1
นโยบายการคาเสรีและผลตอการกระจายรายไดในประเทศไทย การเปดการคาเสรี (Trade Liberalization) ถือเปนหนึ่งในหัวขอการถกเถียงที่ยัง “คลาสสิก” อยูเสมอ และกลับมา ไดรับความสนใจมากขึ้นอยางนอยก็ตั้งแตหลังทศวรรษ 1980 เปนตนมาที่ทั่วโลกเริ่มกลับมาดําเนินนโยบายตามแนวทางตลาด มากขึ้น (Market-Oriented Policy) ประการหนึ่งเนื่องจากมีทั้งการคิดคนทฤษฎีการคาระหวางประเทศใหมๆมากขึ้น และมี งานวิจัยเชิงประจักษเพิ่มขึ้นเปนจํานวนมาก ขอคนพบในประเด็นเดียวกันก็อาจแตกตางกันมาก โดยรวมแลวบทความวิจัย เกี่ยวกับการคาระหวางประเทศที่ผานมานั้นมุงตอบคําถามสําคัญประการหนึ่งคือ “การคาเสรีสรางประโยชนแกประเทศกําลัง พัฒนาจริงหรือไม” คําวา “ประโยชน” ของการเปดการคาเสรีสามารถพิจารณาไดในหลายมิติ เชน รายไดตอหัวเพิ่มขึ้น (GDP per capita) การจางงานเพิ่มขึ้น (Employment) จํานวนคนที่อยูในสภาวะยากจนขั้นรุนแรงลดลง (Extreme Poverty) การ กระจายรายไดระหวางบุคคลดีขึ้น (Income Distribution) สืบเนื่องจากวิวาทะเรื่องการเปดการคาเสรี บทความนี้จึงตองการพิจารณาผลกระทบของการคาเสรีตอการกระจาย รายได โดยมีโจทยหลักคือ “นโยบายเปดการคาเสรีสงผลใหการกระจายรายไดแยลงหรือไม” โดยศึกษาเปรียบเทียบบทความ วิจัยในหัวขอเดียวกันจากหลายประเทศและเปรียบเทียบกับประเทศไทย ตัวแปรที่ใชพิจารณาระดับการเปดการคาคือ สัดสวน ของการสงออกตอผลิตภัณฑมวลรวมประชาชาติ (the ratio of export to GDP) อัตราภาษีศุลกากรโดยเฉลี่ย (Average Tariff Rate) ขณะที่สภาพการกระจายรายไดจะพิจารณาจากสัมประสิทธิ์จีนี่ (Gini Coefficient) สถานการณในปจจุบันพบวาสัดสวนของการสงออกตอ GDP ในระดับโลกกําลังเพิ่มสูงขึ้นเรื่อยๆ หลังจากป 1950 เปนตนมา โดยกอนหนานี้คือชวงระหวางป 1914 – 1950 เปนชวงสงครามโลกทั้งสองครั้งประกอบกับสภาวะเศรษฐกิจตกต่ํา (The Great Depression) ในสหรัฐอเมริกาที่เริ่มตนในป 1929 และถดถอยตอเนื่องยาวนานกวา 10 ป สงผลใหปริมาณการคา ระหวางประเทศชะลอตัวลง จนกระทั่งแตละประเทศทั่วโลกหันมารวมมือทางเศรษฐกิจอีกครั้งดวยการกอตั้ง GATT ขึ้นในป 1947 เพื่อลดอุปสรรคทางการคาระหวางประเทศสมาชิก การคาโลกจึงคอยฟนตัวกลับมาอีกครั้ง1 (ดูรูปที่ 1) สําหรับอัตราภาษีเฉลี่ยในทุกภูมิภาคทั่วโลกชวงป 1985 – 2003 มีแนวโนมลดลง แตลดลงในสัดสวนที่แตกตางกัน กลุมประเทศที่มีกําแพงภาษีสูงและลดอัตราภาษีลงนอยคือกลุมตะวันออกกลางและแอฟริกาตอนบน ขณะที่เอเชียใตแมจะมี อัตราภาษีสูงในป 1985 แตก็ลดลงอยางมากในป 2003 สําหรับประเทศที่มีอัตราภาษีคอนขางต่ํามาโดยตลอดคือกลุมประเทศ ยุโรปและเอเชียกลาง รองลงมาคือเอเชียตะวันออก/เอเชียแปซิฟก และกลุมประเทศละตินอเมริกา/เขตคาริบเบียน2 (ดูรูปที่ 2) สภาพความไมเทาเทียมทางรายไดในโลก (World Inequality) มีแนวโนมแยลงมาโดยตลอดตั้งแตป 1820 ทั้งนี้ความ ไมเทาเทียมรวมทั่วโลกมีองคประกอบสองประการคือ ความไมเทาเทียมภายในประเทศ (Inequality within Countries)—วัด จาก Gini Coefficient—และความไมเทาเทียมระหวางประเทศ (Inequality between Countries)—วัดจากความแตกตาง ระหวาง GDP per capita เปรียบเทียบระหวางประเทศ—จากรูปที่ 3 แสดงใหเห็นวาในป 1820 ความไมเทาเทียม ภายในประเทศมีสวนอธิบายความไมเทาเทียมรวมทั่วโลกถึง 87% แตในปจจุบันสัดสวนความไมเทาเทียมระหวางประเทศเพิ่ม สูงขึ้นเรื่อยๆ จนคิดเปน 60% ของความไมเทาเทียมรวมทั่วโลก ขณะที่ความไมเทาเทียมภายในประเทศลดลงเล็กนอย3 1
ขอมูลนํามาจาก Weil (2008) ขอมูลนํามาจาก World Bank (2006) 3 ขอมูลนํามาจาก Weil (2008) 2
2
รูปที่ 1: สัดสวนของการสงออกตอ GDP โลก ตัง้ แตป 1870 – 1998
รูปที่ 2: แผนภาพแสดงแนวโนมการลดลงของอัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยในแตละภูมิภาค ตั้งแตป 1985 – 2003
3
รูปที่ 3: แสดงความไมเทาเทียมทางรายไดรวมทั่วโลก ตั้งแตป 1820 – 1992
มีการศึกษาถึงผลกระทบของการคาเสรีตอการกระจายรายไดในหลายประเทศ พบวาไมมีทฤษฎีที่ชัดเจนที่สามารถ ทํานายผลของการเปดเสรีตอการกระจายรายได ผลลัพธแตกตางกันไปในแตละประเทศขึ้นอยูกับลักษณะโครงสรางทาง เศรษฐกิจของประเทศนั้นๆ เมื่อเปดการคาเสรีมากขึ้นอาจจะชวยใหเศรษฐกิจขยายตัวและมีการจางงานมากขึ้น แตตอง คํานึงถึงผลกระทบดานอื่นดวยเชน สัดสวนการนําเขาที่มีแนวโนมเพิ่มขึ้น (Propensity to import) และเขามาทดแทนการผลิต ภายในประเทศทําใหแรงงานบางสวนถูกเลิกจาง ประกอบกับตลาดแรงงานของประเทศกําลังพัฒนายังไมคอยมีประสิทธิภาพ ทําใหแรงงานที่ตกงานไมสามารถถูกดูดซับเขาสูสาขาการผลิตอื่นได การวางงานจึงอาจสูงขึ้น นอกจากนี้อุตสาหกรรมสงออก ยังมีแนวโนมตองการแรงงานที่มีทักษะมากขึ้น (Skilled Labors) สงผลใหการกระจายรายไดแยลง หากจะพิจารณาเปนลําดับ ขั้นเพื่อความชัดเจนสามารถใชแผนภาพที่ 1 ดานลางนี้ประกอบการวิเคราะห แผนภาพที่ 1: ความสัมพันธระหวางการเปดการคาเสรี – อัตราการเจริญเติบโต – ความยากจน – การกระจายรายได
Trade Liberalization
Growth
Poverty
Income Distribution
กลาวคือ การเปดเสรีจะลดความยากจนในประเทศไดหรือไมนั้นตองพิจารณาวาหลังการเปดเสรีแลว อัตราการเจริญเติบโตทาง เศรษฐกิจเพิ่มขึ้นเปนที่นาพอใจหรือไม จากประสบการณของกลุมประเทศในละตินอเมริกา เชน อารเจนตินา โบลิเวีย พบวา หลังการเปดเสรีทําใหโครงสรางเศรษฐกิจเปลี่ยนแปลงจากการผลิตเพื่อทดแทนการนําเขา (Import Substitution) ไปสูการเนน การสงออกมากขึ้น (Export-led Growth) ซึ่งตรงนี้ไมแตกตางจากนโยบายที่กลุมประเทศในเอเชียตะวันออกเคยใชและประสบ ความสําเร็จมาแลวในชวงทศวรรษ 1980 – 1990 สิ่งที่แตกตางคือกลุมประเทศในเอเชียตะวันออกหลังการเปดเสรียังมีอัตรา
4
การเจริญเติบโตที่สูง รายไดตอหัวสูงขึ้น ขณะที่กลุมประเทศในละตินอเมริกาแมจะใชนโยบายเดียวกันแตกลับไมสามารถสราง การเจริญเติบโตไดเทา สงผลใหในปลายทศวรรษ 1990 กลุมประเทศในละตินอเมริกาหลายประเทศตองประสบกับปญหาการ ถดถอยทางเศรษฐกิจ อัตราการวางงานสูงขึ้น ความยากจนและการกระจายรายไดเลวรายลง ดังนั้นอัตราการเจริญเติบโตจึง เปนกลไกสําคัญที่จะเชื่อมระหวางการเปดเสรีการคากับการแกปญหาความยากจน การเปดเสรีการคาจึงมิใชสิ่งที่ดีหรือไมดีใน ตัวเอง ขึ้นอยูกับวามันสามารถสรางความเจริญเติบโตใหประเทศที่ดําเนินนโยบายไดหรือไม4 สําหรับงานศึกษาที่ยกมาในที่นี้ประกอบดวย 14 ประเทศ โดยนํามาจาก Lee and Vivarelli (2006) ที่รวบรวมเอา งานวิจัยผลของโลกาภิวัตนทางเศรษฐกิจ เชน การคาเสรี และการเคลื่อนยายเงินทุนเสรี ตอการจางงาน ระดับความยากจน และการกระจายรายไดของ 5 ประเทศกําลังพัฒนาคือ Ghana, Kazakhstan, Morocco, Nepal และ Vietnam ประเทศที่เหลือ 9 ประเทศนํามาจาก Vos, Ganuza, Morley, and Robinson (2006) ที่รวบรวมเอางานวิจัยเกี่ยวกับผลของการเปดการคาเสรี ตอความยากจนและการกระจายรายไดของกลุมประเทศในละตินอเมริกาคือ Argentina, Bolivia, Brazil, Costa Rica, Cuba, Ecuador, Mexico, Peru, และ Uruguay ซึ่งผลลัพธของแตละประเทศแสดงไวในตารางที่ 1 ตารางที่ 1: ผลการศึกษาเปรียบเทียบผลกระทบของการเปดเสรีทางการคาตอความยากจนและการกระจายรายได ภายในประเทศกําลังพัฒนา 14 ประเทศ Countries Argentina Bolivia Brazil Costa Rica Cuba Ecuador Ghana Kazakhstan Mexico Morocco Nepal Peru Uruguay Vietnam
Method CGE CGE CGE CGE CGE CGE correlations econometrics CGE econometrics econometrics CGE CGE econometrics
Poverty decreasing decreasing slightly decreasing slightly decreasing decreasing decreasing decreasing decreasing decreasing no effect increasing decreasing decreasing increasing
Inequality no effect increasing no effect increasing decreasing increasing increasing no effect slightly increasing increasing increasing no effect increasing
4
งานที่ศึกษาผลของการเปดการคาเสรีตออัตราการเจริญเติบโต เชน Srinivasan and Wallack (2004) และงานทีศ่ ึกษาผลของการเจริญเติบโตตอ การลดความยากจน เชน Dollar and Kraay (2002) และอานรายละเอียดเพิ่มเติมประเด็นที่คลายกันไดใน Wolf (2004) หนา 138-172
5
สําหรับประเทศไทยนั้นดําเนินนโยบายการผลิตเพื่อทดแทนการนําเขา (Import Substitution) มาตั้งแตแผนพัฒนา เศรษฐกิจและสังคมแหงชาติฉบับที่ 1 ป 2504 โดยพัฒนาอุตสาหกรรมดวยวิธีการการปกปองอุตสาหกรรมเกิดใหม (Infant Industry) ผานมาตรการภาษีศุลกากร โดยในป 2524 ประเทศไทยมีอัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยถึงรอยละ 32.1 ทั้งนี้ก็เพื่อ คุมครองใหภาคอุตสาหกรรมไทยสามารถผลิตสินคาปอนตลาดภายในประเทศได ตอมาทิศทางการพัฒนาอุตสาหกรรมเริ่ม เปลี่ยนแปลงไปสูการผลิตเพื่อสงออกมากขึ้นในป 2528 เมื่อเกิดขอตกลง Plaza Accord ทําใหคาเงินเยนของญี่ปุนมีคาเพิ่มขึ้น (Appreciation) เมื่อเทียบกับเงินดอลลารสหรัฐอเมริกา ประเทศไทยในขณะนั้นใชระบบอัตราแลกเปลี่ยนแบบคงที่โดยอิงกับ คาเงินดอลลารจึงมีคาออนลง ประเทศญี่ปุนจึงยายฐานการผลิตมาสูประเทศไทยเปนจํานวนมาก การสงออกจึงขยายตัว เพิ่มขึ้นตั้งแตนั้นเปนตนมา โดยเฉพาะในกลุมอุตสาหกรรมที่ใชแรงงานเปนปจจัยการผลิตเขมขน (Labor Intensive) เพราะใน ขณะนั้นประเทศไทยมีขอไดเปรียบคือคาจางแรงงานราคาต่ํา มูลคาการสงออกในชวงป 2528 – 2540 เพิ่มสูงขึ้นจากมูลคา 191,703 ลานบาท เปน 1,789,833 ลานบาท คิดเปนรอยละ 37.81 ตอ GDP โดยสินคาสงออกที่สําคัญในชวงทศวรรษ 2530 คือ เสื้อผาสําเร็จรูป, เครื่องคอมพิวเตอร อุปกรณและสวนประกอบ, อัญมณีและเครื่องประดับ และขาว จากโครงสรางของเศรษฐกิจไทยที่เปลี่ยนแปลงไป ประกอบกับฐานะทางการคลังของรัฐบาลที่เกินดุลตั้งแตป 2531 ทําใหประเทศไทยเริ่มการปฏิรูปโครงสรางภาษีศุลกากรของสินคากวา 6,898 รายการ ในป 2535 วัตถุประสงคของการปฏิรูปใน ครั้งนี้เปนไปเพื่อการปรับโครงสรางการผลิตของประเทศ ลดการคุมครองภาคอุตสาหกรรม และเพิ่มขีดความสามารถในการ แขงขันของประเทศ การปฏิรูปประกอบดวยการลด “อัตรา” ภาษีศุลกากร และการลด “จํานวนอัตรา” ภาษีศุลกากร กลาวคือ ลดการจัดเก็บอัตราภาษีอัตราสูงสุดรอยละ 100 ในป 2531 เหลือไมเกินรอยละ 30 ในป 2540 (ยกเวนรถยนต) และทําใหอัตรา ภาษี ศุ ล กากรโดยเฉลี่ ย ลดลงจากร อยละ 30.2 ในป 2535 เหลื อ ร อ ยละ 21.3 ในป 2538 และร อ ยละ 17.0 ในป 2540 นอกจากนี้ยังลดจํานวนอัตราภาษีศุลกากรจากจํานวน 39 อัตรา ในป 2531 เหลือ 6 อัตรา ในป 2535 คือรอยละ 0 1 5 10 20 และ 30 และปจจุบันอัตราภาษีศุลกากรโดยเฉลี่ยของประเทศไทยอยูที่รอยละ 10 นอกจากประเทศไทยดําเนินการปฏิรูปภาษีเพียงฝายเดียว (Unilateral Tariff Reduction) ดังที่ไดกลาวไปแลว ประเทศไทยยังมีพันธะผูกพันในฐานะสมาชิกองคการการคาโลก (World Trade Organization: WTO) ที่จะตองลดอุปสรรค ตางๆทางการคา และประเทศไทยยังไดทําขอตกลงเขตการคาเสรี (Free Trade Agreement: FTA) กับหลายประเทศ เชน ความตกลงการคาเสรีอาเซียน-จีน, ไทย-ออสเตรเลีย, ไทย-นิวซีแลนด, ไทย-ญี่ปุน ตามขอตกลงดังกลาวมีสินคากวารอยละ 7080 ที่ตองลดภาษีลงเปนศูนยในทันที (Early Harvest) ตั้งแตวันที่ความตกลงมีผลบังคับใช และสินคาที่เหลือบางสวนยังตอง ทยอยลดภาษีลงภายใน 5-10 ป และยังมีการรวมกลุมในระดับภูมิภาคอีกสวนหนึ่งคือ เขตการคาเสรีอาเซียน (AFTA) สําหรับสถานการณดานรายไดและการกระจาย พบวารายไดตอประชากรหนึ่งคน (GDP per capita) มีแนวโนมเพิ่ม ขึ้นมาโดยตลอด โดยในชวงป 2530 – 2540 รายไดตอหัวของประชากรเพิ่มขึ้นคอนขางมาก จากระดับ 24,331 บาทตอปขึ้น เปน 78,093 บาทตอป และลดลงเล็กนอยหลังชวงวิกฤตเศรษฐกิจป 2540 แตในป 2543 ก็กลับฟนตัวอีกครั้ง จนในป 2550 รายไดตอหัวของประชากรอยูที่ 128,607 บาทตอป ขณะที่สถานการณการกระจายรายไดกลับมีแนวโนมแยลงเรื่อยๆ ในป 2518 การกระจายรายไดระหวางบุคคล วัดโดย Gini Coefficient of Person ของประเทศไทยที่มีคาเพิ่มขึ้นเรื่อยๆ จาก 0.45 ใน ป 2518 เปน 0.527 (ดูตารางที่ 2) ในป 2537 นอกจากนี้ความเหลื่อมล้ําระหวางภูมิภาคกรุงเทพฯ กับตางจังหวัดก็ยังคงดํารง อยูมาก แตสัดสวนคนยากจนโดยรวมลดลง จากรอยละ 20.98 ในป 2543 เปนรอยละ 8.4 ในป 2550
6
ตารางที่ 2: รายไดตอหัว (GDP per capita) และดัชนีวัดการกระจายรายได (Gini Coefficient) ชวงป 1981-2007 Year 1981 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
GDP per capita (Baht) 15,934 20,483 21,584 24,331 28,712 33,633 39,104 44,307 49,410 54,563 61,815 70,474 76,847 78,093 75,594 75,026 79,098 81,697 85,947 92,485 100,564 108,955 119,579 128,607
Gini Coefficient 0.47 0.50 0.49 n.a. 0.49 n.a. 0.524 n.a. 0.536 n.a. 0.527 n.a. 0.515 n.a. 0.511 0.533 0.525 0.501 0.501 0.50 0.499 n.a. 0.515 0.497
ที่มา: สํานักงานคณะกรรมการพัฒนาการเศรษฐกิจและสังคมแหงชาติ คําถามสําคัญที่เกิดขึ้นคือ โครงสรางเศรษฐกิจของประเทศไทยที่เปลี่ยนแปลงไปเปนการเนนการสงออกมากขึ้น และ ทยอยลดอัตราภาษีศุลกากรอยางตอเนื่องในชวง 10-20 ปที่ผานมา สงผลตอการกระจายรายไดของประเทศอยางไรบาง หรือ อีกนัยหนึ่งการกระจายรายไดที่คอนขางแยลงในชวง 10-20 ปที่ผานมา สามารถอธิบายไดวาเกิดจากโครงสรางเศรษฐกิจที่ เปลี่ยนแปลงไปเนนการสงออกและการเปดการคาเสรีไดหรือไม ถาไดจะอธิบายไดมากนอยเพียงใด
7
มีการศึกษาเกี่ยวกับผลของการเปดการคาเสรีตอการกระจายรายไดในประเทศไทยไมมากนัก งานชิ้นสําคัญที่ศึกษา หัวขอนี้โดยตรงคืองานของสิทธิกร (2546) ที่ศึกษาผลกระทบของการเปดเสรีการคาตอทั้งระบบเศรษฐกิจไทยและตอการ กระจายรายได โดยใชแบบจําลองดุลยภาพทั่วไปที่ประกอบดวยภาคการผลิต 4 ภาค คือภาคเกษตรกรรม ภาคอุตสาหกรรม สงออก ภาคอุตสาหกรรมอื่น และภาคบริการ ภาคครัวเรือนแบงเปน 5 กลุมตามระดับรายได และปจจัยการผลิตขั้นปฐมมี 3 ปจจัยคือแรงงานไรฝมือ แรงงานมีฝมือ และปจจัยทุน ผูวิจัยไดใชการลดอัตราภาษีศุลกากรลงรอยละ 25 เปนตัวแทนของการ เปดการคาเสรี ผลการศึกษาพบวาการลดภาษีสงผลตอการกระจายรายไดไมมากนัก แตการชดเชยดุลงบประมาณสวนที่ลดลง ผานการเพิ่มภาษีเงินไดบุคคลธรรมดาจะทําใหคาสัมประสิทธิ์จินีมีคาเพิ่มขึ้นรอยละ 0.04 แตถาใชการเพิ่มภาษีเงินไดนิติบุคคล จะทําใหคาสัมประสิทธิ์จินีมีคาลดลงรอยละ 0.09 ยังมีการศึกษาของ Motonishi (2003) ที่ศึกษาสาเหตุของการกระจายรายไดที่แยลงของประเทศไทยในชวงป 19751998 โดยใชเศรษฐมิติ ตัวแปรที่ใชคือ รายไดจากผลผลิตภาคเกษตรและผลผลิตนอกภาคเกษตร ระดับรายได การเขาถึง บริการทางการเงิน ความแตกตางของระดับการศึกษา และอายุ ผลการศึกษาพบวา ความแตกตางระหวางผลตอบแทนในภาค เกษตรกับนอกภาคเกษตรที่แตกตางกันมาก สงผลอยางมีนัยสําคัญตอการกระจายรายไดที่ไมเทาเทียม ในทางเศรษฐศาสตรไ ม มี แบบจํ า ลองที่ ชัด เจนที่อ ธิ บ ายผลของการค า เสรี ต อ การกระจายรายได มี เ พีย งทฤษฎี Stolper-Samuelson Theorem ที่อธิบายผลของการเปดการคาเสรีตอผลตอบแทนของปจจัยการผลิต แตยังไมสามารถอธิบาย ผลการเปลี่ยนแปลงของการกระจายรายไดระหวางครัวเรือน/ระหวางบุคคล (Size Income Distribution) ซึ่งพิจารณาไดจากคา สัมประสิทธิ์จินี ดังนั้นการศึกษาผลของการเปดการคาเสรีตอการกระจายรายไดโดยใชวิธีเศรษฐมิติจึงขาดทฤษฎีรองรับ ทําให การกําหนดตัวแปรที่ใชในแบบจําลองทําไดยาก ในงานของ Burguignon and Morrison (1989) ใชอัตราการคุมครอง อุตสาหกรรมโดยเฉลี่ย (Mean Protection Rate) เปนตัวแปรในการพิจารณาผลตอคาสัมประสิทธิ์จินี งานของ Edward (1997) ตัวแปรหลายตัว เชน ภาษีนําเขาเฉลี่ย (Average Tariff) ดัชนีการเปดประเทศ (World Bank Index of Outward Orientation) คาพรีเมี่ยมในตลาดมืด (Black Market Premium) และงานของ Savvides (1998) ใชตัวแปรคือ คา log ของ GDP per capita, สัดสวนการลงทุนในทุนมนุษย, การกีดกันการคาที่ไมใชภาษี (Non-Tariff Barrier: NTB) และมีตัวแปร Dummy ที่จะ เทากับ 0 ถาเปนประเทศกําลังพัฒนา การศึกษาในครั้งนี้ใชแบบจําลองเศรษฐมิติเบื้องตน ตัวแปรที่ตองการวัดการเปลี่ยนแปลง (Dependent Variable) คือ คาสัมประสิทธิ์จินี (GINI) และใชตัวแปรอธิบาย 2 ตัวแปรคือ อัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ย รายไดตอหัวของประชากร
ATR PERCAP_GDP
ขอมูลที่ใชอยูระหวางชวงป 1981 – 2007 โดยให ATR แทนระดับของการเปดเสรีทางการคา ถา ATR มีคานอยแสดงวา อุปสรรคทางการคาและการคุมครองผูผลิตภายในประเทศต่ํา การคาจะเปนไปอยางเสรีมากขึ้น ผลของ ATR ตอ GINI ไม สามารถคาดการณไดเพราะไมมีทฤษฎีรองรับ ขณะที่ PERCAP_GDP มีทฤษฎีของ Kuznets ที่อธิบายวาเมื่อรายไดตอหัว เพิ่มขึ้นในระยะแรกจะทําให GINI มีคาสูงขึ้น แตถารายไดสูงจนถึงระดับหนึ่งแลวคา GINI จะกลับคอยๆลดลง ดังนั้นจึงไดใส ตัวแปร SQPERCAP_GDP = (PERCAP_GDP)2 เขาไปดวยเพื่อใหใกลเคียงกับ Kuznets’s Hypothesis
8
กําหนดแบบจําลองคือ _
_
จากแบบจําลองมีขอมูลอยู 12 ชุดที่สามารถหาได ขอมูลของคา ATR ครอบคลุมตั้งแตป 1981 – 2007 โดย World Bank เปนผูรวบรวมไว อยางไรก็ตามขอมูลไมคอยมีความตอเนื่อง จึงใชขอมูลเพิ่มเติมจากสิทธิกร (2546) และนิพนธ (2549) ไมสามารถหาขอมูลไดครบถวน ขอมูล PERCAP_GDP ไดมาจากจากสํานักงานคณะกรรมการพัฒนาการเศรษฐกิจและสังคม แหงชาติ ครอบคลุมทุกปตั้งแต 1981 – 2007 เมื่อพิจารณาจาก Kuznets’s Hypothesis แลวทํานายวาคา β3 < 0 เนื่องจากใน ชวงแรกเมื่อเศรษฐกิจเจริญเติบโต จะมีคนเพียงกลุมหนึ่งที่มีทักษะความสามารถและความพรอมมากกวา (กลุม skilled labor) คนกลุมนี้จะมีรายไดเพิ่มขึ้นเร็วกวาคนกลุมลาง (unskilled labor) คา GINI จึงเพิ่มสูงขึ้นในชวงแรก แตเมื่อผานไปชวงหนึ่งคน กลุมลางจะเริ่มมีการพัฒนาตนเองตามมา สะสมทุนมนุษยผานการศึกษา และมีรายไดเพิ่มขึ้นตามคนกลุมบนขึ้นมา ดังนั้นคา GINI จะคอยๆลดลงในทายที่สุด จากผลการประมาณการในตารางที่ 3 พบวาคา R-Squared ของแบบจําลองอยูที่ 0.6 และ F-stat มีระดับนัยสําคัญที่ 0.05 ดังนั้นคาสัมประสิทธิ์ทุกตัวจึงมีคาแตกตางไปจาก 0 เมื่อพิจารณาทีละตัวแปรพบวาคา β3 < 0 และมีระดับนัยสําคัญทาง สถิติที่ 0.01 แตขนาดของคาสัมประสิทธิ์ก็ถือวาสงผลตอ GINI นอยมาก จึงยังไมสามารถสรุปไดวาเกิด Kuznets Curve ขึ้นใน ประเทศไทยหรือไม อาจเปนไปไดวาตองใชระยะเวลาที่นานขึ้นอีกหลายปกวาที่ Kuznets Curve จะเริ่มปรากฏใหเห็น ขณะที่ อัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยไมมีนัยสําคัญทางสถิติที่ระดับ 0.10 ซึ่งอาจเกิดขึ้นจากปญหา Multicollinearity ระหวางอัตราภาษี ศุลกากรเฉลี่ยกับรายไดประชาชาติตอหัว (ดู Appendix 1 จะพบวา ATR และ LNPERCAP_GDP มีความสัมพันธกันสูง) สวน จึงยังสรุปไมไดวา ATR สงผลอยางไรในการอธิบาย GINI ตารางที่ 3: ผลของการประมาณการแบบจําลอง Dependent Variable: GINI Method: Least Squares Date: 10/12/09 Time: 12:06 Sample: 1981 2007 Included observations: 12 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
ATR PERCAP_GDP SQPERCAP_GDP C
0.001614 2.07E-06 -1.09E-11 0.393408
0.001012 6.30E-07 3.27E-12 0.049479
1.595529 3.278601 -3.324607 7.951042
0.1493 0.0112 0.0105 0.0000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
0.596679 0.445434 0.013175 0.001389 37.35893 2.655605
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
0.509917 0.017692 -5.559822 -5.398186 3.945105 0.053532
9
อย า งไรก็ต าม ข อจํา กั ด ของแบบจํา ลองที่ ใ ชในครั้ ง นี้ ประการแรกคื อ ขาดขอมู ลที่ เ พี ยงพอ ทั้งข อมู ลอัต ราภาษี ศุลกากรเฉลี่ยและขอมูลคาสัมประสิทธิ์จินีของประเทศไทยมีไมตอเนื่องและขาดชวง ทําใหจํานวนขอมูลที่ใชวิเคราะหมีนอย เพียง 12 Observations เทานั้น ผลของแบบจําลองจึงไมแมนยํา และอาจไมมีพลังในการอธิบายเพียงพอ ประการที่สองคือ ไม มีทฤษฎีเศรษฐศาสตรที่ระบุปจจัยที่สงผลตอคาสัมประสิทธิ์จินี หรืออีกนัยหนึ่งคือไมมี Determinants of Inequality ที่ชัดเจน ทําใหการเลือกตัวแปรเปนไปอยางสุม ไมมีหลักการเลือกที่ชัดเจน ประการที่สามคือ มีตัวแปรบางตัวยังไมสามารถวัดเชิง ปริมาณไดอยางชัดเจน เชน การกีดกันทางการคาที่มิใชภาษี (NTB) และการเขาถึงสินเชื่อของคนจน จึงมีขอเสนอแนะสําหรับ การทําการวิเคราะหในครั้งตอไปคือ อาจะนําเอาตัวแปรเหลานี้เขามาพิจารณาดวย เชน ระดับการศึกษา/ระดับทักษะที่แตกตาง กันของแรงงาน, จํานวนเงินที่รัฐใชอุดหนุนภาคอุตสาหกรรม อันจะชวยใหแบบจําลองสามารถอธิบายไดชัดเจนมากขึ้น กลาวโดยสรุปแลว การเปดการคาเสรีแทบไมสงผลตอการกระจายรายได ความไมสมดุลของการนโยบายการพัฒนา เศรษฐกิจนาจะมีผลสําคัญที่สุดที่ทําใหการกระจายรายไดระหวางประชากรไมเทาเทียมกัน แมอัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยจะ ลดลง แตการคุมครองภาคภาคอุตสาหกรรมภายในประเทศยังอยูในอัตราสูงยอมจะสงผลใหทรัพยากรการผลิตถูกจัดสรรจาก ภาคเกษตรไปสูภาคอุตสาหกรรมมากขึ้น แมวานโยบายสรางอุตสาหกรรมในประเทศจะมีผลใหรายไดตอหัวของประชากร สูงขึ้นในชวง 20 ปที่ผานมา แตการละเลยภาคเกษตรกรรมใหลาหลังทางเทคโนโลยีกลับสงผลใหใหการกระจายรายไดแทบไมดี ขึ้น ขอเสนอแนะเชิงนโยบายจากการศึกษาครั้งนี้คือ รัฐควรลดการคุมครองภาคอุตสาหกรรมลง ลดการแทรกแซงตลาด/การ อุดหนุน/การชวยเหลืออุตสาหกรรมที่ประเทศไมมีความไดเปรียบเชิงเปรียบเทียบ และเนื่องจากกําลังแรงงานจํานวนมากของ ประเทศยังอยูในภาคเกษตรที่มีรายไดต่ํากวา รัฐบาลจึงควรใหความสําคัญกับการปรับปรุงเทคโนโลยีการผลิตของภาคเกษตร ใหมากขึ้น อันจะชวยใหประชาชนจํานวนมากของประเทศมีรายไดทัดเทียมกันมากขึ้น
10
บรรณานุกรม สิทธิกร นิพภยะ (2546) ผลกระทบการเปดเสรีการคาตอการกระจายรายไดในประเทศไทย. วิทยานิพนธปริญญามหาบัณฑิต, มหาวิทยาลัยธรรมศาสตร, คณะเศรษฐศาสตร. นิพนธ พัวพงศกร และคณะ (2549) โครงการศึกษาการปรับโครงสรางอัตราภาษีศุลกากรในภาคอุตสาหกรรม. ฝายวิจัย เศรษฐกิจรายสาขา, สถาบันวิจัยเพื่อการพัฒนาประเทศไทย. Bourguignon F. and C. Morrison (1989) External Trade and Income Distribution. Development Center, OECD. Bourguignon F. and C. Morrison (2002) “Inequality among World Citizens: 1820 – 1992,” The American Economic Review 92 (September): 727 – 744. Dollar and Kraay (2002) Growth is Good for the Poor. Development Research Group, The World Bank. Edward, S. (1997) “Trade Policy, Growth, and Income Distribution,” The American Economic Review (87:2) 205 – 210. Lee, E. and M. Vivarelli (eds.) (2006) Globalization, Employment and Income Distribution in Developing Countries. Palgrave Macmillan. Maddison, A. (2001) The World Economy: A Millennial Perspective. Paris: OECD. Motonishi, T. (2003) Why Has Income Inequality in Thailand Increased?: An Analysis Using 1975 – 1998 Surveys. Economic and Research Department, Asian Development Bank. Savvides, Andreas (1998) “Trade Policy and Income Inequality: New Evidence,” Economic Letters 61, 365 – 372. Srinivasan, T.N. and J.S. Wallack (2004) “Globalization, Growth, and the Poor,” De Economist (152:2), 251 – 272. Weil, David (2008) Economic Growth. Second Edition, Addison Wesley. Wolf, Martin (2004) Why Globalization Works. New Haven: Yale University Press. World Bank (2006) Assessing World Bank Support for Trade, 1987 – 2004. The Independent Evaluation Group. Vos, R., E. Ganuza, S. Morley, and S. Robinson (eds.) (2006) Who Gains from Free Trade: Export-led Growth, Inequality and Poverty in Latin America. Abingdon: Routledge.
11
ภาคผนวก จากการศึกษาครั้งนี้ยังผลกระทบที่นาสนใจของอัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ย (ATR) ที่มีตอตัวแปรอื่นๆคือ รายไดตอหัว ของประชากรในรูป log (LNPERCAP_GDP) สัดสวนของการสงออกในผลิตภัณฑมวลรวม (EXPORT_TO_GDP) และสัดสวน ของผลผลิตสินคาเกษตรที่สงออก (SHAREAGRI_EXPORT) พบวาเมื่ออัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยลดลง - รายไดตอหัวของประชากรจะสูงขึ้น (นัยสําคัญทางสถิติที่ 0.01) - สัดสวนของการสงออกในผลิตภัณฑมวลรวมจะสูงขึ้น (นัยสําคัญทางสถิติที่ 0.01) - สัดสวนของผลผลิตสินคาเกษตรที่สงออกจะลดลง (นัยสําคัญทางสถิติที่ 0.01) Appendix 1: ผลของอัตราภาษีศุลกากรเฉลีย่ ตอรายไดตอหัวของประชากร Dependent Variable: LNPERCAP_GDP Method: Least Squares Date: 08/14/09 Time: 03:18 Sample: 1981 2007 Included observations: 19 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
ATR C
-0.039557 11.99950
0.007003 0.190222
-5.648544 63.08158
0.0000 0.0000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
0.652395 0.631947 0.340332 1.969034 -5.424323 0.773350
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
11.01971 0.560980 0.781508 0.880922 31.90605 0.000029
12
Appendix 2: ผลของอัตราภาษีศุลกากรเฉลีย่ ตอสัดสวนของการสงออกในผลิตภัณฑมวลรวม Dependent Variable: EXPORT_TO_GDP Method: Least Squares Date: 08/14/09 Time: 03:19 Sample: 1981 2007 Included observations: 19 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
ATR C
-1.132774 68.87509
0.157249 4.271363
-7.203693 16.12485
0.0000 0.0000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
0.753241 0.738726 7.642015 992.8068 -64.54275 1.655348
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
40.81688 14.95064 7.004500 7.103915 51.89319 0.000001
Appendix 3: ผลของอัตราภาษีศุลกากรเฉลีย่ ตอสัดสวนของผลผลิตสินคาเกษตรที่สงออก Dependent Variable: SHAREAGRI_EXPORT Method: Least Squares Date: 08/14/09 Time: 03:47 Sample: 1981 2007 Included observations: 19 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
ATR C
0.578300 -0.127879
0.182288 4.951505
3.172449 -0.025826
0.0056 0.9797
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
0.371869 0.334921 8.858878 1334.155 -67.35017 0.349849
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
14.19632 10.86280 7.300018 7.399433 10.06443 0.005568