، هزینه کمتر عرضه برق و افزایش اعتبار سیستم موجب ایجاد منافع اضافی می‌شود.

اوکو[11] (2004)، اثر آزادسازی تجاری بر رشد صادرات غیرنفتی نیجریه را بر اساس مدل تصحیح خطای برداری بررسی نموده است. وی تأثیر عواملی همچون رشد درآمد جهانی، قیمت‌های نسبی و بویژه واردات کالاهای سرمایه‌ای را مطرح می‌کند. در این مدل شاخص جهانی شدن را به صورت درصد مجموع صادرات و واردات غیرنفتی به تولید ناخالص داخلی محاسبه شده است. نتایج نشان می­دهد که در کوتاه‌مدت رشد صادرات غیرنفتی در این کشور پس از قرار گرفتن در فرآیند جهانی شدن بیشتر از بلندمدت است. به نظر می‌رسد رشد واردات کالاهای سرمایه‌ای در این جریان، رشد صادرات غیر نفتی را سرعت می‌بخشد.

سلیوانیا[12] (2004)، در مقاله­ای با عنوان"مقررات سازمان انرژی اتمی: مطالعه موردی روسیه" سیاست قیمت­گذاری انرژی روسیه در چارچوب مقررات سازمان جهانی تجارت را مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار داده است.

شکوری و همکاران[13] (2009)، مدلی را برای تجارت برق بین ایران و ترکیه که از نظر اقتصادی دارای سود بالقوه‌ای برای هر دو کشور باشد، بدست آورده‌اند. نتایج نشان می‌دهد که به طور بهینه حدود 1500 مگاوات صادرات برق از ایران به ترکیه در ساعات اوج مصرف برق و 447 مگاوات واردات برق از ترکیه به ایران در ساعات اوج مصرف برق وجود دارد. همچنین، پتانسیل بیشتری برای صادرات برق از ایران به ترکیه وجود دارد.

ویلیامز و گانادان[14] (2006)، به بررسی روند اصلاح بازار برق در کشورهای غیر عضوOECD [15] و موانع آن پرداخته‌اند. بر این اساس بیان شده است که پس از حدود سال 1990، بیشتر کشورهای در حال توسعه متعهد به اصلاحاتی در بازار برق شدند و با وجود پذیرش همه جانبه یک مدل استاندارد، فرایند اصلاح اغلب به شکست منتهی شده است. با بررسی گسترده و مطالعات موردی در آسیا، آفریقا، آمریکای لاتین و اروپای شرقی، خصوصیات مشترکی از اصلاح برق در کشورهای غیر عضو OECD و مفروضات آن ارائه شده است. تجارب کشورهای غیر عضو OECD در اصلاحات نشان می­دهد که اغلب نتایج نادرست از بکارگیری روش‌های انعطاف ­ناپذیر در تأمین مالی و بازیابی هزینه‌ها ناشی می­شود. در نهایت نتیجه گرفته شده است که برای ادامه اصلاحات بایستی بر دسته وسیعی از اهداف شامل ارائه خدمات، منافع عمومی، قوانین مؤثر و حقانیت سیاسی اجتماعی تأکید کرد.

زبا و لی[16] (2006)، در مقاله­ای با عنوان "جهانی سازی بازار انرژی در آسیا" به مطالعه روند بازار انرژی در این قاره پرداخته‌اند. این مقاله بیان می­کند که با سیاست‌های صحیح، جهانی­سازی بازار انرژی منافع قابل توجهی برای تولیدکنندگان و مصرف­کنندگان خواهد داشت. با توجه به تجربیات مطرح شده از اروپا و آمریکای شمالی بیان شده است که برای دستیابی به منافع تجارت آزاد، کشورهای یک ناحیه به هماهنگ سازی دقیق سیاست بخش الکتریسیته، توافقنامه­های عملیاتی، و توسعه شبکه نیاز دارند. در این راستا دسته­بندی گزینه­های توسعه بازار، بازبینی اصلاحات، ارزیابی موانع تجارت برق و به‌طور خلاصه تلاش‌ جهت ترقی زیرساخت‌ها که تجارت برق بین­المللی در ناحیه را حمایت کند مورد تأکید قرار گرفته است.

مطالعات دیگری از جمله گرت[17] (1998)، ماخی‌جا و همکاران[18] (1997) و رودریک[19] (1998)، اثر جهانی شدن بر سایر صنایع و یا متغیرهای اقتصاد کلان را مورد مطالعه قرار داده­اند. در بررسی یکپارچگی بازار سرمایه نیز متغیرهایی، از قبیل سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی، استقراض از بازارهای بین‌المللی، قدر مطلق نرمال شده تفاوت بین پس‌انداز و سرمایه‌گذاری و درجه آزادسازی بازار سرمایه به­عنوان شاخص جهانی­شدن در مطالعات مختلف کوساک[20] (1997)، گرت (1995)، کوین[21] (1997) و سوانک[22] (1998)) به­کار گرفته شده‌اند. در مطالعه سگر[23] (1997) بر روی کشورهای عضو OECD متغیر جریان تجارت صنعتی بین شمال و جنوب نسبت به تولید ناخالص داخلی را که نشان دهنده ادغام در تجارت جهانی می‌باشد و تغییر قیمت‌های نسبی را به عنوان شاخص‌های جهانی شدن مطرح کرد.

ب) سوابق مطالعات در ایران:

 ابریشمی و مهر آرا (1385)، با بررسی ۲۳ کشور منتخب در حال توسعه، طی دوره زمانی 2002-1972 تأثیر آزادسازی تجاری بر رشد صادرات و واردات را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج بیان می‌کند که آزادسازی تجاری، رشد صادرات را حدود 190 درصد افزایش خواهد داد. لذا آزادسازی تجاری موجبات رشد صادرات را فراهم می‌آورد.

ابریشمی و همکاران(1388)، تأثیر جهانی شدن در کنار عوامل قیمتی و غیرقیمتی بر صادرات غیرنفتی ایران را با استفاده از شبکه عصبی مورد بررسی قرار داده‌اند. در این بررسی از معیار ادغام تجارت بین الملل (IIT) و شاخص باز بودن تجاری به عنوان شاخص جهانی‌شدن استفاده شده است. نتایج مطالعه نشان می‌دهد که شاخص‌های جهانی‌شدن، رشد درآمد جهانی و رشد واردات کالاهای سرمایه‌ای به عنوان متغیرهای برون سیستمی تأثیر بیشتری بر رشد صادرات غیر نفتی نسبت به سایر متغیرها دارند. ضمن اینکه رشد تولید حقیقی به عنوان مهمترین عامل درون سیستمی، نقش تعیین کننده ای در رشد صادرات غیر نفتی ایفا می‌کند.

قراباغی(1381)، در پژوهشی با نام "تأثیر پیوستن ایران به سازمان جهانی تجارت بر خدمات برق" به شناسایی زمینه خاص صنعت برق با سازمان تجارت جهانی پرداخته است و با طرح ویژگی‌های خاص صنعت برق دیدگاه‌های موجود در زمینه تجارت برق و خدمات برق را مطرح نموده است. همچنین صنعت برق و جایگاه آن در اقتصاد ایران معرفی شده است و با ارائه آخرین آمار مربوط به تولید، انتقال، توزیع، مصرف و بهای برق در ایران و جهان اهمیت و دورنمای رشد صنعت برق ترسیم گردیده است. سپس با بیان انواع سرمایه گذاری، موانع موجود در راه مشارکت سرمایه خارجی و واردات و صادرات برق ایران یا خدمات مربوطه در عرصه بین‌المللی مورد توجه قرار گرفته است. قراباغی (1382)، در مقاله­ای دیگر به بررسی نقش برق به عنوان یک کالا یا خدمت در سازمان تجارت جهانی پرداخته است. در این پژوهش دیدگاه­های موجود در WTO در مورد برق، موافقتنامه­های تجارت کالا و تجارت خدمات در WTO, مقررات سازمان جهانی تجارت در مورد برق و اهمیت برنامه­ریزی برای صادرات برق مورد بررسی قرار گرفته است.

اثرات جهانی شدن اقتصاد بر تجارت خارجی ایران در مطالعه کلباسی و جلایی(1381) مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است. در این مقاله با استفاده از مدل‌های اقتصاد سنجی، مدل‌های تقاضای واردات و عرضه صادرات طی دوره زمانی 1379-1338 به تفکیک گروه کالاهای واسطه‌ای، سرمایه‌ای و مصرفی برآورد شده است. بر اساس نتایج این مطالعه در گروه کالاهای سرمایه‌ای و واسطه‌ای بخش‌های کشاورزی و ساختمان، توانایی‌های لازم برای ورود به بازارهای جهانی را دارند. از طرف دیگر به نظر می‌رسد که بخش کالاهای مصرفی بیشترین زیان را از پدیده جهانی شدن متحمل خواهد شد.

مهرآرا(1386)، در مطالعه­ای آثار کاهش تعرفه از طریق الحاق ایران به سازمان تجارت جهانی بر ارزش افزوده و اشتغال بخش­های مختلف اقتصادی کشور بر اساس طراحی یک الگوی تعادل عمومی قابل محاسبه برای ایران و به کارگیری ماتریس حسابداری اجتماعی سال 1380 در قالب دو سناریو مورد بررسی قرار داده است. در سناریوی اول، کاهش ده درصد و در سناریوی دوم، کاهش پنجاه درصد در نرخ­های تعرفه، در نظر گرفته شده است. نتایج حاکی از آن است که رشته فعالیت نفت و به طور کلی صنایع «منابع طبیعی محور» بیشترین افزایش اشتغال و ارزش افزوده و رشته فعالیت غذایی و پوشاک، بیشترین کاهش را در هر دو سناریو دارا هستند. به علاوه در هر دو سناریو، اشتغال و ارزش افزوده رشته فعالیت‌های بخش­ صنعت افزایش و اشتغال و ارزش افزوده رشته فعالیت­های بخش­های خدمات و کشاورزی کاهش خواهد یافت.

نیکواقبال و ولی بیگی(1386)، مطالعه‌ای را با هدف شناسایی رقابت پذیری صنایع و تعیین صنایع آسیب پذیر و ارائه رهنمودهایی برای حمایت منطقی از صنایع رقابت پذیر انجام داده‌اند. برای دست یابی به این هدف، از شاخص‌های مزیت نسبی آشکار شده، ارزش صادرات، واردات و تولیدات هر یک از صنایع کشور استفاده شده است. نتایج بدست آمده حاکی از آن است که صنایع تولید مواد و محصولات شیمیایی، تولید سایر محصولات کانی غیرفلزی، صنایع غذایی، تولید منسوجات، پوشاک، چرم، کفش و تولید فلزات اساسی در مذاکرات الحاق به سازمان تجارت جهانی، بیش از سایر بخش‌ها دارای مزیت نسبی هستند.

به طور کلی مطالعات بیان شده اثرگذاری جهانی شدن بر فعالیت برخی صنایع خاص را مورد بررسی قرار داده است. از طرف دیگر سایر مطالعات انجام شده در مورد صنعت برق به روش‌های دیگر یا بر اساس داده‌های آماری متفاوتی بوده است. در مقاله حاضر اثر شاخص‌ ادغام در تجارت جهانی بر عرضه صادرات برق بر اساس اطلاعات آماری سال‌های اخیر و به روش اقتصادسنجی مورد بررسی قرار می‌گیرد.

3- تصریح الگو

هدف این مطالعه بررسی تأثیر ادغام در تجارت جهانی بر صادرات برق ایران می­باشد. بدین منظور تابع عرضه صادرات برق مناسب با اقتصاد ایران مورد نیاز است. مطالعاتی که تاکنون در مورد صادرات انجام شده، طیف وسیعی از عوامل موثر بر صادرات را ارائه داده­اند. برق، صنعتی است که بر اساس مصرف داخلی شکل گرفته و فقط مازاد مصرف داخلی به صادرات اختصاص می‌یابد، لذا تقاضای داخلی یک جانشین قوی برای تقاضای خارجی محسوب می­شود. در نگرشی دیگر، در پاسخ به افزایش تقاضای داخلی از طریق بالا­بردن مقیاس تولید، هزینه متوسط تولید کاهش یافته و منجر به پیشرفت تکنیکی و بهبود کارایی می‌گردد و از این طریق رقابت با محصولات خارجی تسهیل خواهد شد. با این حال، در اغلب مطالعات تجربی (کلباسی و جلایی 1381، مهدوی عادلی و همکاران 1388) که تقاضای داخلی به طور صریح در الگوی عرضه صادرات لحاظ شده، اثر تقاضای داخلی بر عرضه صادرات، منفی در نظر گرفته می­شود. بر این اساس صادرات برق علاوه بر جذب داخلی (معرف تقاضای داخلی)، تابعی از نسبت شاخص قیمت کالاهای صادراتی به شاخص قیمت کالاهای وارداتی و معیار ادغام تجارت بین‌المللی (شاخص جهانی­شدن) در نظر گرفته شده است. شکل تابعی صادرات برق در این مقاله به صورت زیر ارائه می‌شود:

(1)                               

 به طوری که در آن X میزان صادرات برق (کیلووات ساعت)، P نسبت شاخص قیمت کالاهای صادراتی به شاخص قیمت کالاهای وارداتی، Y جذب داخلی به صورت نسبت مصرف داخلی به تقاضای حقیقی برق (مجموع تولید داخلی و واردات)، و IIT معیار ادغام تجارت بین­المللی (شاخص جهانی­شدن) می­باشد. داده‌های مقاله به صورت سری زمانی ماهانه طی دوره زمانی1387:12-1383:01 مورد استفاده قرار گرفته است. داده‌های جذب داخلی و صادرات برق به هریک از کشورهای مورد بررسی(ارمنستان (AR)، آذربایجان (IM) و ترکمنستان (TR)) از ترازنامه انرژی و سایر داده‌ها از گزیده آمارهای اقتصادی بانک مرکزی جمع آوری شده است.

به منظور بررسی رابطه بین صادرات برق، ادغام در تجارت جهانی و دیگر متغیرهای مطرح شده در رابطه (1) از الگوی خودتوضیح با وقفه­های توزیعی (ARDL)[24] استفاده شده است. این الگو از این مزیت برخوردار است که یکسان بودن درجه تجمعی[25] کلیه متغیرها لازم نمی‌باشد. همچنین، علاوه بر برآورد ضرایب مربوط به الگوی بلندمدت، الگوی تصحیح خطا را نیز به منظور بررسی چگونگی تعدیل عدم تعادل کوتاه­مدت به تعادل بلندمدت ارائه می­دهد. پسران و شین[26] (1997) ثابت کردند که اگر بردار همجمعی[27] حاصل از به کارگیری روش حداقل مربعات در یک الگوی خودتوضیح با وقفه­های توزیعی که وقفه­های آن به خوبی تصریح شده به دست آید، علاوه بر این که از توزیع نرمال برخوردار خواهد بود در نمونه‌های کوچک از اریب کمتر و کارایی بیشتری برخوردار است. فرم کلی الگوی  ARDLرا می­توان به صورت زیر نشان داد:

                       (2)

                                                               

 

به طوری که:

L عملگر تأخیر زمانی مرتبه اول، yt متغیر وابسته، Xit بردار متغیرهای توضیحی، K تعداد متغیرهای توضیحی،  تعداد وقفه­های بهینه مربوط به هر یک از متغیرهای توضیحی، S تعداد وقفه بهینه مربوط به متغیر وابسته و Wt بردار متغیرهای قطعی همچون عرض از مبدأ، روند زمانی و متغیرهای فصلی می‌باشد.

با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی به تعداد  الگوی مختلف ARDL، یعنی برای تمامی مقادیر S، nt و i، برآورد می‌شود. با استفاده از یکی از معیارهای آکائیک(AIC)[28]، شوارتز- بیزین(SBC)[29]، حنان- کوئین(HQC)[30] یا ضریب تعیین تعدیل شده[31] وقفه بهینه تعیین می­شود. در این بررسی از معیار شوارتز- بیزین به منظور تعیین وقفه‌های بهینه الگو استفاده شده است. این معیار در تعیین وقفه­ها صرفه­جویی می­نماید و در نتیجه، تخمین از درجه آزادی بیشتری برخوردار خواهد بود. در ادامه، ضمن برآورد ضرایب الگوی بلندمدت، الگوی تصحیح خطا (ECM)[32] مطابق با مدل انتخابی در مرحله قبل ارائه می­شود.

4- نتایج تجربی

قبل از برآورد رابطه بلندمدت ابتدا لازم است، متغیرها به لحاظ پایایی و وجود رابطه همجمعی بین متغیرهای مستقل و متغیر وابسته مورد بررسی قرار گیرند. نتایج آزمون پایایی متغیرهای الگو در جدول (2) آمده است.

 

جدول 2: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها

متغیر

با عرض از مبداء و بدون روند*

با عرض از مبداء و روند**

نتیجه آزمون

وقفه بهینه

آماره آزمون

وقفه بهینه

آماره آزمون

سطح

LP

0

6659/3-

0

7625/3-

پایا

LY

0

3953/1-

0

80133/0-

ناپایا

LXAR

0

3051/2-

0

4365/2-

ناپایا

LXIM

0

695/1-

0

604/2-

ناپایا

LXTR

0

015/3-

0

039/4-

پایا

LIItAR

0

6003/3-

0

6007/4-

پایا

LIITIM

1

312/1-

0

596/2-

ناپایا

LIITTR

0

6066/0

1

480/1-

ناپایا

تفاضل مرتبه اول

DLY

0

2710/6-

0

1745/6-

پایا

DLXAR

1

978/3-

1

010/4-

پایا

DLXIM

0

885/4-

0

782/4-

پایا

DLIITIM

0

8711/4-

0

0494/5-

پایا

DLIITTR

0

1935/5-

0

1152/5-

پایا

 

*مقدار بحرانی در سطح اطمینان 95 درصد در حالت سطح 94/2- و در حالت تفاضل مرتبه اول 01/3- است.

**مقدار بحرانی در سطح اطمینان 95 درصد در حالت سطح 54/3- و در حالت تفاضل مرتبه اول 64/3- است.

 ماخذ: محاسبات تحقیق

 

همان طور که مشاهده می­شود، قدر مطلق آماره دیکی- فولر تعمیم یافته محاسباتی برای متغیرهای LP، LXTR و LIITAR در سطح، از قدرمطلق مقادیر بحرانی بزرگتر بوده و فرضیه H0 (وجود ریشه واحد) رد می‌شود. برای سایر متغیرها فرضیه وجود ریشه واحد رد نمی‌شود و متغیرها در سطح ناپایا هستند؛ اما با یک­بارتفاضل­گیری از متغیرها، آماره دیکی- فولر تعمیم­یافته مربوط به آنها، از مقادیر بحرانی بزرگ­تر شده و متغیرها پایا از درجه یک I(1) می‌باشند.

قبل از بحث درباره رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای موجود در الگوها لازم است آزمون وجود همجمعی بلندمدت بین متغیرهای موجود صورت گیرد. بدین منظور از روش بنرجی، دولادو و مستر[33] (1992) استفاده شده است. بنابراین، با استفاده از روش خود­توضیح برداری با وقفه‌های توزیعی (ARDL) الگوی پویای صادرات برق برآورد شده است. الگوی (0,0,0,1 ) ARDL مطابق معیار شوارتز- بیزین برای وقفه 1 به عنوان بهترین مدل برآوردی برای هر 3 الگو انتخاب شده است. نتایج این مرحله در جدول (3) ارائه شده است.

 

جدول 3: نتایج حاصل از آزمون همگرایی الگوی پویای تابع صادرات

برق به روش ARDL

 

آماره t

انحراف معیار

ضرایب برآورد شده

متغیر

الگو

(000/0) 5739/5

092187/0

51384/0

LX(-1)

صادرات برق به ارمنستان

(000/0) 1863/4-

073015/0

30567/0-

LP

(013/0) 6764/2-

77944/0

0861/2-

LY

(042/0) 1211/2-

025361/0

053794/0-

LIIT

(000/0) 3551/3

1252/0

42006/0

C

92/0=        90/0=       16/2 D.W=           (000/0) 12/69 = F

(000/0) 1362/13

055366/0

7273/0

LX(-1)

صادرات برق به آذربایجان

(012/0) 7412/2-

06972/0

19112/0-

LP

(047/0) 0856/2-

3189/1

7508/2-

LY

(006/0) 9413/2-

00984/0

028943/0-

LIIT

(000/0) 4196/4

069982/0

30930/0

C

87/0=        78/0=         81/1 D.W=           (000/0) 31/39 = F

(000/0) 1982/6

09282/0

57532/0

LX(-1)

صادرات برق به ترکمستان

(011/0) 7997/2-

13905/0

38931/0-

LP

(011/0) 6781/2-

74847/0

0045/2-

LY

(000/0) 0708/4-

0069409/0

028255/0-

LIIT

(000/0) 3258/3

16303/0

54221/0

C

71/0=         69/0=         11/2 D.W=       (000/0) 66/41 = F

   مأخذ: محاسبات تحقیق

 

چنانچه مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کوچکتر از یک باشد، الگوی پویا به سمت تعادل بلندمدت گرایش دارد (نوفرستی(1387)). بنابراین برای آزمون وجود همجمعی در الگوی خودتوضیح با وقفه‌های توزیعی ARDL، لازم است آزمون فرضیه­های زیر انجام شود.

                                                                   (3)

                                                                                                                            

با توجه به اینکه معیار شوارتز- بیزین(SBC) تعداد وقفه­های بهینه متغیر وابسته را یک وقفه انتخاب کرده است؛ آماره t برای انجام آزمون فوق به صورت زیر محاسبه می­شود:

 

 

 

با مقایسه مقادیر محاسباتی با کمیت بحرانی[34]فرض صفر رد و وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها در سه الگو تایید می‌شود.

پس از اطمینان از وجود رابطه بلندمدت می­توان این روابط را برآورد کرد. نتایج برآورد رابطه بلندمدت برای صادرات برق به کشورهای مختلف (جدول 4) وجود یک رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو در هر سه کشور را نشان می­دهد. بر این اساس اثر بلندمدت ادغام در تجارت جهانی بر صادرات برق منفی بدست آمده است. همچنین نتایج نشان دهنده اثر منفی متغیرهای جذب داخلی و نسبت شاخص قیمت کالاهای صادراتی به شاخص قیمت کالاهای وارداتی بر صادرات برق می‌باشد.

در ادامه به برآورد الگوی تصحیح خطا که بیانگر ارتباط کوتاه­مدت میان صادرات برق و متغیرهای مستقل الگوها می‌باشد می‌پردازیم که ضرایب مربوط به آن در جدول (5) ارائه شده­اند.

 


جدول 4: نتایج برآورد بلندمدت تابع صادرات برق به روش ARDL

 

آماره t

انحراف معیار

ضرایب برآورده شده

متغیر

 

(006/0)9276/2-

17089/0

50031/0-

LP

صادرات برق به ارمنستان

(000/0) 4196/4-

69989/0

0930/3-

LY

(000/0)6398/5-

012077/0

06811/0-

LIIT

(000/0)3488/6

099032/0

62874/0

C

(000/0)1709/3-

12850/0

40747/0-

LP

صادرات برق به آذربایجان

(000/0)3097/3-

2965/1

2909/4-

LY

(000/0) 1026/4-

008071/0

033112/0-

LIIT

5618/2

15272/0

39124/0

C

(000/0)3488/6-

099032/0

62874/0-

LP

صادرات برق به ترکمستان

(000/0) 0708/4-

69409/0

8255/2-

LY

(000/0) 1863/4-

0073015/0

030567/0-

LIIT

6139/2

21365/0

55845/0

C

 مأخذ: محاسبات تحقیق

 

جدول 5: نتایج برآورد الگوی کوتاه­مدت تابع صادرات برق

آماره t

انحراف معیار

ضرایب برآورده شده

متغیر

 

(000/0) 1863/4-

073015/0

30567/0-

LP

صادرات برق به

ارمنستان

(013/0) 6764/2-

77944/0

0861/2-

LY

(042/0) 1211/2-

025361/0

053794/0-

LIIT

(000/0) 3551/3

1252/0

42006/0

C

(000/0) 1945/3-

11666/0

3727/0-

Ecm(-1)

92/0=        90/0=         11/2 D.W=         (000/0) 01/38= F

(012/0) 7412/2-

06972/0

19112/0-

LP

صادرات برق به

آذربایجان

(047/0) 0856/2-

3189/1

7508/2-

LY

(006/0) 9413/2-

00984/0

028943/0-

LIIT

(000/0) 4196/4

069982/0

30930/0

C

(000/0) 3818/5-

086852/0

46742/0-

Ecm(-1)

85/0=        78/0=          11/2 D.W=          (000/0) 48/56 = F

(011/0) 7997/2-

13905/0

38931/0-

LP

صادرات برق به ترکمستان

(011/0) 6781/2-

74847/0

0045/2-

LY

(000/0) 0708/4-

0069409/0

028255/0-

LIIT

(000/0) 3258/3

16303/0

54221/0

C

(000/0) 2736/5-

092187/0

48616/0-

Ecm(-1)

62/0=         56/0=         76/1 D.W=           (000/0) 21/49 = F

 

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

با توجه به نتایج تصحیح خطا نیز ضرایب کوتاه­مدت همانند ضرایب الگوی بلندمدت از علائم مورد انتظار برخوردار می­باشند. همه ضرایب به لحاظ آماری در سطح 95 درصد معنی دار هستند. از تفاوت­های موجود بین نتایج الگوی بلندمدت و کوتاه‌مدت آن است که مطابق انتظار کشش­ها و ضرایب کوتاه­مدت نسبت به مقادیر بلندمدت آنها از نظر قدرمطلق کوچک­تر می­باشند.

آنچه که در الگوی تصحیح خطا دارای اهمیت است، ضریب (1-) ECM می‌باشد. این ضریب در الگوهای مذکور به ترتیب معادل 3727/0-، 4674/0- و 4861/0- برآورد شده که از نظر آماری کاملاً معنی­دار می­باشد. ضریب مذکور نشان دهنده سرعت نسبتاً زیاد تعدیل عدم تعادل کوتاه­مدت به تعادل بلندمدت است. به طوری که در هردوره معادل 27/37، 74/46 و 61/48 درصد از خطای عدم تعدیل دوره قبل صادرات برق در دوره جاری تعدیل می‌گردد. علاوه بر این نتیجه مذکور بدین معنی می‌باشد که تقریباً زمانی کمتر از سه دوره لازم است تا خطای تعادل کوتاه مدت تصحیح گردد و مدل به تعادل بلندمدت بازگردد.

5- نتیجه­گیری

طی سال‌های اخیر برق هم به صورت کالا و هم به عنوان یکی از عوامل تولید، در عرصه تجارت به صورت فعال‌تری ظاهر شده است. از این رو این تحقیق به بررسی تأثیر جهانی­شدن بر تجارت صنعت برق ایران در ارتباط با 3 کشور ترکمنستان، آذربایجان و ارمنستان پرداخته شده است. نتایج آزمون دیکی- فولر تفاوت درجه همجمعی متغیرهای الگو را نشان می­دهد. بنابراین با توجه به اختلاف در درجه همجمعی متغیرها وکوچک بودن حجم نمونه، روش ARDL روش بهینه جهت برآورد الگوی تحقیق می­باشد. بر این اساس روابط الگوی پویای بلند­مدت و کوتاه­مدت تابع عرضه صادرات برق به هر یک از کشورهای مذکور برآورد شده است.

نتایج برآورد، وجود یک رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو در هر سه کشور را نشان می­دهد. بر این اساس اثر بلندمدت ادغام در تجارت جهانی بر صادرات برق منفی بدست آمده است. پایین بودن ضریب شاخص ادغام در تجارت جهانی بیان می‌کند که در صورت تغییر این ضریب، صادرات این بخش بسیار کم و در جهت عکس تغییر خواهد کرد. بنابراین می‌توان گفت این بخش از مزیت نسبی لازم برای حضور در بازارهای جهانی برخوردار نیست و فرایند جهانی شدن صادرات برق را به طور مطلوب تحت تأثیر قرار نمی‌دهد. دلیل این امر ممکن است به ضعف‌های موجود در صنعت برق ازجمله میزان اتلاف بالاتر از نرم‌های معمول، بازدهی پایین نیروگاه‌ها در انتقال و توزیع و به کار نگرفتن کنترل‌های لازم مرتبط باشد.

همچنین نتایج گویای آن است که افزایش نسبت شاخص قیمت کالاهای صادراتی به شاخص قیمت کالاهای وارداتی و شاخص جذب داخلی منجر به کاهش صادرات برق می‌گردد. درنتیجه تفاوت قیمت انرژی در ایران و کشورهای همسایه و تفاوت سطح مهارت و میزان رشد صنایع زیربنایی به گسترش صادرات برق کمک خواهد کرد. در مورد کشش صادراتی نسبت به مصرف داخلی برق نیز باید توجه داشت که صادرات در کشورهایی که تولیدشان بر اساس مصرف داخلی شکل گرفته، بر اساس مازاد مصرف می‌باشد و مصرف داخلی برق رقیبی برای صادرات برق می‌باشد. با توجه به مقدار این ضرایب، واکنش صادرات برق نسبت به شاخص قیمت بی­کشش و نسبت به جذب داخلی با­کشش است.

در الگوی کوتاه­مدت همانند بلندمدت، ضرایب از علائم مورد انتظار برخوردار می­باشند و کشش­ها و ضرایب کوتاه‌مدت نسبت به مقادیر بلندمدت آنها از نظر قدرمطلق کوچک‌تر هستند. نتایج الگوی کوتاه­مدت نیز رابطه‌ای منفی بین ادغام در تجارت جهانی و صادرات برق را نشان می‌دهد. ضریب جمله تصحیح خطا(1-) ECM در تابع کوتاه‌مدت نشان می‌دهد که یک رابطه بلندمدت از طریق عبارت تصحیح خطا از متغیرهای جذب داخلی، شاخص قیمت و شاخص جهانی شدن به صادرات برق وجود دارد. نتایج برآورد نشان از سرعت نسبتاً زیاد تعدیل عدم تعادل کوتاه­مدت به سمت تعادل بلندمدت دارد. به طوری که تقریباً برای همه کشورها زمانی کمتر از سه دوره لازم است تا مدل به تعادل بلندمدت بازگردد و روابط بلندمدت مذکور مجدداً برقرار شود.

به دلیل این که در دوره مورد بررسی، متغیر معیار ادغام تجارت بین المللی به عنوان شاخص جهانی شدن تأثیر منفی و معکوس بر صادرات برق داشته است، حداقل در کوتاه مدت امکان کسب منافع از الحاق به سازمان تجارت جهانی برای این بخش وجود ندارد. لذا طی یک دوره زمانی ضروری است تدابیر لازم برای ایجاد فضای مناسب فراهم شود و صنعت برق از مزیت‌های موجود خود بیشتر بهره‌ بگیرد. به دلیل پایین بودن قیمت انرژی‌های فسیلی که به عنوان یکی از مواد اولیه صنایعی چون برق محسوب می‌شود، یک مزیت نسبت به کشورهای دیگر بخصوص کشورهای همجوار وجود دارد. بنابراین با حذف موانع تجاری و کاهش محدودیتهای مبادله بین کشورها، ایران می‌تواند در منطقه به عنوان یکی از تولیدکنندگان بزرگ برق قلمداد شود.

در مقدمات الحاق و در انطباق با روند عمومی جهانی زنجیره تولید، انتقال و توزیع برق شکسته خواهد شد و خدمات برق از کالای برق تفکیک می‌شود و بازار قیمت برق را تعیین خواهدکرد. بنابراین پیشنهاد می‌شود برای تحکیم جایگاه ایران در صادرات برق در سطح منطقه‌ای و نیز جهانی فرصتهای محتمل از الحاق برای این صنعت و تمهیدات لازم جهت استفاده و بهره­گیری از آن مورد بررسی قرار گیرد. از جمله منابع ایجاد مزیت در بلندمدت استفاده از دانش، فناوری، سرمایه‌گذاری، تحقیق و توسعه در روش‌های تولید و توزیع می‌باشد. در این راستا نیز ضروری است مطالعات لازم درخصوص تحولات ساختاری بر صنعت برق ایران در صورت عضویت ایران در سازمان تجارت جهانی انجام پذیرد.

 



[1] -World Trade Organization

 

 

 

 

 

 

1- General Agreement on Tariffs and Trade.

1- General Agreement on Trade in Services.

2- Harmonized Commodity description and coding System.

3- World Custom Organization.

1- Level of International Trade

2- Integration of International Trade.

3- Grubel-Loyd Index

1- Amundsen & Bergman.

1- Gnansounou et al.

2- Okoh.

3- Selivanova.

4- Shakouri et al.

1- Williams & Ghanadan.

2- Organization for Economic Cooperation and Development.

3- Zobba & Lee.

1- Garrett.

2- Makhija  et al.

3- Rodrik.

4- Cusack.

5- Quinn.

6- Swank.

7- Seager.

1- Auto –Regressive Distributed Lag.

1- Integration.

2- Pesaran & Shin.

3- Cointegrated.

4- Akaike Information Criterion.

5- Schwarz Bayesian Criterion.

6- Hannan-Quinn Criterion.

7- Adjusted R-Square.

1- Error Correction Model.

1- Banerjee et al.

1- کمیت بحرانی ارائه شده توسط بنرجی و همکاران در سطح اطمینان 095/0 برای مدل با عرض از مبداء و عرض از مبداء و روند به ترتیب برابر با 05/4 و 34/4 می‌باشد.  

فهرست منابع

-    ابریشمی، حمید و محسن مهرآرا (1385): "تأثیر آزادسازی تجاری بر رشد صادرات و واردات"، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره 40، صص 126-95.

-    ابریشمی، حمید؛ ابراهیم گرجی، مهدی احراری و نجفیان، فرزانه (1388): " اثرات جهانی شدن بر صادرات غیرنفتی ایران"، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره 51، صص 24-1.

-    بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، اداره بررسی­های اقتصادی، گزیده آمارهای اقتصادی، سال­های مختلف.

-    دانشور کاخکی، محمود؛ سیاوش دهقانیان، محمدحسین کریم و سحر سلطانی (1384): "بررسی اثر جهانی شدن بر کارآیی فنی صنایع تولید کننده آبمیوه در ایران طی دوره 82-1362"، فصلنامه روستا و توسعه، شماره 4، صص 18- 1.

-    دفتر برنامه ریزی انرژی (1385)، ترازنامه انرژی سال 1385، وزارت نیرو – معاونت امور انرژی.

-    قراباغی، علیرضا (1381): "تأثیر پیوستن ایران به سازمان جهانی تجارت بر خدمات برق", پایان نامه کارشناسی ارشد.

-    قراباغی، علیرضا (1382): "جایگاه کالای برق در سازمان جهانی تجارت"، پژوهشنامه بازرگانی، شماره 27، صص 191- 169.

-    کلباسی، حسن و مجید جلایی (1381): "بررسی اثرات جهانی شدن بر تجارت خارجی ایران"، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره 11، صص 115-137.

-    کمیجانی، اکبر و کیومرث نوری (1379): "جهانی شدن اقتصاد و اثرات آن بر کشاورزی ایران: مطالعه موردی گندم و پسته"، فصلنامه اقتصاد و مدیریت، شماره 46، صص 12- 5.

-    مهدوی عادلی، محمدحسین و همکاران(1388): "نقش سرمایه ‌گذاری مستقیم خارجی بر صادرات غیرنفتی در اقتصاد ایران"، فصلنامه دانش و توسعه، شماره 27، صص 181- 161.

-    مهرآرا، محسن و علی رستمیان (1385): "ایران، میزان ادغام در اقتصاد جهانی و مزیت‌های نسبی"، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، شماره 72، صص 162- 131 .

-    مهرآرا، محسن (1386): "بررسی آثار کاهش تعرفه از طریق الحاق ایران به WTO و بر بخش­های اقتصادی در قالب مدل تعادل عمومی قابل محاسبه (CGE/AGE)"، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، شماره 80، صص 194-171.

-    نظری، محسن و معصومه بازرگانی­کیا (1383): "بررسی اثر جهانی شدن بر صنایع نساجی، پوشاک و چرم طی دوره 78- 1357"، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، شماره 64، صص 126- 103.

-    نوفرستی، محمد (1378): ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی، تهران، انتشارات رسا.  

-    نیکواقبال، علی اکبر و حسن ولی بیگی (1386): "رقابت پذیری صنایع ایران در روند الحاق به سازمان تجارت جهانی"، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 79، صص 211-193.

-    Amundsen, E.S, Bergman, L. (2007), Integration of Multiple National Markets for Electricity: the Case of Norway and Sweden, Energy Policy, No. 35, pp. 3383-3394.

-    Benerjee, A. Dolado, J. & Master, R. (1992), On some Simple Tests for Cointegration: the Cost of Simplicity, Bank of Spain Working Paper, No, 9302.

-    Cusack, T.R. (1997), Partisan Politics and Public Finance: Changes in Public Spending in the Industrialized Democracies 1955-1998, Public Choice. No. 91, pp. 375-395.

-    Garrett, G. (1995), Capital Mobility, Trade and the Domestic Politics of Economic Policy, International Organization, Vol. 49, No. 4, pp. 657-687.

-    Garrett, G. (1998), Global Markets and National Politics: Collision Course or Virtuous Circle?, International Organization, No. 52, Issue 4, pp.787- 824.

-    Gnansounou, E., Bayem, H., Bednyagin, D. & Dong, J. (2007), Strategies for Regional Integration of Electricity Supply in West Africa, Energy policy, No.35, pp.4142-4153.

-    Grubel H. G & Loyd P. J, (1975), "Intra-Industry Trade: The Theory and Measurement of International Trade in Differentiated Products", NewYork, John Wiley.

-    Makhija, M.R.; Kim, K.S. & Williamson, S. (1997), Measuring Globalization of Industries Using a National Industry Approach: Empirical Evidence across Five Countries and over Time, Journal of International Business Studies, forth quarter.

-    Okoh, R.N. (2004), Global Integration and Growth of Nigeria’s Non-Oil Exports, Department of Economics, Delta State University, Oxford, UK.

-    Pesaran, M.H. & Shin, Y. (1997). An Autoregressive Distributed Lag Modeling Approach to Cointegration Analysis, Department of Applied Economic, University of Cambridge, England.

-    Quinn, D.P. (1997), The Correlates of Changes in International Financial Regulation, American Political Science Review, No. 91, pp. 531-551.

-    Rodrik, D. (1998), Why Do Open Economies Have Bigger Governments? Journal of Political Economy. No. 106, pp. 997-1032.

-    Saeger, S. (1997), Globalization and Deindustrialization: Myth and Reality in the OECD, Weltwirtschafliches Archiv, No.133, pp.579-608.

-    Selivanova, J. (2004), World Trade Organization Rules and Energy Pricing: Russia’s case, Journal of World Trade, Vol.38, No.4, pp. 559-602.

-    Shakouri, H.G., Eghlimi. M. & Manzoor, D. (2009), Economically Optimized Electricity Trade Modeling Iran-Turkey Case, Energy Policy, No. 37, PP. 472- 483.

-    Swank, D. (1998), Funding the Welfare State: Globalization and the Taxation of Business in Advanced Market Economies. Political Studies. Vol.46, No.4,pp.671-692.

-    Williams, J.H. Ghanadan, R. (2006), Electricity reform in developing and transition countries: A reappraisal, Energy, No 31, PP. 815–844

-    Zobaa, A.F. & Lee, W.J. (2006), The Globalization of Energy Markets in Asia, Power Engineering Society General Meeting.