تبلیغات
تبلیغات متنی
محبوبترینها
سه برند برتر کلید و پریز خارجی، لگراند، ویکو و اشنایدر
مراحل قانونی انحصار وراثت در یک نگاه: از کجا شروع کنیم؟
چگونه برای دریافت ویزای ایران اقدام کنیم؟ مدارک لازم و نکات کاربردی
راهنمای خرید یو پی اس برای مراکز درمانی و بیمارستانی مطابق الزامات قانونی
آیا طلاق توافقی نیاز به وکیل دارد؟
چگونه ویزای آفریقای جنوبی را به آسانی دریافت کنیم؟ راهنمای قدم به قدم
همه چیز درباره ویزای آلمان و مراحل دریافت آن
چرا پاسارگاد به عنوان یکی از مهمترین آثار تاریخی ایران شناخته می‌شود؟
خرید انواع خودکار و روان نویس شیک و ارزان
خرید انواع خودکار و روان نویس شیک و ارزان
صفحه اول
آرشیو مطالب
ورود/عضویت
هواشناسی
قیمت طلا سکه و ارز
قیمت خودرو
مطالب در سایت شما
تبادل لینک
ارتباط با ما
مطالب سایت سرگرمی سبک زندگی سینما و تلویزیون فرهنگ و هنر پزشکی و سلامت اجتماع و خانواده تصویری دین و اندیشه ورزش اقتصادی سیاسی حوادث علم و فناوری سایتهای دانلود گوناگون
مطالب سایت سرگرمی سبک زندگی سینما و تلویزیون فرهنگ و هنر پزشکی و سلامت اجتماع و خانواده تصویری دین و اندیشه ورزش اقتصادی سیاسی حوادث علم و فناوری سایتهای دانلود گوناگون
آمار وبسایت
تعداد کل بازدیدها :
1819501167
بررسی تولید ملی حاصل از صادرات غیرنفتی ایران
واضح آرشیو وب فارسی:فارس:
بررسی تولید ملی حاصل از صادرات غیرنفتی ایران
توسعه سرمایه گذاری و رونق صادرات غیرنفتی عامل مؤثری در تحقق اهداف تولید ملی بویژه در امر افزایش اشتغال، سرمایه گذاری و رونق تولید اولیه است.
بخش دوم و پایانی 4. بررسی تجربی و ارائه مدل در این بخش به بررسی اثرات سرمایه گذاری مستقیم خارجی ، فناوری اطلاعات و ارتباطات و بهره وری کل عوامل تولید بر صادرات غیرنفتی ایران در سالهای 1387-1350 می پردازیم. تجزیه و تحلیل های اقتصادسنجی با استفاده از نرم افزار Eviews به انجام رسیده است. 4-1. برآورد مدل ارائه شده فرم عمومی مدل مورد استفاده به صورت زیر است : NOIL=f (FDI,ICT,TFP,DUM1,DUM2) مدل تخمینی ما بصورت نیمه لگاریتمی می باشد: NOIL= 0+ 1LFDI+ 2LICT+ 3LTFP+ 4DUM1+ 5DUM2 می باشد که در آن: NOIL: نشان دهنده صادرات غیر نفتی LFDI: نشان دهنده لگاریتم سرمایه گذاری مستقیم خارجی LICT: نشان دهنده لگاریتم سهم فناوری اطلاعات و ارتباطات در تولید ناخالص داخلی :LTFP نشان دهنده لگاریتم بهره وری کل عوامل تولید DUM1: نشان دهنده متغیر مجازی افزایش درآمدهای نفتی در طی سالهای 1353 و 1354 DUM2: نشان دهنده متغیر مجازی سالهای جنگ داده های مورد نیاز این مطالعه شامل صادرات غیر نفتی سرمایه گذاری مستقیم خارجی ، فناوری اطلاعات و ارتباطات و بهره وری کل عوامل تولید می باشد که از مجموعه سر ی های زمانی بانک مرکزی و مرکز مطالعات آماری، اقتصادی و اجتماعی کشورهای اسلامی(SESRIC) طی سالهای 1350 تا 1387 جمع آوری شده است. 4-2- تخمین مدل به روشVAR از آنجاکه سری های زمانی در اقتصاد، غالباً ناپایا هستند به کار گیری روشهای متداول اقتصاد سنجی مانند روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برای سری های زمانی ناپایا در موارد بسیاری به تفسیر نادرست نتایج منجر می شود ( توکلی، 1376 ). از این رو در این تحقیق از تجزیه و تحلیل رگرسیونی با استفاده از الگوی خود توضیح برداری( VAR) به روش هم جمعی یوهانسن – جوسیلیوس برای برازش و تجزیه و تحلیل داده ها استفاده شده است. 4-2-1- آزمون پایایی متغیّرهای الگو برای آزمون پایایی متغیّرهای الگو آزمون دکی فولر تعمیم یافته (ADF) استفاده شده است. جدول (1 ): آزمون ریشه واحد در سطح متغیرها (آزمون دکی فولر تعمیم یافته) نتیجه ارزش بحرانی در سطح 1/0 ارزش بحرانی در سطح 0/05 ارزش بحرانی در سطح 0/01 آماره ADF روند زمانی عرض از مبدا متغیر ناپایا 3.2- 3.54- 4.24- 3.34 دارد دارد NOIL ناپایا 1.61- 1.95- 2.63- 0.28 ندارد ندارد LFDI ناپایا 3.2- 3.53- 4.22- 2.38- دارد دارد LICT ناپایا 2.61- 2.94- 3.64- 1.48- ندارد دارد LTFP جدول (2 ): آزمون ریشه واحد با تفاضل مرتبه اول متغیرها (آزمون دکی فولرتعمیم یافته) جدول (2 ): آزمون ریشه واحد با تفاضل مرتبه اول متغیرها (آزمون دکی فولرتعمیم یافته) نتیجه ارزش بحرانی در سطح 1/0 ارزش بحرانی در سطح 0/05 ارزش بحرانی در سطح 0/01 آماره ADF روند زمانی عرض از مبدا متغیر پایا 3.23- 3.60- 4.37- 4.53- دارد دارد Dnoil پایا 1.61- 1.95- 2.63- 7.31- ندارد ندارد DLFDI پایا 2.61- 2.94- 3.62- 4.76- ندارد دارد DLICT پایا 2.61- 2.94- 3.63- 4.57- ندارد دارد DLTFP منبع: یافته های تحقیق نتایج آزمون دیکی فولر تعمیم یافته بدین صورت است که تمامی متغیرها پس از یکبار تفاضل گیری و با درجه همگرایی یک ساکن می شوند. 4-2-2- انتخاب الگوی مناسب برای صادرات غیر نفتی در زمینه ی بررسی و تعیین روابط تعادلی بلندمدت بین چند متغیّر اقتصادی سری زمانی، از روش یوهانسن - جوسیلیوس استفاده خواهیم کرد . در این روش تعیین برآورد بردارهای هم جمعی بین متغیّرها با استفاده از ضرایب الگوی خود توضیح برداری ( VAR ) بین آن متغیّرها صورت می گیرد. ارتباط بین الگوی VAR و همجمعی این امکان را فراهم می کند تا به سادگی بردارهای هم جمعی را از روی ضرایب الگوی خود توضیح برداری به دست آورد . روش فوق تعداد روا بط بلندمدت را آزمون و شناسایی می کند و برآوردهای سازگاری از عوامل به دست می دهد ( یوهانسن،1988). به منظور برآورد تعادل بلندمدت به روش یوهانسن – جوسیلیو س، ابتدا مرتبه ی جمعی بودن متغیّرها تعیین می شود . سپس، برای تعیین تعداد وقفه ی بهینه از معیار آکاییک و شوارتز - بیزین استفاده می شود . برای تعیین تعداد بردارهای هم جمعی از آزمون اثر و آزمون حداکثر مقدار ویژه استفاده خواهد شد. 4-2-3- تعیین مرتبه ی جمعی بودن متغیّرهای الگو خلاصه ی نتایج آزمون دکی فولر که در جدول (2) آمده است، نشان می دهد که متغیّرهای الگو جمعی از مرتبه ی یک هستند. 4-2-4- تعیین تعداد وقفه ی بهینه تحلیل های هم جمعی به روش یوهانسن، مستلزم تعیین طول وقفه ی بهینه (P) در الگوی VAR است. تخمین های روابط بلند مدت به طول وقفه ی انتخاب شده برای VAR خیلی حساس هستند. وقفه ها را نباید بیش از حد بزرگ انتخاب کرد. وقفه باید به اندازه ای انتخاب شود که مشکل همبستگی پیاپی وجود نداشته باشد (نوفرستی، 1378). نتایج این آزمون در جدول (3) آمده است. جدول (3): تعیین تعداد وقفه های بهینه در الگوی تابع صادرات غیر نفتی تعداد وقفه شوارتز - بیزین آکاییک نتیجه 0 19.93988 19.39569 - 1 15.86404* 14.59428* - 2 16.78235 14.78701 - منبع: یافته های تحقیق از آنجا که معیارهای آکاییک و شوارتز – بیزین، حداکثر خود را به ازای طول وقفه یک دارند، بنابراین بر اساس هر دو معیار فوق طول وقفه ی بهینه یک تعیین می شود. 4-2-5- تعیین تعداد بردارهای هم جمعی آزمون های ریشه واحد انجام شده بر روی متغیرها ی فوق این مسأله را تایید می کنند که تمامی آنها انباشته از مرتبه یک هستند. بدین ترتیب با تعیین مرتبه انباشتگی متغیرها، اولین قدم در بکارگیری روش جوهانسن برداشته شده است. در روش مورد استفاده، الگوی کوتاه مدت، فاقد روند زمانی بوده و تنها دارای عرض از مبدأ می باشد. این عرض از مبدأ سبب خواهد شد تا روابط بلند مدت از روند برخوردار شوند. اما فرض بر این است که عرض از مبدأ روابط بلند مدت، توسط عرض از مبدأ روابط کوتاه مدت خنثی شده اند، به گونه ای که در نهایت تنها عرض از مبدأ برای الگوی کوتاه مدت باقی مانده است. حال بردارهای هم انباشته بین متغیرهای تابع صادرات غیر نفتی ایران به روش جوهانسن برآورد می شوند که مطابق آن نتایج آزمون های اثر و حداکثر مقادیر ویژه در جداول (4) و (5) ارائه شده است. جدول (4): تعیین تعداد بردارهای همگرا براساس آزمون اثر فرضیه صفر فرضیه مقابل مقدار آماره آزمون مقدار بحرانی در سطح 95% r=0 r>=1 72.81 63.87 r r>=2 43.2 42.92 r r>=3 20.47 25.87 r r>=4 8.20 12.52 منبع: یافته های تحقیق براساس نتایج جدول می توان وجود دو (r=2) بردار همگرا را برای آزمون اثر پذیرفت. چرا که مقدار آماره آزمون در این رابطه 47/20 می باشد که از مقادیر بحرانی 87/25 در سطح 95% کمتر می باشد. جدول (5): تعیین تعداد بردارهای همگرا براساس آزمون حداکثر مقادیر ویژه فرضیه صفر فرضیه مقابل مقدار آماره آزمون مقدار بحرانی در سطح 95% r=0 r=1 29.61 32.12 r r=2 22.73 25.82 r r=3 12.28 19.39 r r=4 8.20 12.52 منبع: یافته های تحقیق مطابق نتایج جدول (5)، وجود صفر (r=0) بردار همگرا برای آزمون حداکثر مقادیر ویژه تایید می شود. زیرا کمیت آماره آزمون 61/29 کمتر از مقدار بحرانی 12/32 در سطح 95% می باشد. 4-2-6- بردارهای همجمعی و تعیین رابطه ی بلندمدت روابط بلند مدت برآورد شده در جدول (6) آمده است . هر یک از روابط هم جمعی بدست آمده مبین یک رابطه تعادلی بلند مدت است. بنابراین مشکلی که وجود دارد شناسایی روابط تعادلی بلند مدتی است که از نظر اقتصادی با مفهوم هستند . و این کار امکان پذیر نخواهد بود مگر آن که اطلاعات اضافی دیگری خارج از الگو در اختیار داشته باشیم . چنین مسأله ای تعجب آور نیست ، زیرا هم جمعی یک مفهوم کاملاً آماری بر مبنای ویژگی های متغیرهای سری زمانی است .چون هم جمعی فاقد مبانی نظری اقتصادی است، روابطی که همجمع هستند ، لزوماً دارای مفهوم اقتصادی نیستند (نوفرستی،1378). جدول (6): نتایج رابطه بلند مدت بین متغیرهای مدل نام متغیر ضریب انحراف معیار مقدار آماره tاستیودنت NOIL 1 -------- -------- LFDI 12535.17 2358.00 9.23 LICT 47948.11 20483.5 2.34 LTFP 48949.68 23016.8 2.13 TREND 1440.442 304.501 4.73 منبع: یافته های تحقیق براساس جدول (6) تابع صادرات غیر نفتی را می توان بصورت زیر نوشت: NOIL=12535.17 LFDI + 47948.11 LICT + 48949.68 LTFP SE: (2358.00) (20483.5) (23016.8) در این الگو، صادرات غیر نفتی در ایران رابطه ی مستقیم و معنی داری با سرمایه گذاری مستقیم خارجی دارد به گونه ای که یک ریال افزایش در سرمایه گذاری مستقیم خارجی ، به طور متوسط صادرات غیر نفتی ایران را 17/12535 ریال افزایش می دهد. همچنین صادرات غیر نفتی در ایران رابطه ی مستقیم و معنی داری با فناوری اطلاعات و ارتباطات دارد به گونه ای که یک ریال افزایش در فناوری اطلاعات و ارتباطات، به طور متوسط صادرات غیر نفتی ایران را 11/47948ریال افزایش می دهد. بهره وری کل عوامل تولید نیز با صادرات غیر نفتی ایران رابطه مستقیم و معنی داری دارد به گونه ای که یک ریال افزایش در بهره وری کل عوامل تولید، به طور متوسط صادرات غیر نفتی ایران را 68/48949ریال افزایش می دهد. 5- نتیجه گیری از آنجایی که صادرات غیرنفتی می تواند اثرات مختلفی بر تولید ملی یک کشور داشته باشند،پس توجه به عوامل تأثیرگذار بر صادرات غیرنفتی اهمیت و ضرورت بیشتری دارد، لذا همانطور که در این تحقیق هم ملاحظه گردید، اثرات سرمایه گذاری مستقیم خارجی و فناوری اطلاعات و ارتباطات و بهره وری کل عوامل تولید بر صادرات غیرنفتی ایران قابل توجه بود به این صورت که بر اساس تصریح مدل، جهت برآورد اقتصاد سنجی، که از روش خود توضیح برداری استفاده شد نتایج برآوردها نشان داد که صادرات غیر نفتی در ایران رابطه ی مستقیم و معنی داری با سرمایه گذاری مستقیم خارجی، فناوری اطلاعات و ارتباطات و بهره وری کل عوامل تولید دارد . پس می توان این طور نتیجه گرفت که می توان با جذب سرمایه گذار خارجی فناوری را در قالب «آورده غیر نقدی» و به صورت ماشینها و تجهیزات، دانش فنی را به ایران وارد کرده بهره وری عوامل تولید را بهبود بخشیده و تولید ملی را تقویت کرد. 6- پیشنهادات برای افزایش تولید ملی از روزنه صادرات غیرنفتی و با استفاده از سرمایه گذاری خارجی، فناوری و ارتقا بهره وری مهمترین اقدام، ایجاد قانونی با عنوان«قانوان انتقال فناوری» است که باید در این قانون همه موارد جذب فناوری بالا، بهره گیری از آموزشهای سرمایه گذاران، بهره گیری از خدمات تخصصی و مدیریتی همراه با سرمایه گذاری خارجی، واردات فناوری و بومی کردن آن و بهره گیری از فناوری پیشرفته برای ورود به بازارهای جهانی و بدست آوردن جایگاه ویژه در آن پرداخته شود، پیشنهاد می گردد. منابع فارسی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران(1387)، نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی. حسینی نسب، ابراهیم و رضا، غوچی. ( 1386 ().تجارت خارجی و رشد بهره وری در صنایع کارخانه ایران.فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، سال هفتم، شماره اول. داودی، پرویز؛ شاهمرادی، اکبر (1383 ) ، بازشناسی عوامل مؤثر بر جذب سرمای هگذاری مستقیم خارجی (FDI) در اقتصاد ایران و 46 کشور جهان در چارچوب یک الگوی تلفیقی، . فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره 20 ، ص 114 رحمانی، تیمور و حیاتی، سارا ( 1386 )؛ "بررسی اثرات فناوری اطلاعات و ارتباطات بررشد بهره وری کل عوامل تولید: مطالعه بین کشور"، فصل نامه پژوهش های اقتصادی ایران، سال نهم، شماره 33 ، ص 51-25. شاه آبادی، ابوالفضل (1382 ) ، "بررسی عوامل تعیین کننده بهره وری کل عوامل اقتصادی در ایران"، مجله نامه مفید، شماره 38 ، ص58-27. عادلی ، محمد حسین ، نوروزی، روح الله، مطهری، محب الله (1388)، نقش سرمایه گذاری مستقیم خارجی بر صادرات غیر نفتی ایران، مجلة دانش و توسعه ،سال شانزدهم، شمارة 27 ، تابستان 1388 محمودزاده، محمود (1388)، اثرات فناوری اطلاعات و ارتباطات بر بهره وری کل عوامل تولید در ایران، پژوهشنامه ی مدیریت اجرایی، سال نهم، شماره ی2) پیاپی36 (، نیمه ی دوم 1388 معاونت برنامه ریزی ونظارت راهبردی ریاست جمهوری. (١٣٨٦ ). گزارش اقتصادی سال ١٣٨٤ و نظارت بر عملکرد سال اول برنامه چهارم توسعه. جلد اول: حوزههای فرابخشی فصل بیستم. نورانی، محمدرضا( 1374 (، تجزیه و تحلیل اقتصادی تأثیر سرمایه گذاری مستقیم خارجی بر اقتصاد ایران، پایان نامه دوره دکتری، دانشگاه تربیت مدرس. نوفرستی، محمد. ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی. تهران: مؤسسه خدمات فرهنگی رسا،1378 هادی ذوالنوز، بهروز ، (1379)،سرمایه گذ اری خارجی در ایران ، تهران ، نشر وپژوهش فرزان روز. Refrences Brenton P. and Winters A, (1987), estimating the international trade effects of 1992: West Germany, Journal of Common Market Studies, N.30, pp. 143-156. Casson, T. (1976) The Future of the Multinational Firm, Landon: Mac Millan, Zed. Haddad, M., & Harrison, A. (1993), Are There Positive Spillovers from Direct Foreign Investment? Journal of Development Economics, 42, 51-74. Helpman, E, (1984), A Simple Theory of Trade with Multinational Corporations, Journal of Political Economy, No92, pp451-71. Hsiao, F.S.T. & Hsiao, M.C.W. (2006), FDI, Exports, and GDP in East and Southeast Asia—Panel Data Versus Time-Series Causality Analyses, Journal of Asian Economics. No, 17 pp 1082- 1106. Johansen, S. (1988) « Statistical Analysis of Cointegration Vectors», Journal of Economic Dynamic and control, Vol 12, No 3,p 213-257. Johnson, A. (2006) FDI and Exports: the Case of the High Performing East Asian Economies, Working Paper Series in Economics and Institutions of Innovation with number 57. Jorgenson, D.W. , Motohashi, K. (2005); "Information Technology and the Japanese Economy", NBER Working Paper, No. 11801. Lail, K. (2004) Information Technology and Exports: A Case Study of Indian garments manufacturing enterprises, ZEF Discussion Papers on Development Policy, Bonn. Lee, Sang-Yong Tom, R. Gholami, and T.Y., Tong (2005); "Time Series Analysis in the Assessment of ICT Impact at the Aggregate Level- Lessons and Implications for the New Economy", Information and Management, Vol. 42, pp.1009-1022 Liu, X. H. and Shu, C. (2003), Determinants of Export Performance: Evidence from Chinese Industries, Economics of Planning, 36 (1), pp. 45-67. Moosa, I (2002), On the Determinants of FDI: Evidence from East and Southest Asia, World Development, No.21(3) , PP 391-406. Pessoa, A (2005). FDI and TFP in OECD countries: evidence from aggregate data. FEP working papers, n.188 Statical, Economic and Social Research and Training Centre for Islamic countries (sesric). Shiu A and Heshmati A (2006); "Technical Change and Total Factor Productivity Growth for Chinese Provinces: a Panel Data Analysis", Ratio Working Papers 98, Ratio Institute. Stockholm. UNCTAD, (2000) World Investment Report, Geneva. UNCTAD, (2006): Information Economy Report: The Development Perspective, United Nations, New York and Geneva. Vernon, R, (1960), International Investment and International Trade in Product Cycle, The Quarterly Journal of Economics, No. 80. pp 128-231. Zhang, K. H & Song, H. (2000), Promoting exports The Role of Inward FDI in China, China Economic Review, 11, pp, 385-396. Zhang, Q. & Felmingham, B. (2001),The Relationship Between Inward Direct Foreign Investment and China"s Provincial Export Trade, China Economic Review, No, 12. pp, 82-99. منبع : مقاله ارائه شده در همایش ملی نفت و توسعه اقتصادی انتهای متن/
93/05/15 - 01:21
این صفحه را در گوگل محبوب کنید
[ارسال شده از: فارس]
[مشاهده در: www.farsnews.com]
[تعداد بازديد از اين مطلب: 48]
-
اقتصادی
پربازدیدترینها