بررسی عامل مثر بر اقتصاد زیرزمینی در ایران )7511-7531( احمد جعفری صمیمی استاد دانشگاه مازندران jafarisa@umz.ac.ir 7 محسن اکبری کارشناس ارشد علم اقتصادی Akbari.m65@gmail.com چکیده در پژهش حاضر به بررسی اثر برخی از متغیرهای اقتصاد کالن بر حجم اقتصاد زیرزمینی در ایران برای دره زمانی 7531- استفاده شده است. نتایج 7511 پاخته شده است. برای این منظر از رش خد رگرسینی با قفههای تزیعی )ARDL( به دست آمده نشان دادند که بار مالیات مستقیم بار مالیات غیرمستقیم نرخ بیکاری نرخ ترم شاخص نرخ ارز اثر مستقیم بر اندازه اقتصاد زیرزمینی دارند. همچنین از متغیرهای نام به شده بار مالیاتی مستقیم غیر مستقیم بیشترین اثر را بر حجم اقتصاد زیرزمینی ایران دارند. اژگان کلیدی : اقتصادزیرزمینی رش ARDL اقتصادایران. Auto Regressive Distributed Lag (ARDL). - 7 نیسنده مسئل 1
7- مقدمه فرار مالیاتی تخصیص غیر بهینه عامل قاچاق کاال ارز فشار بر منابع مالی دلت افیش نابرابری اقتصادی شکست سیاستهای پلی مالی گسترش فساد از جمله مهمترین پیامدهای تسعه اقتصاد زیرزمینی است. به دلیل ماهیت غیرقاننی پنهان فعالیتهای زیرمجمعه اقتصاد زیرزمینی آمارهای رسمی در این زمینه جد ندا. برای بسیاری از سیاستمداران این مهم است که پیامدهای تصمیم گیریهای خد بر اقتصاد زیرزمینی را بدانند. در این پژهش به بررسی عامل مثر بر حجم اقتصاد زیرزمینی در ایران در خالل سالهای 7511-7531 پاخته شده است. برای این منظر مقاله حاضر در پنج بخش ارائه شده است. در بخش دم به تعاریف کلیاتی در باره اقتصاد زیرزمینی پاخته میشد. در بخش سم رش پژهش تشریح میشد. در بخش چهارم یافتههای پژهش بررسی میشد. در بخش انهتایی نیز نتیجه گیری پیشنهادها آه شده است. - ادبیات مضع با مرری بر ادبیات مضع در حزه اقتصاد زیرزمینی این نکته جلب تجه میکند که در متن مختلف آن را با نامهای مختلف رشهای برآ مختلف استفاده میکنند. از جمله آنها میتان به زیرزمینی 7 غیررسمی سایهای 5 ثبتنشده 4 همراه نا باری 74 گرش نشده 3 مشاهده نشده 6 غیرقاننی 1 غیرقابل مشاهده 1 پنهان 9 مازی 70 سیاه 77 ثانی 7 نامنظم 75 با پیشند اقتصاد اشاره ک. 73 اقتصاد زیرزمینی را کلیه فعالیتهایی که به عللی در حسابهای ملی نمیآیند تعریف میکند. تماس 76 فعالیتهای اقتصاد زیرزمینی را به چهار بخش تفکیك که به تعریف هر کدام از آنها به ترتیب زیر پاخته است. ادامه در 1 Underground. Informal. 3 Shadow. 4 Unrecorded. 5 Unreported. 6 Unobserved. 7 Illegal. 8 Unobservable. 9 Hidden. 10 Parallel. 11 Black. 1 Second. 13 Irregular. 14 Nonmarket. 16 Thomas. 73 عربمار یزدی علی )7514(.
3 :راناخ لااک یتامدخ ار دیلت دنکیم نیمه فرصم.دشیم یگژی راناخ تسا تلاصحم نآ رتمک راب هضرع ددرگیم نادقف تمیق یارب یاهلااک یدیلت نآ ثعاب دشیم یبایزرا شزرا اهلااک راشد دشاب هجیتن یااسح یلم هدیدان هتفرگ.دش مامت اهرشک یاهتیلاعف ندب یدزم هناخ ماجنا دشیم هناخ مناخ تامدخ ریظن رط یلک ای بلغا یااسح یلم هدیدان هتفرگ.دشیم :یمسرریغ یرایسب یاهرشک لاح هعست هلاع رب تادیلت یگناخ رانک تادیلت یتنس بلغا( )یزراشک یتعنص نم یرگید زین دج دراد درم هجت نانادداصتقا.تسا نامه یمسرریغ تسا لامعم لماش ناگدننکدیلت ءزج نانکراک اهنآ نینچمه سک نارهشیپ ندب رگراک نانکراک تامدخ یراجت لقنلمح رگید تامدخ یمسرریغ تسا یل یاههاگراک كچک ندب رگراک بلغا اههناخ رارق دراد یاههاگراک( )یگناخ رظن دادعت تیمها یرتشیب.دراد هتکن هجتلباق درم یمسرریغ تسا اهلااک تامدخ یدیلت طست زین فرصم اهنآ عنم ینناق درادن جم.تسا تلع رانک نتشاذگ یمسرریغ یرادباسح یلم راشد هنیزهرپ یرآعمج ندب تاعلاطا یرامآ.تسا :مظنمان مامت یاهتیلاعف یدنبهقبط هدش مک شیب یعن تیهام ینناقریغ ندب لثم رارف تایلام رارف تاررقم ریظن( تاررقم راک تیاعر ریبادت ینمیا )هاگراک بلقت همیب یعامتجا لاثما نآ ار.دنراد اریخا هجت هنگ اهتیلاعف یاهرشک هتفرشیپ ر شیازفا هدب هجیتن نآ لادتم ندش یاههژا یتافتم یارب نایب هدیدپ تسا رط لاثم ناتسلگنا یخرب یاهرشک ییاپرا داصتقا" هایس " اکیرما داصتقا" "ینیمزریز ترهش هتفای.تسا یگژی هدمع یاهتیلاعف تسا اب دج ینناق جم ندب لصا دیلت لااک تمدخ هحن دیلت عیزت نآ یراک فلاخ ینناقریغ ترص هتفرگ.تسا نچ یاهلااک هدشدیلت مظنمان زج اهلااک تامدخ جم تسا طقف هحن دیلت ای عیزت نآ ینکشنناق هدش تسا اذل فده تاماقم یتکلمم یریگلج دیلت اهنآ تسین لب شلات اهنآ هلباقم اب ییاهینکشنناق تسا نایرج ترص دیلت.دریگیم :ینناقریغ تادیلت لماش ینناقریغ اهتیلاعف دیلت اهلااک فلاخ تامدخ نناق ریظن لام یدزد یذاخا دیلت دیرخ شرف دام ینیفا اشحف ( یخرب )اهرشک هریغ.تسا اب هجت ناراکفلاخ ناراکتیانج لمع دخ فلاخ ار شرازگ دننکیمن یهیدب تسا تخادرپ تایلام مه رارف 7.دننکیم لدج راتخاس 1 یاهتیلاعف یمسرریغ داصتقا یزرا تلادابم دیلت تیهام عیزت / دیلت تیهام راناخ یمسرریغ مظنمان ینناقریغ درادن دراد دراد دراد ینناق ینناق ینناق ینناقریغ ینناق ینناق ینناقریغ ینناقریغ 7 سامت نارگید.)7516(
منبع : تماس دیگران )7516(. )7999( حداقل د تعریف ارائه میکند ال اینکه تلید یا درآمدی که در آمارهای رسمی ناپدید میشد دم تانزی 7 درآمدی که به مقامات دلتی گرش نمیشد تسط آنان کشف نمیشد. الین مقیاس تلیحا بیانکننده این مطلب است که کشر م مطالعه غنیتر از آنچه که آمارهای رسمی نشان میدهد است دمین مقیاس خاطرنشان میسازد که سازمان مالیاتی کشر درآمد کمتری نسبت به آنچه که باید صل گد دریافت میکند. از اینر به مقیاس دم مبحث فرار مالیاتی نیز گفته میشد. فلمینگ همکاران )000( نشان دادند که امکان دا ما بتانیم در تعریف اقتصاد زیرزمینی میان د ریک تمایز قائل شیم. ابتدا ریک تعریفی که اقتصاد زیرزمینی را به عنان فعالیتهای ثبتنشدهی اقتصادی نشان میدهد همچنین ریک رفتاری که بر رابطه قانین نهادی محیط اجتماعی تاکید میکند. 1-- عامل اثرگذار بر اقتصاد زیرزمینی در یك تقسیمبندی کلی میتان عامل اثرگذار بر اقتصاد زیرزمینی را در سه زمینه اقتصادی سیاسی اجتماعی م بررسی قرار داد. در اقع این عامل دارای اثرگذاری برابر در همه جای د نیستند بلکه نسبت به اینکه شرایط اقتصادی سیاسی اجتماعی یك کشر چگنه باشد تأثیر متفاتی دارند. همچنین اثرگذاری برخی عامل در اقتصاد زیرزمینی به رشنی مشخص نیست این به دلیل ماهیت اقتصاد زیرزمینی است. در اینجا به برخی از مهمترین آنها میپازیم. 1-1-- مالیات مالیاتها بر انتخاب مین فراغت نیری کار تأثیرگذار بده همچنین بر عرضه نیری کار در اقتصاد سایهای یا بخشی از اقتصاد که بر آن مالیات ضع نمیشد تأثیرگذارند زیرا هر چه اختالف بین هزینه نیری کار در بخش رسمی برای بنگاه دستمزد دریافتی نیری کار در این بخش بیش تر باشد مالیات بیشتری گرفته شد یا بنگاه سهم بیشتری برای تأمین اجتماعی پاخت کند هم بنگاهها هم نیری کار انگیزه باالتری برای فعالیت در بخش زیرزمینی دارند. تا زمانی که این اختالف به صرت سیعی به بار مالیاتی کل سیستم تأمین اجتماعی ابسته باشد این عامل از عامل کلیدی جد افیش اقتصاد سایهای محسب میشند. 5 زمانی که مالیات افیش یابد بخش کمتری از درآمد تحققیافته برای افراد باقی میماند بنابراین مم تشیق میشند به سمت فعالیتهایی ری آرند که امکان فرار از مالیات در آنها جد داشته باشد. بنابراین با افیش بار مالیاتی مین فرار مالیاتی در نتیجه اندازه اقتصاد زیرزمینی افیش مییابد. عرب مار یزدی )7510( بیان که است که ضع مالیات عارض به شکلهای گناگن تسط دلت این زمینه را فراهم میسازد تا بسته به انسجام کارآمدی نظام مالیاتی فرهنگ مالیاتی 1 Tanzi, v.(1999). Fleming and Others (000). 3 Schneider, Enste (000). 4
مجد در جامعه نیز نرخ مالیات عارض دریافتی پنهان سازی فعالیتهای اقتصادی به منظر گریز از پاخت مالیات عارض کمابیش صرت گی. است. برخی معتقدند که به دلیل رحیه مالیاتی عامل دیگری که در بحث مالیاتها مطرح میشد اخالق مالیاتی 7 اخالق مالیاتی مختلف است که مالیاتدهندگان کشرهای مختلف گرایشهای متفاتی به فرار از پاخت مالیات نشان میدهند. رحیه مالیاتی به صرت انگیزه ذاتی برای پاخت مالیات تعریف میشد. تعهد اخالقی بیشتر نسبت به پاخت مالیات مجب میشد که پنهانکاری فرار یا اجتناب مالیاتی عمل غیراخالقی دانسته شده مقدارش کاهش یابد در نتیجه فعالیتهای زیرزمینی کم میشد. 5 افیش کاهش نرخ مالیات بدن مطالعه کافی عاقب آن بر ری بخش زیرزمینی خد میتاند به عنان یك عامل مهم دیگر باشد. نبد نظام مالیاتی کارآمد سیاستها رشهای مستمر بلندمدت را میتان از جمله عامل تشدیدکننده حرکت به سمت فرار از مالیات به بخش غیررسمی دانست. 4-1-- اختالف نرخ ارز رسمی غیررسمی اختالف نرخ ارز رسمی غیررسمی در مقیاس خ مجب گسترش بار سیاه ارز میشد زیرا افراد سدج به دنبال این هستند که با فرش ارز در بار غیررسمی به سدهای کالن دست یابند. در مقیاس کالن اقتصادی افراد دارای رانت امتیات یژه از این اختالف محسس نرخ ارز برای اات با نرخ رسمی فرش در بار با نرخ غیررسمی سبب برهم زدن تعادل بار افیش قیمت ترم در گره کاالیی خاصی میشند. این پدیده در کشرهایی که قانن قدرت اجرایی بازدارنده کافی را ندا میتاند تأثیر زیادی بر افیش حجم اقتصاد زیرزمینی بگذا. همچنین چند نرخی بدن ارز سبب ایجاد انگیزه افراد برای مشارکت در صادرات اات قاچاق میشد. 3 3-1-- ترم باال بدن رشد قیمت کاالها به یژه کاالهای مصرفی مجب میشد که افراد بیشتری در زیر خط فقر قرار گیرند برای گذران زندگی مجبر به ری آن به فعالیتهای غیرقاننی شند. در تجیه این مطلب میتان گفت که اگر رشد قیمت کاالها به یژه کاالهای مصرفی افراد بیشتر از رشد حقق درآمد در بخش رسمی باشد فاصله هزینه از درآمد خانار بیشتر 4 سلیمی فر. کیانفر )7519(. 1 Tax Ethics. Tax Morale. 3 Torgler, B., Schneider, F.(009). 3 احمدی )751(. 5
میشد کارمندان برای تأمین هزینههای زندگی مجبر میشند به شغل دم ری آرند از آنجایی که امکان حضر یك ف به طر همزمان در د شغل رسمی جد ندا افراد مجبر به فعالیت در بخش غیررسمی میشند. 7 4-1-- دلت جمله در دهههای گذشته اقعیت مهمی در م افیش بخش سایهای اقتصاد رشن شده است. این اقعیت حضر دخالت سیاستمداران نظام برکراسی در عرصه فعالیتهای اقتصادی است.دلت به عنان یك رابط برای افیش اقتصاد زیرزمینی است. با افیش مداخله دلت در اقتصاد از مین آدی عمل افراد کاسته میشد انگیزهی آنها برای فعالیت در بخش رسمی را کاهش میدهد. لذا افراد ترجیح میدهند که در بخش زیرزمینی فعالیت داشته باشند. همچنین دلت نمیتاند از اتهام بار مالیاتی بگریزد. فشار قانین مانند قانین بار کار محددیت ساعت کار حداقل دستمزد حداقل سن هزینههای بیمه مانع تجاری تعرفههای باال استانداهای محیط کار محددیتهای کار خارجیان مقعیت بحرانهای اقتصادی از سیاستهای به ابسته که هستند عاملی دلت است. همچنین جد زمانهای طالنی تلیدکنندگان زیادی را به سمت تلید بدن مجز یعنی تلید در بخش زیرزمینی سق میدهد. دریافت مجزهای قاننی )077( افیش در فشار قانین را یك انگیننده قی برای اقتصاد زیرزمینی دانست زیرا دلت یا نهادهای رسمی جی 5 نمیتانند قانین کامال بیطرفانه را برای انجمنهای تجاری تضمین کنند بنابراین افراد ممکن است برای سایر انتخابهایی که شامل عمل زیرزمینی میشد جستج کنند. افیش در هزینههای دلت هزینههای غیرضرری نیز میتاند منجر به افیش اقتصاد زیرزمینی شد زیرا بدجه غیر عقالیی دلت میتاند بار مالی را برای مالیاتدهندگان زیاد کند. 5-1-- بیکاری نرخهای باالی بیکاری میتاند از جمله عامل گسترش بخش زیرزمینی به خصص در کشرهای در حال تسعه باشد. به عبارت بهتر عدم جد شغل رسمی زمینهساز اجباری یا خاسته ف به بخش پنهان خاهد شد. جد نرخهای باالی بیکاری در کشرهای در حال تسعه از جمله ایران باعث شده است افراد برای تأمین زندگی خاناده به دنبال یافتن شغلی در بخش غیررسمی باشند. در حقیقت عدم جد شغل به اندازه م ز جامعه از یك س جد هزینههای باالی زندگی از سی دیگر ف را خاسته یا ناخاسته مجاب میکند که به فعالیت در بخش پنهان ری آ. در م جهت اثرگذاری این عامل بر اقتصاد پنهان پیشبینیهایی میشد. چرا که بیکاری از جمله متغیرهای کالن اقتصادی بده افیش آن میتاند نتیجه اقتصاد به دران رکد کاهش تقاضای بار نیری کار باشد. 4 6-1-- فساد 3 Jie, S.W., Tat, H.H., Rasli, A. (011). 7 سلیمی فر. کیانفر )7519(. نیلی م. ملکی. )7513(. 4 شکیبایی رئیس پر. )7516(. 6
7 یارب نییبت مهفم داسف ناتیم فیرعت هدشهئارا كناب 7 یناهج درم شریذپ رگید یللملانیب یاهداهن زین تسا هراشا.تشاد فیرعت یدرکراک داسف یلام طست كناب یناهج هئارا هدش ترابع تسا هدافتساءس تق یممع یارب بسک داسف.یصصخ عفانم یلام یاهضراع تسا بلغا شنک لباقتم تلد داصتقا راب دریگیم همشچرس هژی دخ رگا تلد زین راچان یشقن ازن رب هدهع هتشاد.دشاب یاهدمن داسف ینیع یلام ددح ات یدایز هدیچیپ یهجدنچ یاراد اهلکش یاههیش تافتم.تسا هضراع یلام داسف لعف هداس تخادرپ ینناقریغ كی دنمراک تلد ات یدمآراکان كی ریگارف ماظن یسایس ای یداصتقا ار رب.دریگیم داسف یلام مه نانع كی لکشم یسایس یراتخاس ای یداصتقا مه نانع لضعم یقلاخا ای یتیبرت یدرف لباق لمأت.تسا -7-1- تیعنمم یخرب اهتیلاعف یضعب اهرشک عنمم دنتسه یلاح ریاس اهرشک جم.دنتسه یتایلمع دج دنراد جمریغ دنتسه اریز یناسک اهنآ ترص ینناقریغ راک هتشامگ دناهدش ای یتح زج یاهتیلاعف هناراکتیانج.دنتسه بلغا تادیلت عن اهتیلاعف یاراد یاضاقت ییلااب دنتسه دس ییلااب داجیا یم دننک نیمه لیلد هنگ تایلمع دجب هدمآ.دنا لکش هدمع اهتیلاعف دیلت عیزت ینناقریغ اهراد هتفس یاهیب ینناقریغ ضرق نداد لپ ترصب ابر دیلت شرف دام كانرطخ ای عنمم دننام هحلسا دام عنمم هدش... یدرام لیبق.دنشابیم یاهنیمخت شرازگ هدش عفانم یاهتیلاعف عنمم هدش رایسب لااب.دنتسه ربانب عبانم گرزب بسحرب دیلت یعقا ای یکیزیف لخاد اهتیلاعف دنتسه دیابن یاهتیلاعف هناراکهزب رتحضا دننام( اهیدزد راتشک اب ذخا دزمتسد ندیدزد هچب یذاخا )... هفاضا.دش یضعب اهرشک لقادح یضعب اهتیلاعف ار جم دننادیم یلاح ریاس اهرشک اهنآ ار جمریغ.دننادیم نانع لاثم رشک دنله شرف فرصم یخرب اهراد ار یاهرشک رگید ینناقریغ دنتسه جم دنادیم تیلاعف تابساحم دیلت یلم.دیآیم اب شیازفا یاهتیلاعف هناراکتیانج جمریغ عضم یلصا فیرعت یریگهدنا داصتقا ینیمزریز.تسا لیلد یاهدرآرب یلااب اهتیلاعف لمش تعنامم اهنآ دناتیم فلاتخا یگرزب ار یارب یریگهدنا داجیا.دنک -8-1- دخ یاهتیلاعف یلاغتشا شیخ ییامرف اهتیلاعف ترصب یدص یرین راک ترص شیخ ییامرف تیلاعف دننکیم رظن هتفرگ دشیم یلیلاد دننام یگدنکارپ كچک ندب حطس نییاپ دمآ یتایلام قلعت هتفرگ تراظن تلد رب اهنآ هیجت یداصتقا رادرخرب تسین زج ربانب داصتقا ینیمزریز بسحم.دنشیم --- تلد یاهدمآ شهاک 1 World Bank..)7519( ناراکمه ح یقداص
افیش حجم اقتصاد زیرزمینی به معنی مخفی ماندن بسیاری از فعالیتهای اقتصادی مشمل مالیات از چشم سازمانهای مالیاتی است اضافه بر آن اجتناب مالیاتی فرار مالیاتی نیز از درآمد مالیاتی دلت میکاهد. 7 3--- عدم کارآمدی سیاستگذاریها جد بخش زیرزمینی هماره سبب اثرگذاری بر اطالعات اقتصادی میشد. حال اگر سیاستگذاری با این اطالعات انجام شد هم سبب اشتباه در سیاستگذاری میشد هم تفسیر نتایج را به سمت خطا میکشاند. همچنین سبب برهم زدن تخصیص منابع میشد. 4--- فشار بر تلیدکنندگان داخلی قاچاق هم از جمله فعالیتهای پدیده اقتصاد زیرزمینی است. کاالی قاچاق ماد الیه قاچاق میتانند تان رقابت در کتاه مدت تان بقا در بلندمدت را از تلیدات بخش رسمی بگیرند. زیرا با نپاختن تعرفه عارض اشده ملزم به داشتن استانداها نیستند. همچنین قانین نهادی بار کار هم در آنها جد ندا از این ر قیمت تمامشده پایینتری از تلیدات رسمی دارند. 5 5--- کاهش رفاه اجتماعی به دلیل کاهش درآمدهای دلت تزیع درآمد کمكهای انتقالی با مشکل ربر میشند. همچنین دلت برای ارائه کاالهای عممی نیز تان کمتری دا. پس رفاه اجتماعی کاهش خاهد یافت مگر اینکه بر اساس اصل جبران رفاه اضافهشده افراد فعال در بخش زیرزمینی بیشتر از زیان بقیه افراد جامعه باشد در این صرت رفاه جامعه افیش مییابد. همچنین افراد فعال در این بخش درآمدهای باالیی کسب که که فاصله طبقاتی در جامعه را بیشتر میکنند. 4 3-- مرری بر مطالعات انجام شده 1-3-- مطالعات داخلی نیلی ملکی )7513( با استفاده از آمار 65 کشر که شامل ایران نیز میشد به بررسی اقتصاد زیرزمینی پاختند. در یك بررسی مقطعی برای سال 00 متغیرهای بار مالیاتی شدت مقررات دخالت دلت فساد رانتخاری را با یك مدل مقطعی اقتصادسنجی برآ کند. کشرهای با درآمد سرانه باالتر از سطح پایینتری از اقتصاد غیررسمی برخارند. کشرهای با سطح فساد باال دارای اندازهی بزرگتری از اقتصاد غیررسمی است. 7 همان. همان. 5 حق پناهیان حرا) 7514 (. 4 صامتی همکاران )7511(. 8
ابریشمی همکاران )7516( ارتباط متقارن میان اقتصاد زیرزمینی مالیاتها در ایران با استفاده از تحلیلهای هم انباشتگی مدل تصحیح خطا بررسی شد. آنها با تجه به خصصیات رش شاخصهای چندگانه- علل چندگانه از نتایج پژهش عرب مار )7510( استفاده کند. بر اساس نتایج اگر مالیاتهای مستقیم غیرمستقیم 70 درصد رشد کنند فعالیتهای اقتصاد زیرزمینی در دره جاری به همان ترتیب 4/5 3/9 درصد رشد خاهند داشت. همچنین اگر مالیاتهای مستقیم غیرمستقیم 70 درصد کاهش یابند فعالیتهای اقتصاد زیرزمینی در دره جاری به همان ترتیب 75 درصد کاهش خاهد داشت. برآ اثر بلندمدت تغییر 70 درصدی مالیاتهای مستقیم غیرمستقیم نیز به ترتیب 7/4 0/ است. در آخر ادعا کند که تأثیر مالیاتهای غیرمستقیم بر گسترش اقتصاد زیرزمینی در ایران از تأثیر مالیاتهای مستقیم در کتاه مدت بیشتر در مقابل تأثیر مالیاتهای مستقیم بر ری افیش حجم اقتصاد زیرزمینی در بلندمدت بیشتر است. شکیبایی رئیس پر )7516( در پژهش خد از متغیرهای اقتصادی اجتماعی برای بررسی اقتصاد سایهای ایران به طر همزمان استفاده کند. آنها رش شاخصهای چندگانه- علل چندگانه پیا را برای سالهای - 7537 7510 با متغیرهای فشار مالیاتهای مستقیم فشار مالیات بر اات بیکاری نرخ رشد جرائم مصرف حقیقی دلت نرخ خداشتغالی از جمله علل شکلگیری مین نقدینگی خارج از بانكها تلید ناخالص داخلی به عنان شاخص منعکسکننده آثار اقتصاد سایهای در ایران به کاربند. نتایج نشان میدهد حجم اقتصاد سایهای ایران اگر دره م بررسی را به سه دهه تقسیم کنیم میانگین دهه ال 70/7 درصد دهه دم 70/06 دهه آخر 76/40 درصد تلید ناخالص داخلی است. در کل دره م بررسی این میانگین برابر 7/56 درصد تلید ناخالص داخلی است. نادران صدیقی )7511( برای سالهای - 7537 751 با استفاده از الگی خد تضیحدهنده با قفههای گسته اثر مالیاتها بر اقتصاد زیرزمینی ایران را بررسی کند. نتایج نشان میدهد بار مالیاتی مستقیم اثر معنیداری بر اقتصاد زیرزمینی ندا. بار مالیاتی غیرمستقیم دارای اثر مثبت معنیداری است. در بین اج بار مالیاتی غیرمستقیم مالیات بر اات رابطه معنیداری با اقتصاد زیرزمینی ندا لی این رابطه برای مالیات بر فرش معنیدار است. به طری که با افیش 7 درصد در نسبت کل مالیاتهای غیرمستقیم به تلید ناخالص داخلی حجم اقتصاد زیرزمینی به تلید ناخالص داخلی حدد درصد افیش مییابد. صامتی همکاران )7511( با استفاده از رش شاخصهای چندگانه- علل چندگانه اقتصاد زیرزمینی ایران را بررسی کند. نتایج برآ مدلهای انتخابشده نشان میدهد که بیکاری محددیتهای تجاری ترم بار مالیاتی درآمدهای حاصل از منابع طبیعی حجم دلت از جمله عامل اثرگذار بر گسترش اقتصاد زیرزمینی در ایران است. سپس با استفاده از آزمن علیت گرنجر رابطه علی بین اقتصاد زیرزمینی اقتصاد رسمی آزمن شده است. اندازه نسبی این پدیده در دره 47 ساله م بررسی رند افیشی داشته از 6/4 درصد اقتصاد رسمی در سال 7544 شرع در سال 7546 به حداقل مقدار خد یعنی 3/30 درصد اقتصاد رسمی میرسد در طی این مسیر همراه با فراز نشیبهایی است. که در سال 7510 به حداکثر مقدار خد یعنی 1/16 درصد اقتصاد رسمی میرسد به 6/73 درصد اقتصاد رسمی در سال 7514 خاتمه مییابد. میانگین اندازه نسبی اقتصاد زیرزمینی در طی این دره 47 ساله 71/34 درصد اقتصاد رسمی بده است. نتایج به دست آمده نشان میدهد رند تغییر تحل اقتصاد زیرزمینی در ایران به طر معنیداری از د متغیر بیکاری محددیتهای تجاری تبعیت میکند. 9
سلیمی فر کیانفر )7519( برای محاسبه اندازه اقتصاد غیررسمی از رش شکاف درآمدی استفاده کند. حجم اقتصاد غیررسمی در بخش شهری در اقتصاد ایران در سالهای - 7567 7511 برآ شده است. نتایج حاصل از تحقیق رند افیشی حجم بخش غیررسمی را در سالهای جنگ تحمیلی نشان میدهد به طری که در سال 61 اندازه اقتصاد غیررسمی برابر 61/11 درصد اقتصاد رسمی است. پس از جنگ تحمیلی نیز نساناتی در بخش پنهان اقتصاد در دره م بررسی دیده می شد کمترین مین اقتصاد غیررسمی مربط به سال 751 برابر 9/1 درصد اقتصاد رسمی است. در بخش پایانی پس از بررسی پایایی متغیرهای م آزمن با استفاده از رش حداقل مربعات معملی اثر نرخ ترم به تفکیك گرههای اختصاصی بر اندازه بخش غیررسمی سنجیده شده است. نتایج نشان میدهد تنها افیش نرخ ترم در گره کاال افیش بخش غیررسمی شهری را به دنبال دا. سعی به اندازهگیری تأثیر اندازهی اقتصاد مهرابی بشر آبادی همکاران )7519( با استفاده از فن تصحیح خطای باری 7 سایهای بر رشد اقتصادی ایران برای سالهای - 7537 7516 کند. برای برآ اقتصاد سایهای از رش منطق فازی استفاده شده است. آنها از متغیرهای نرخ مثر مالیاتی شاخصی از قانین مقررات دلت به عنان عامل ایجادکننده اقتصاد سایهای استفاده کند. اندازه اقتصاد سایهای در دره م بررسی در محدده 7/3 تا 45 درصد تلید ناخالص داخلی در نسان است. میانگین این نسبت در این دره زمانی 1/3 درصد است. یافتههای پژهش نشان داد که هم در کتاه مدت هم در بلندمدت بین اندازه اقتصاد سایهای رشد اقتصادی رابطه منفی معنیداری جد دا در بلندمدت با افیش 7 درصد اندازه اقتصاد سایهای رشد اقتصادی به مین 0/5 درصد کاسته میشد. اکانی همکاران )7590( با کاربی از منطق فازی به تخمین رند اقتصاد زیرزمینی ایران برای سالهای 7516-7533 پاختهاند. آنها با استفاده از د متغیر ی م استفاده درآمد سرانه بار مالیاتی مستقیم حجم اقتصاد زیرزمینی ایران را برآ کند. نتایج نشان میدهد با فرض اینکه درآمد سرانه بار مالیاتی مستقیم از عامل مهم ایجاد اقتصاد زیرزمینی در ایران باشند این پدیده از یك رند پایداری نسبی طی سالهای - 7510 7516 برخار است. مداح نع ایران )7597( با استفاده از رهیافت فیلتر کالمن به تخمین ارزش اقتصاد غیررسمی در ایران بر مبنای متغیرهای زیستمحیطی پاختند. متغیر پنهان اقتصاد غیررسمی که برابر است با تفات تلید کل گرششده با استفاده از رش فیلتر کالمن بر مبنای متغیرهای زیستمحیطی شامل انتشار دیاکسید کربن مساحت جنگل برای اقتصاد ایران طی سال های - 7539 7511 تخمین زده شده است. نتایج نشان میدهد که رابطهی بلندمدت معنیداری میان تلید کل مساحت جنگلها تعداد کارگاههای صنعتی با انتشار دیاکسید کربن در اقتصاد ایران جد دا. این رابطه به ترتیب مستقیم غیرمستقیم مستقیم برآ شده اندازه ضریب تأثیر سه متغیر فق بر انتشار دیاکسید کربن به ترتیب 7/63-0/319 0/031 است. بر اساس نتایج به دست آمده تلید کل برآ شده در تمامی سالها از تلید گرششده بیشتر است که بر این اساس جد اقتصاد غیررسمی در ایران تأیید میشد. سهم اقتصاد غیررسمی از تلید ناخالص اقعی کشر در سالهای م مطالعه به طر متسط آن از تلید ناخالص داخلی 53/6 درصد برآ شده است. 1 Vector Error Correction Model (VECM). 11
نصراللهی طالعی اکانی )7597( به بررسی اقتصاد سایهای ایران اثر آن بر آلدگی ها برای سالهای - 7534 7516 پاختند. در آن پژهش عاله بر بررسی اثرات مستقیم متغیرهای علی اقتصاد سایهای به بررسی اثر برهمکنش این متغیرها بر ری متغیر پنهان اقتصاد سایهای به منظر تخمین رند حجم آن با کارب نرمافر لیزرل میپازد. متغیرهای نرخ بیکاری بار مالیات مستقیم نرخ رشد بار مالیات مستقیم نرخ ترم نرخ رشد تلید ناخالص داخلی ساالنه نسبت جمعیت فعال به کل جمعیت شاخص سیاسی به عنان علل ایجاد مصرف انرژی حجم سپههای دیداری نرخ مشارکت مان به عنان آثار منعکسکننده اقتصاد زیرزمینی با رش شاخصهای چندگانه- علل چندگانه برای تخمین اقتصاد سایهای بررسی شد. نتایج نشان میدهد میانگین نسبت حجم اقتصاد سایهای به تلید ناخالص داخلی طی دره م بررسی 7/3 درصد بده به طر متسط به ا هر یك احد افیش در اندازه اقتصاد سایهای آلدگی ها به مین 0/71 درصد افیش مییابد. -3-- مطالعات خارجی )07( بررسی ک که کیفیت حاکمیت ملی بخش عممی چه اثری را بر اقتصاد سایهای دا. حدد پژهش رگ 7 برای 53 کشر ارپایی )1 کشر )OECD است. ی با یك مجمعه از 31 شاخص با بارگیری مدل معادالت ساختاری این تحلیل را انجام داده است. تعیینکنندههای اقتصاد سایهای از جمله سطح تسعه سیستم اداری ارزش اعتبار قانن پاختهای تأمین اجتماعی مالیات پیچیدگی مالیاتی نظارت اخالق مالیاتی قانین بار کار بیکاری دستمزد نیری کار به عنان شاخص در نظر گرفته شده است. تحلیلها نشان دادند که اندازه اقتصاد سایهای تا حد زیادی به تعیینکنندههایش مرتبط است. سطح تسعه کلی یك کشر کیفیت حاکمیت عممی سیستم اداری عامل تأثیرگذاری هستند باید م تجه سیاستگذاران باشند. کمترین حجم برآ شده برای اقتصاد سایهای مربط به نیزیلند با 7 درصد تلید ناخالص داخلی بده بیشترین برای د کشر رمانی لتنی با 70 درصد است. )07( عامل ایجاد اقتصاد زیرزمینی را با تاکید یژه بر نقش بنگاهها حاکمیت قانن برای 700 سینگ همکاران کشر بررسی کند. متغیرهایی مانند بار مالیاتی رسمی یا غیررسمی بدن سازمانهای سیاسی اجتماعی اقتصادی محددیتهای بازدارنده بار کار افیش اشتغال غیررسمی عدم امکان دسترسی به بخشهای مالی رسمی برای بنگاهها اشخاص را از عامل ایجاد اقتصاد زیرزمینی است. آنها از رش حداقل مربعات معملی برای این کار استفاده کند. متغیر ابسته اقتصاد سایهای بده است که مقادیر آن از محاسبات اشنایدر همکاران )070( گرفته شد نرخ نهایی مالیات بر درآمد تلید ناخالص اقعی سرانه نرخ ترم به عنان متغیرهای تضیحی در نظر گرفته شدند. نتایج نشان میدهد که قتی تجارت با قانین سخت اجرای متناقض فساد ربر باشد انگیزه باالیی برای پنهان کن فعالیتها در اقتصاد زیرزمینی ایجاد میکند همچنین شاهد تجربی نشان میدهند که بنگاهها نسبت به نرخ مالیات عامل مهمتری در ایجاد تسعه اقتصاد زیرزمینی بشمار میرند. 1 Ruge, M. Singh, A., Jain-Chandra, S., Mohommad, A. 11
)07( به بررسی اثر امکان اجتناب از پاخت مالیاتی به صرت قاننی بر فرار مالیاتی غیرقاننی در پی نك همکاران 7 آن بر اقتصاد سایهای پاختند. با استفاده از فرمل کن مدل رفتار خانار در نظریه اقتصاد خ که هر خانار میتاند با تجه به بهینهسازی در بخش رسمی یا سایهای شرکت کند برای این کار از متغیرهای مالیات بر درآمد عرضه نیری کار استفاده کند. نتایج استفاده از آمارهای مقایسهای نشان داد که پیچیدگی نظام مالیاتی اثر منفی در مشارکت در بخش سایهای دا. یعنی اینکه نظام مالیاتی سیع پیچیده با امکانات اجتناب مالیاتی قاننی میتاند مشارکت در بخش سایهای را کاهش دهد. همچنین نشان دادند که یك کاهش در حداکثر ساعت کاری قابلقبل در بخش رسمی عرضه نیری کار در بخش سایهای را گسترش میدهد. هانمینانگ همکاران )07( به بررسی اقتصاد زیرزمینی در تایان برای سالهای - 796 005 همچنین بررسی پاسخ نامتقارن آن به تغییر نرخ مالیات در تایان پاختند. از رش استفادهشده هر کدام نتایج متفاتی را از اندازه اقتصاد بد که با فرض مقدار 0/761 برای نسبت پل نقد گاتمن 4 زیرزمینی نشان دادند. رش ال رش نسبت پل نقد به سپه 5 به سپه در سال پایه مقادیر اقتصاد زیرزمینی را برای هر سال محاسبه کند که مقدار آن از 75 تا 41 درصد تلید ناخالص تانزی بده که مقدار محاسبه اقتصاد زیرزمینی شده از 1 تا 0 درصد داخلی در نسان است. رش دم رش تقاضای پل 3 تلید ناخالص داخلی در نسان است. آنها تفات در مقادیر را به دلیل تفات در فرض در د رش دانستهاند. تانزی مقدار محاسبهشده را تنها اقتصاد سایهای ناشی از مالیات میداند اما گاتمن آن را دربرگیرنده همه فعالیتهای سایهای میداند. آنان همچنین نتیجه گرفتند که اثر مالیات مستقیم بر اقتصاد زیرزمینی قیتر از مالیات غیرمستقیم است. )07( به بررسی رابطه بین اقتصاد سایهای اعتماد تعمیمیافته برای بسیاری از کشرهای تسعهیافته هرنانکرت من 6 در حال تسعه پاختند. آنها از برآ اقتصاد سایهای اشنایدر )001 004( از شاخص سازی اعتماد برای - 7999 004 استفاده کند. نتایج نشان داد که این رابطه به صرت بسیار قی منفی است. یعنی کشرهای دارای سطح شاخص اعتماد باالتر از اندازه اقتصاد سایهای کچكتری برخارند. )075( به تحلیل رابطه مهاجرت ساختار شغلی اقتصاد غیررسمی برای مناطق شهری مکزیك در شیهان ریزمنا 1 دره - 7910 000 پاختند. آنها از اطالعات نقشه مهاجرت مکزیك برای 36 جامعه مکزیکی با تاکید بر مهاجرت با امریکا استفاده کند با رش رگرسینی منطقی چند سطحی در چند مقطع مشارکت افراد با پیشینه مهاجرت به امریکا را در بخش رسمی غیررسمی بررسی کند. نتایج نشان داد که خانادههای باتجربهی مهاجرت تمایل بیشتری به شرکت در بخش 1 Neck, R Wächter, R. Schneider, F. Han-Min Wang, D. Hui-Kuang Yu, T. Hu, c. 3 Cash Deposit Ratio Approach. 4 Gutmann. 5 Currency Demand Approach. 6 D Hernoncourt, J. Méon, P G. 7 Sheehan, C. Riosmena, F. 1
غیررسمی را دارند تنها 70 درصد در بخش رسمی مشغل میشند. این تمایل بیشتر در بخشهای دارای اقتصاد پیا دیده میشد. )075( به بررسی حجم اقتصاد زیرزمینی رابطه آن با تسعه مالی پاختند. آنها از دادههای یك کاپاس جاپلی 7 کشر ایتالیا برای سالهای - 7993 004 استفاده کند. با استفاده از اطالعات اقتصاد خی گرفتهشده مفق به بانك شدند. سپس این شاخص را برای تسعهیافتگی محددهای ناکارآمدی قضایی ساختن شاخص بر مبنای خ اقتصاد زیرزمینی 5 سایر مقیاسهای شخصی منطقهای رگرسین زدند. نتایج نشان داد که حجم اقتصاد زیرزمینی به طر قی منفی دارای همبستگی با تسعهیافتگی مالی است. همچنین بیان کند که بیشتر بخشهای رقابتی نآرانه فعالیتهای زیرزمینی کمتری از خد نشان میدهند تسعهیافتگی مالی در بخشهای بزرگ )گشگری ساختمانسازی...( اثر بزرگتری دا. 5- رش پژهش 1-3- حدد پژهش حدد زمانی پژهش ساله یا 7511-7531 حدد مکانی آن مربط به ایران است. -3- رش جمعآری دادهها کلیه اطالعات دادههای م ز به رش کتابخانهای جمعآری میشند. به این منظر از مراکز اطالعرسانی الکترنیك بانك مرکزی مرکز آمار ایران مراکز علمی دانشگاهی سایر منابع مأخذ معتبر استفاده میشد. 3-3 -آزمنهای پایایی 1-3-3 -آزمن دیکی فلر تعمیمیافته 4 برای آزمن ناپایایی ابتدا فرض بر این قرار است که سری زمانی م بحث دارای یك فرآیند خد تضیح مرتبه ال است سپس فرضیه H 0 را بر آن اساس آزمن میکیم. اکنن اگر این فرض صحیح نباشد سری زمانی تحت بررسی دارای فرآیند خد تضیح مرتبه p باشد رابطه م برآ برای آزمن ρ از تصریح پیایی صحیح برخار نخاهد بد این امر مجب 1 Capasso, S. Jappelli, T. Bank of Italy SHIW. 3 Micro-Based Index of the Underground Economy. 4 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test. 13
خاهد شد تا جمالت خطای رگرسین دچار خد همبستگی شد. قتی جمالت خطا دارای خد همبستگی باشند دیگر نمیتان از آزمن دیکی فلر برای پایایی استفاده ک زیرا در این حالت دیگر تزیع حدی کمیتهای بحرانی به دست آمده تسط دیکی فلر درست نیست. به همین دلیل دیکی فلر در سال 7917 به تعمیم الگی خد با فرض خد همبستگی اجی اخالل پاختند. ایشان برای از بین بن خد همبستگی از مقادیر تأخیری متغیر ابسته استفاده کند زیرا همبستگی ایجادشده بین اجی اخالل ناشی از جد مقادیر تأخیری متغیر ابسته است که با خارج کن آنها همبستگی از بین می. لذا الگی تعمیمیافته به صرت زیر است: Y t = δy t 7 + p β i= i Y t i+7 + ε t ) 7( Y t i+7 مقدار تأخیری متغیر ابسته است )نفرستی 7511(. -3-3 -آزمن فیلیپس - پرن 1 آماره آزمن پیشنهادی تسط فیلیپس پرن )7911( بر اساس تضیح حدی آمارههای مختلف دیکی فلر است با این تفات که فرض اینکه جمالت اخالل u t نشان دادند که آماره آزمن برای آزمن = 7 ρ در معادله که قتی τ 5 به صرت همانند مستقل از یکدیگر تزیعشدهاند کنار گذاشته شده است. فیلیپس پرن است. Y t = α + βt + δy t 7 + u t ) ( u t ها به صرت همانند مستقل از یکدیگر تزیع نشدهاند دارای یك تزیع حدی است. که شامل عبارات زیر است: σ u = lim n σ n E(u ) t=7 t n n E(u t ) t=1 lim n n ) 5( ) 4( u t اگر ها به صرت همانند مستقل از هم تزیعشده باشند آنگاه σ σ u معادل خاهند بد نتایج فیلیپس پرن همانند نتایج گرفتهشده تسط دیکی فلر است. اما معمال این د مسای نیستند در نتیجه آزمنهای انجامشده تسط آماره آزمن τ 5 از اعتبار الزم برخار نیست. فیلیپس پرن تبدیالت متفاتی از را که با نمایش میدهیم به کمك رابط 1 Phillips &Perron. 14
فق استخراج کهاند مقادیر بحرانی آن را مقایسه نمدهاند. بنابراین اگر باشند میتان از آماره u t τ 5 دیکی-فلر استفاده ک لی اگر u t ها به صرت همانند مستقل از هم تزیعشده ها به صرت همانند مستقل از هم تزیع نشده باشند باید z(τ 5 پیشنهادی فیلیپس پرن برای آزمن پایایی سری زمانی م استفاده قرار گی )نفرستی 7511(. آماره ) 1 4-3- رش خد رگرسین با قفههای تزیعی( ARDL ) )7991( ثابت کهاند که اگر بار همگرایی از بارگیری رش حداقل مربعات بر اساس یك رابطهی خد پسران شین بازگشت با قفههای تزیعی که قفههای آن به خبی تصریحشده باشند به دست آید عاله بر اینکه برآگر حداقل تزیع نرمال دا در نمنههای کچك از اریب کمتر کارایی بیشتر برخار خاهد بد. از دیگر میای استفاده از رش مذکر به دست آن برآهای سازگار از ضرایب بلندمدت بدن تجه به )0(I )7(I بدن متغیرها است. استفاده از رش حداقل مربعات در برآ رابطهی بلندمدت برای نمنههای با حجم کچك به دلیل در نظر نگرفتن اکنشهای پیای کتاه مدت )7995( با استفاده از رش شبیهسازی )7995( ایندر 4 مجد بین متغیرها برآ بدن ترشی را ارائه نخاهد ک. بنرجی 5 منتکارل نشان دادهاند که در نمنههای کچك ترش برآ ممکن است قابل تجه باشد. بنابراین باید الگیی برآ شد که پیایی کتاه مدت را در خد داشته باشد در نتیجه ضرایب الگ با دقت بیشتری برآ شند )نفرستی 7511(. فرم کلی الگی ) ARDL(p,q1,q,...qk را میتان به صرت زیر بیان ک. φ(l, P)Y t = k β i=7 i (L, q i )X it + δw t + μ t ) 3( Q(L, P) = 7 φ 7 L φ L φ p L p β i (L, q i ) = β i0 + β i7 L + + β iqi L q i i = 7,,5,, k LY = Y t 7 در رابطهی فق L نشانگر عملگر قفهی زمانی مرتبهی ال است به طری که Y t X it نشانگر متغیر ابسته نشانگر بار متغیرهای تضیحی (k q i i) =,7, تعداد قفههای بهینه مربط به هر یك از متغیرهای تضیحی p تعداد قفهی بهینه مربط به متغیر ابسته متغیرهای برن با قفههای ثابت است. W t بار متغیرهای قطعی همچن عرض از مبدأ متغیرهای فصلی رند زمانی یا 1 Auto Regressive Distributed Lag (ARDL). Pesaran and shin. 3 Banerjee. 4 Inder. 15
معادله )3( با استفاده از نرمافر Microfit برآ میشد. این نرمافر معادلهی مزبر را با استفاده از رش حداقل مربعات معملی برای تمامی مقادیر P = 0,7, m q i = 0,7, m i = 7,,.. k یعنی تعداد (m + 7) k رگرسین مختلف تخمین میزند.در مرحلهی بعد با استفاده از یکی از معیارهای آکاییك شارتز -بیزین حنان -کیین یا ضریب تعیین تعدیلشده به انتخاب قفههای بهینه مدل پاخته میشد. از معیارهای باال پسران شین معیار شارتز -بیزین را برای تعیین قفههای بهینهی مدل پیشنهاد میکنند. این معیار با تجه به کچك بدن حجم نمنه در تعداد قفهها صرفهجیی میکند تا در نهایت تعداد درجات آدی کمتری از دست داده شد. 5-3- الگی تصحیح خطا )ECM( مطابق با مدل انتخابی ارائه میکند. به منظر استخراج عاله بر این نرمافر Microfit یك مدل تصحیح خطا 7 W t, Y t, X 7t بر حسب مقادیر با قفه مدل تصحیح خطا بر اساس الگی ) ARDL(p,q1,q,...qk متغیرهای X kt, تفاضل مرتبه ال آنها در نظر گرفته میشند مدل تصحیح خطا از رابطه زیر حاصل میشد. k Y t = φ(l, P)EC t 7 + β i=7 i0 X it + δ W t φ j Y t j β i=7 ij ) 6( p 7 j=7 k p 7 j=7 X i,t j + U t معادالت فق به رش حداقل مربعات معملی برآ شده با انجام آزمنهای الزم ساختار پیایی کتاه مدت مدل مشخص میشد. در مدل تصحیح خطا ضریب EC t 7 میدهد چه سهمی از عدم تعادل متغیر ابسته این متغیر منفی مقدار آن بین صفر 7 - باشد. Y t نشاندهندهی سرعت تعادل به سمت تعادل بلندمدت است این ضریب نشان طی درهی قبل در درهی جاری تصحیح میشد. انتظار می عالمت 4- یافتههای پژهش 1-4- آزمن مانایی مدلسازی اقتصادسنجی با استفاده از سریهای زمانی به رشهای سنتی معمل مبنی بر فرض پایایی متغیرهای سری زمانی است. درحالیکه بسیاری از متغیرهای کالن اقتصادی پایا نیستند اغلب حای یك رند تصادفی)ریشه احد( میباشند که با تفاضل گیری رند مذکر حذف میشند. از آنجا که حضر چنین رندی تخمین استنباطهای آماری را غیر معتبر میسازد لذا ضرری است از رشهایی در برآ تابع هنگام استفاده از سریهای زمانی استفاده شد که به مسئله پایایی 1 Error Correction Model. نفرستی )7511(. 16
همجمعی تجه داشته باشند. الگ خد رگرسین با قفههای تزیعی از جمله رشهایی است که در آن الزم نیست. درجه پایایی متغیرها یکسان باشد صرفا با تعیین قفههای مناسب برای متغیرها میتان مدل مناسب راانتخاب ک )نفرستی.)7511 اما در این رش نیز الزم است قبل از برآ مدل آزمن مانایی برای تمامی متغیرها انجام شد تا این اطمینان حاصل شد که هیچ یك از متغیرها جمعی از مرتبه د یعنی ()I نیستند به این سیله از نتایج ساختگی اجتناب شد زیرا هنگام جد متغیرهای ()I در مدل آمارههای F محاسبه شده قابل اعتماد نیستند زیرا آزمن F مبتنی بر این فرض است که تمامی متغیرهای مجد در مدل (0)I یا (7)I هستند. لذا انجام آزمن ریشه احد در مدل برای تعیین اینکه هیچ یك از متغیرها جمعی از مرتبه یك یا بیشتر هستند یا نه ضرری است )آذربایجانی همکاران 7511(. برای بررسی پایایی متغیرها در پژهش حاضر از آزمن دیکی-فلر تعمیم یافته )ADF( آزمن فیلیپس-پرن) PP ( استفاده شده است. بررسی این آزمنها تسط نرم افر EVEIWS 6 انجام گرفته است. نتایج آزمن دیکی-فلر تعمیم یافته در جدل )7( شماره آه شده است. جدل )1( آزمن دیکی-فلر تعمیم یافته متغیر آماره محاسباتی مقدار بحرانی سطح بحرانی نتیجه پایا % 11 -/6-3/55 UE پایا % 11 -/6 -/75 DIR پایا % 11 -/6-3/13 INDIR ناپایا % 11 -/6-1/83 IE پایا % 11 -/6 -/7 TAR ناپایا % 11 -/6 -/35 UN منبع: محاسبات نیسندگان. همانطر که در جدل مشاهده میشد قدر مطلق آماره دیکی-فلر تعمیم یافته محاسبه شده برای متغیرهای اقتصاد زیرزمینی بارمالیاتی مستقیم بارمالیاتی غیرمستقیم نرخ متسط تعرفه از قدر مطلق مقدار بحرانی در سطح %70 بزرگتر است این متغیرها پایا هستند. اما قدر مطلق آماره دیکی-فلر تعمیم یافته محاسبه شده برای د متغیر نرخ بیکاری اختالف نرخ ارز رسمی غیررسمی از قدر مطلق مقدار بحرانی در سطح مجدد پایایی این د متغیر یکبار تفاضل گیری که نتایج در جدل )( آه شده است. %70 کچکتر است این متغیرها ناپایا هستند. برای بررسی جدل )( آزمن دیکی-فلر تعمیم یافته با یک بار تفاضلگیری متغیر آماره محاسباتی مقدار بحرانی سطح بحرانی نتیجه پایا (1)I % 1-3/68 17
پایا( I(1 % 5 -/57-4/66 IE پایا( I(1 % 11 -/6 پایا( I(1 پایا( I(1 % 1 % 5-3/68 -/57-5/47 UN پایا( I(1 % 11 -/6 منبع: محاسبات نیسندگان. همانطر که در جدل مشاهده میشد قدر مطلق آماره دیکی-فلر تعمیم یافته محاسبه شده پس از یکبار تفاضل گیری برای د متغیر نرخ بیکاری اختالف نرخ ارز رسمی غیررسمی از قدر مطلق مقادیر بحرانی در هر سه سطح بزرگتر است این متغیرها پایا هستند. است. در این تخمین جهت برازش بهتر مدل یك متغیر مهمی D 7 در مدل ا شده است. علت این متغیر مهمی در مدل این است که با تجه به شرایط اقتصاد ایران دارای شکست ساختاری در متغیر م استفاده در مدل یعنی نرخ ترم برای بررسی پایایی متغیر ترم در پژهش حاضر به دلیل جد شکست ساختاری از آزمن فیلیپس-پرن )PP( استفاده شده است. نتایج آزمن فیلیپس- پرن در جدل شماره )5( آه شده است. جدل )3( آزمن فیلیپس-پرن متغیر آماره محاسباتی مقدار بحرانی سطح بحرانی نتیجه ناپایا پایا % 1 % 5-3/68 -/57-3/15 IN پایا % 11 -/6 منبع: محاسبات نیسندگان. همانطر که در جدل مشاهده میشد قدرمطلق آماره پرن محاسبه شده برای متغیر نرخ ترم در د سطح %3 %70 از قدر مطلق مقادیر بحرانی بیشتر است این متغیر پایا است. اما در سطح %7 ناپایا است. بنابراین از سه جدل فق نتیجه میشد که تمام متغیرها در سطح %70 پایا هستند. به دلیل اینکه درجه همجمعی همه متغیرها کمتر از د است آزمن F برای تمام آنها معتبر است میتان از رش خدتضیح باری با قفههای گسته استفاده ک. -4- برآ مدل با انجام تخمین تسط نرم Microfit جدل )4( گرش شده است. افر رش خد رگرسین با قفههای تزیعی مناسب انتخاب شده نتایج در 18
جدل )4( رابطه پیا بین اقتصاد زیرزمینی عامل مثر بر آن D1 IN UN TAR EI INDIR DIR متغیر -3/74 1/4 1/77 1/43 1/54 3/48 4/3 ضریب 1/48 1/54 1/15 1/16 1/3 1/55 انحراف معیار 0/75 -/5 4/48 5/33 /71 /34 6/35 5/44 آماره t 1/115 1/111 1/111 1/11 1/18 1/111 سطح معنیداری 1/111 منبع: محاسبات نیسندگان. AIC = - 61/ 39 SBC = - 15/ 49 R = 0 / 15 R = 0 /19 به این ترتیب معادله به دست آمده برای اقتصاد زیرزمینی با خد رگرسین با قفههای تزیعی را میتان به صرت معادله UN = 4.5DIR + 5.41INDIR + 0.34EI + 0.45TAR + 7.11UN + 0.4IN 5.14D 7 ) 1( آمارهt 3) (- / 41) ( 4 / 55) ( 9 / 17) ( / 54) ( / 53) ( 6 / 44) ( 1 / )1( نشت. تعداد قفههای بهینه معادله) 1 ( با استفاده از معیار شارتز- بیزین بدست آمده است. در بیشتر مطالعات به یژه مطالعات تجربی بار مالیاتی اقتصاد زیرزمینی رابطة مثبتی 7511(. نتایج نشان میدهد که اقتصاد زیرزمینی با تمام متغیرهای م بررسی رابطه مثبت مهمی نرخ ترم ارتباط منفی دا. با یکدیگر دارند )نادران مستقیم دا با متغیر نتایج در معادله) 1 ( نشان میدهد که همه متغیرهای مدل در سطح باالیی معنادار هستند. با تجه به ضرایب میتان گفت که در کتاهمدت به نظر میرسد: - یك احد افیش در بارمالیاتی مستقیم دره جاری به اندازه 4/5 احد نسبت حجم اقتصاد زیرزمینی به GDP را در دره جاری افیش میدهد. - یك احد افیش در بارمالیاتی غیرمستقیم )به جز تعرفه بر اات( دره جاری 5/41 احد نسبت حجم اقتصاد زیرزمینی به GDP را در دره جاری افیش میدهد. 19
GDP یك احد افیش در شاخص نرخ ارز 0/34 احد نسبت دره جاری حجم اقتصاد زیرزمینی به را در دره جاری - افیش میدهد. - یك احد افیش در شاخص تعرفه دره جاری نیز به اندازه 0/45 احد نسبت حجم اقتصاد زیرزمینی به GDP را در دره جاری افیش میدهد. - یك احد افیش در نرخ بیکاری دره جاری 7/11 احد نسبت حجم اقتصاد زیرزمینی به GDP را در دره جاری افیش میدهد. - یك احد افیش در نرخ ترم دره جاری به اندازه 0/4 احد نسبت حجم اقتصاد زیرزمینی به GDP را افیش میدهد. در دره جاری - همچنین آماره F )معناداری کل الگ را بررسی میکند( حاکی از قدرت تضیحدهندگی باال الگ است. مقدار R به دست آمده 0/15 است که نشان میدهد متغیرهای تضیحی مدل تانایی تضیح 15 درصد تغییرات متغیر ابسته را دارند. - آماره LM برای تشخیص جد یا عدم جد خدهمبستگی برابر با 0/07 است حداقل سطح معنیداری برابر 0/9 است. با در نظر گرفتن سطح خطای % 3 فرضیه صفر مبنی بر عدم جد خدهمبستگی پذیرفته میشد. - آماره LM برای تشخیص شکل تبعی صحیح یا نادرست برابر 4/43 حداقل سطح معنی داری 0/053 است. با در نظر گرفتن سطح خطای % 7 فرضیه صفر مبنی بر شکل تبعی صحیح پذیرفته میشد. - آماره LM برای تشخیص تزیع نرمال جمالت پسماند برابر 7 در حداقل سطح معناداری 0/33 است. با در نظر گرفتن سطح خطای % 3 فرضیه صفر مبنی بر تزیع نرمال جمالت پسماند پذیرفته میشد. - آماره LM برای تشخیص اریانس همسانی یا اریانس ناهمسانی برابر با 0/9 در حداقل سطح معناداری 0/99 است. با در نظر گرفتن سطح خطای % 3 فرضیه صفر مبنی بر اریانس همسانی پذیرفته میشد. آماره دربین- اتسن 7/15 به دست آمده که نشان دهنده عدم جد خد همبستگی در مدل است. 5- نتیجهگیری پیشنهادها فرار مالیاتی تخصیص غیر بهینه عامل قاچاق کاال ارز فشار بر منابع مالی دلت افیش نابرابری اقتصادی شکست سیاستهای پلی مالی گسترش فساد از جمله مهمترین پیامدهای تسعه اقتصاد زیرزمینی است. به دلیل ماهیت غیرقاننی پنهان فعالیتهای زیرمجمعه اقتصاد زیرزمینی آمارهای رسمی در این زمینه جد ندا. 1
در پژهش حاضر عامل مثر بر اقتصاد زیرزمینی در ایران در خالل سالهای 7511-7531 بررسی شد. برای این منظر از رش خد رگرسین با قفههای تزیعی استفاده شده است. نتایج به دست آمده نشان میدهد که بار مالیات مستقیم بار مالیات غیرمستقیم )به جز تعرفه بر اات( شاخص تعرفه شاخص نرخ ارز ترم بیکاری رابطه مثبت معناداری با حجم اقتصاد زیرزمینی دارند. با تجه به یافتههای پژهش پیشنهادهای تحقیق حاضر برای کاهش اقتصاد زیرزمینی کم کن سهم آن در تلید ناخالص داخلی به صرت زیر تعریف میشند: - گسترش افیش کارایی نهادهای بار کار برای کاهش نرخ بیکاری. - بد بخشیدن نظام مالیاتی کشر گسترش حزه نظارتی بر مالیات. - اجرای سیاستهای پلی مالی در جهت کنترل ترم. - حفظ ارزش پل ملی ثبات بخشیدن به بار ارز. - کنترل بار غیررسمی ارز کاهش اختالف نرخ ارز رسمی غیررسمی. - اجتناب از چند نرخی بدن ارز. - ایجاد سیاستهای تشیقی مثر در پاخت مالیاتها. - ایجاد انگیزه برای فعالیت در بخش رسمی به جای بخش غیررسمی مخصصا در مرزهای کشر پدیده قاچاق. فهرست منابع مآخذ 7- ابریشمی حمید. مهر آرا محسن. ( 7516 (. بررسی اکنش متقارن اقتصاد زیرزمینی به تغییرات مالیات مجله تحقیقات اقتصادی.71-7 19 - احمدی رضا. ( 751 (. برآ حجم اقتصاد زیرزمینی در ایران با رش MIMIC )پایاننامه برای اخذ درجه کارشناسی ارشد(. دانشگاه مازندران ایران. )7516-7533( آده. )7590(. سمانه. اکانی دستجی خاه سعادت رسل. مدلیابی اقتصاد ایران زیرزمینی با -5 استفاده از منطق فازی. فصلنامه تحقیقاتی راه اندیشه. ص 741-7. 1
4- بانك مرکزی ایران. 3- تشکینی احمد. )7514(. اقتصادسنجی کاربی به کمك.Microfit مسسه فرهنگی هنری دیباگران تهران. 6- تماس جی جی دیگران. )7516(. اقتصاد غیررسمی ترجمه منچهر نربخش کامران سپهری )تهران مؤسسه تحقیقات پلی بانکی(. حقپناهیان حرا. )7514(. در زیرزمینی رسمی اقتصاد ارتباط ایران. )پایاننامه درجه اخذ برای کارشناسی ارشد(. -1 دانشگاه شهید بهشتی. ایران. 1- سلیمی فر مصطفی.کیانفر محمد. )7519(. اقتصاد غیررسمی در ایران اثر ترم بر آن مجله دانش تسعه 55(71 (. 9- شکیبائی علیرضا. صادقی حسین. ( 751 (. مدل سازی اقتصاد زیرزمینی با رش منطق فازی مجله تحقیقات اقتصادی. 70- شکیبائی علیرضا. رئیسپر علی. )7516(. بررسی رند تحالت اقتصاد سایهای در ایران : ریک MIMIC فصلنامه پژهشهای اقتصادی 6)5(. 55-71. حید. )7519(. حسین. صادقی شهری شقاقی عباس. عصاری اندازهگیری منطق از استفاده با ایران در مالی فساد -77 فازی)ریک اقتصادی(. پژهشنامه اقتصادی )70(4 714-759. 7- صامتی مجید. سامتی مرتضی. دالئی میالن علی. ( 7511 (. برآ اقتصاد زیرزمینی در ایران ( 7514-7544( به رش MIMIC مطالعات اقتصادی بینالملل 0)53(. 774-19. 75- عرب مار یزدی علی.) 7510 (. اقتصاد سیاه در ایران اندازه علل آثار آن در سه دهه اخیر مجله برنامه بدجه 6.60-5 65 السادات. )7597(. فرغ ایران نع مجید. مداح اقتصاد ارزش تخمین مبنای بر ایران در غیررسمی متغیرهای -74 زیستمحیطی رهیافت فیلترکالمن. فصلنامه تحقیقات مدلسازی اقتصادی )70( 79-7. 73- مرکز آمار ایران سالنامه آماری مربط به سالهای مختلف. 76- مهرابی بشرده حسین. کچك ده سمیه. تابلی حمید. ( 7519 (. آیا اقتصاد سایهای رشد اقتصادی ایران را تهدید میکند فصلنامه پژهشهای اقتصادی ایران 71(73 ( 791-717. 71- نادران الیاس. صدیقی حسن. ( 7511 (. بررسی اثر مالیاتها اجی آن بر حجم اقتصاد زیرزمینی در ایران )7537-751(. مجله تحقیقات اقتصادی 13(45 ( 1-31.
71- نصراللهی زهرا. اکانی سمانه. )7597(. تخمین اقتصاد سایهای بررسی اثرات آن بر آلدگی ها مطالعه می: اقتصاد ایران. فصلنامه پژهشهای اقتصادی )7(4 34-1. 79- نفرستی محمد) ( 7511 ریشه احد همجمعی در اقتصاد مسسهی خدمات فرهنگی رسا چاپ ال. : منصر. )7513(. ملکی مسعد. نیلی اقتصاد غیررسمی ایجاد علل رشهای رسمی. بخش بر آن اثرات تخمین -0 فصلنامهی علمی پژهشی شریف. )56( 43-36. 1- Capasso, S. Jappelli, T. (013). Financial development and the underground economy. Journal of Development Economics 101, 167 178. 11- Fleming. H Mattew, John Roman, And Graham Farrell, (000)"The Shadow Economy". p. 389. 1- Hernoncourt, J. Méon, P. (01). The not so dark side of trust: Does trust increase the size of the shadow economy? Journal of Economic Behavior & Organization 81, 97 11 1- Jie, S.W., & Tat, H.H., & Rasli, A. (011). Underground Economy: Definition and Causes, Business and Management Review, 1(), 14-4. 1- Han-Min Wang, D., & Hui-Kuang Yu, T., & Heng-Chang HU.(01). On the asymmetric relationship between the size of the underground economy and the change in effective tax rate in Taiwan, Economics Letters, 117, 430-343. 1- Loayza, Norman V. (1996)"The economic of the informal economy sector: a simple model and some empirical evidence from latin america",carnegie-rochester Conference Series on Public Policy 45, pp. 19-16. 1- Neck, R. Wächter, J. Schneider, F. (01). Tax avoidance versus tax evasion: on some determinants of the shadow economy. Int Tax Public Finance, 19,104 117. 1- Ruge, M. (01). Public Governance and the Shadow Economy, The Berlin International Economic Congress. 1- Schneider, F., & Enste, D. (000). Shadow Economies Around the World: Size, Causes, and Consequences, IMF Working Paper, WP/00/6. 3- Sheehan, C. Riosmena, F. (013). Migration, business formation, and the informal economy in urban Mexico. Social Science Research 4, 109 1108. - Singh, A., & Jain-Chandra, S., & Mohommad, A. (01). Inclusive Growth, Institutions, and the Underground Economy, International Monetary Fund, WP/1/47. 3
1- Tanzi, V.(1999) Uses and abuses of estimates of the underground economy; Economic Journal 109. - Torgler, B., & Schneider, F. (009). The impact of tax morale and institutional quality on the shadow economy, Journal of Economic Psychology, 30, 8 45. 4