1 

 

นโยบายการคาเสรีและผลตอการกระจายรายไดในประเทศไทย   การเปดการคาเสรี (Trade Liberalization) ถือเปนหนึ่งในหัวขอการถกเถียงที่ยัง “คลาสสิก” อยูเสมอ และกลับมา

ไดรับความสนใจมากข้ึนอยางนอยก็ตั้งแตหลังทศวรรษ 1980 เปนตนมาที่ทั่วโลกเริ่มกลับมาดําเนินนโยบายตามแนวทางตลาด

มากขึ้น (Market-Oriented Policy) ประการหนึ่งเนื่องจากมีทั้งการคิดคนทฤษฎีการคาระหวางประเทศใหมๆมากขึ้น และมี

งานวิจัยเชิงประจักษเพิ่มขึ้นเปนจํานวนมาก ขอคนพบในประเด็นเดียวกันก็อาจแตกตางกันมาก โดยรวมแลวบทความวิจัย

เกี่ยวกับการคาระหวางประเทศที่ผานมานั้นมุงตอบคําถามสําคัญประการหนึ่งคือ “การคาเสรีสรางประโยชนแกประเทศกําลัง

พัฒนาจริงหรือไม” คําวา “ประโยชน” ของการเปดการคาเสรีสามารถพิจารณาไดในหลายมิติ เชน รายไดตอหัวเพิ่มขึ้น (GDP

per capita) การจางงานเพิ่มข้ึน (Employment) จํานวนคนที่อยูในสภาวะยากจนขั้นรุนแรงลดลง (Extreme Poverty) การ

กระจายรายไดระหวางบุคคลดีข้ึน (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) 2 ขอมูลนํามาจาก World Bank (2006) 3 ขอมูลนํามาจาก Weil (2008)

2 

 รูปที่ 1: สัดสวนของการสงออกตอ GDP โลก ตัง้แตป 1870 – 1998

รูปที่ 2: แผนภาพแสดงแนวโนมการลดลงของอตัราภาษศีุลกากรเฉลี่ยในแตละภูมิภาค ตั้งแตป 1985 – 2003

3 

 รูปที่ 3: แสดงความไมเทาเทียมทางรายไดรวมทั่วโลก ตั้งแตป 1820 – 1992

มีการศึกษาถึงผลกระทบของการคาเสรีตอการกระจายรายไดในหลายประเทศ พบวาไมมีทฤษฎีที่ชัดเจนที่สามารถ

ทํานายผลของการเปดเสรีตอการกระจายรายได ผลลัพธแตกตางกันไปในแตละประเทศข้ึนอยูกับลักษณะโครงสรางทาง

เศรษฐกิจของประเทศนั้นๆ เมื่อเปดการคาเสรีมากข้ึนอาจจะชวยใหเศรษฐกิจขยายตัวและมีการจางงานมากขึ้น แตตอง

คํานึงถึงผลกระทบดานอื่นดวยเชน สัดสวนการนําเขาที่มีแนวโนมเพิ่มขึ้น (Propensity to import) และเขามาทดแทนการผลิต

ภายในประเทศทําใหแรงงานบางสวนถูกเลิกจาง ประกอบกับตลาดแรงงานของประเทศกําลังพัฒนายังไมคอยมีประสิทธิภาพ

ทําใหแรงงานที่ตกงานไมสามารถถูกดูดซับเขาสูสาขาการผลิตอื่นได การวางงานจึงอาจสูงขึ้น นอกจากนี้อุตสาหกรรมสงออก

ยังมีแนวโนมตองการแรงงานที่มีทักษะมากขึ้น (Skilled Labors) สงผลใหการกระจายรายไดแยลง หากจะพิจารณาเปนลําดับ

ขั้นเพื่อความชัดเจนสามารถใชแผนภาพที่ 1 ดานลางนี้ประกอบการวิเคราะห

แผนภาพที่ 1: ความสมัพันธระหวางการเปดการคาเสรี – อัตราการเจริญเติบโต – ความยากจน – การกระจายรายได

กลาวคือ การเปดเสรีจะลดความยากจนในประเทศไดหรือไมนั้นตองพิจารณาวาหลังการเปดเสรีแลว อัตราการเจริญเติบโตทาง

เศรษฐกิจเพิ่มข้ึนเปนที่นาพอใจหรือไม จากประสบการณของกลุมประเทศในละตินอเมริกา เชน อารเจนตินา โบลิเวีย พบวา

หลังการเปดเสรีทําใหโครงสรางเศรษฐกิจเปลี่ยนแปลงจากการผลิตเพื่อทดแทนการนําเขา (Import Substitution) ไปสูการเนน

การสงออกมากขึ้น (Export-led Growth) ซึ่งตรงนี้ไมแตกตางจากนโยบายที่กลุมประเทศในเอเชียตะวันออกเคยใชและประสบ

ความสําเร็จมาแลวในชวงทศวรรษ 1980 – 1990 สิ่งที่แตกตางคือกลุมประเทศในเอเชียตะวันออกหลังการเปดเสรียังมีอัตรา

Trade Liberalization Growth Poverty Income Distribution

4 

 การเจริญเติบโตที่สูง รายไดตอหัวสูงขึ้น ขณะที่กลุมประเทศในละตินอเมริกาแมจะใชนโยบายเดียวกันแตกลับไมสามารถสราง

การเจริญเติบโตไดเทา สงผลใหในปลายทศวรรษ 1990 กลุมประเทศในละตินอเมริกาหลายประเทศตองประสบกับปญหาการ

ถดถอยทางเศรษฐกิจ อัตราการวางงานสูงข้ึน 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: ผลการศึกษาเปรยีบเทียบผลกระทบของการเปดเสรีทางการคาตอความยากจนและการกระจายรายได

ภายในประเทศกําลังพัฒนา 14 ประเทศ

Countries Method Poverty Inequality

Argentina CGE decreasing no effect

Bolivia CGE decreasing increasing

Brazil CGE slightly decreasing no effect

Costa Rica CGE slightly decreasing increasing

Cuba CGE decreasing decreasing

Ecuador CGE decreasing increasing

Ghana correlations decreasing increasing

Kazakhstan econometrics decreasing no effect

Mexico CGE decreasing slightly increasing

Morocco econometrics no effect -

Nepal econometrics increasing increasing

Peru CGE decreasing increasing

Uruguay CGE decreasing no effect

Vietnam econometrics increasing increasing

                                                            4 งานที่ศึกษาผลของการเปดการคาเสรีตออัตราการเจรญิเติบโต เชน Srinivasan and Wallack (2004) และงานทีศ่ึกษาผลของการเจรญิเติบโตตอ

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

เปลี่ยนแปลงไปสูการผลิตเพื่อสงออกมากข้ึนในป 2528 เมื่อเกิดขอตกลง Plaza Accord ทําใหคาเงินเยนของญี่ปุนมีคาเพิ่มข้ึน

(Appreciation) เมื่อเทียบกับเงินดอลลารสหรัฐอเมริกา ประเทศไทยในขณะนั้นใชระบบอัตราแลกเปลี่ยนแบบคงที่โดยอิงกับ

คาเงินดอลลารจึงมีคาออนลง ประเทศญี่ปุนจึงยายฐานการผลิตมาสูประเทศไทยเปนจํานวนมาก การสงออกจึงขยายตัว

เพิ่มข้ึนตั้งแตนั้นเปนตนมา 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

ภาษีศุลกากรโดยเฉลี่ยลดลงจากรอยละ 30.2 ในป 2535 เหลือรอยละ 21.3 ในป 2538 และรอยละ 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 70-

80 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 บาทตอปข้ึน

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 GDP per capita (Baht) Gini Coefficient

1981 15,934 0.47

1985 20,483 0.50

1986 21,584 0.49

1987 24,331 n.a.

1988 28,712 0.49

1989 33,633 n.a.

1990 39,104 0.524

1991 44,307 n.a.

1992 49,410 0.536

1993 54,563 n.a.

1994 61,815 0.527

1995 70,474 n.a.

1996 76,847 0.515

1997 78,093 n.a.

1998 75,594 0.511

1999 75,026 0.533

2000 79,098 0.525

2001 81,697 0.501

2002 85,947 0.501

2003 92,485 0.50

2004 100,564 0.499

2005 108,955 n.a.

2006 119,579 0.515

2007 128,607 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 1975-

1998 โดยใชเศรษฐมิติ ตัวแปรที่ใชคือ รายไดจากผลผลิตภาคเกษตรและผลผลิตนอกภาคเกษตร ระดับรายได การเขาถึง

บริการทางการเงิน ความแตกตางของระดับการศึกษา และอายุ ผลการศึกษาพบวา ความแตกตางระหวางผลตอบแทนในภาค

เกษตรกับนอกภาคเกษตรที่แตกตางกันมาก สงผลอยางมีนัยสําคัญตอการกระจายรายไดที่ไมเทาเทียม

ในทางเศรษฐศาสตรไมมีแบบจําลองที่ชัดเจนที่อธิบายผลของการคาเสรีตอการกระจายรายได มีเพียงทฤษฎี

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 ATR

รายไดตอหัวของประชากร PERCAP_GDP

ขอมูลที่ใชอยูระหวางชวงป 1981 – 2007 โดยให ATR แทนระดับของการเปดเสรีทางการคา ถา ATR มีคานอยแสดงวา

อุปสรรคทางการคาและการคุมครองผูผลิตภายในประเทศต่ํา การคาจะเปนไปอยางเสรีมากข้ึน ผลของ ATR ตอ GINI ไม

สามารถคาดการณไดเพราะไมมีทฤษฎีรองรับ ขณะที่ PERCAP_GDP มีทฤษฎีของ Kuznets ที่อธิบายวาเมื่อรายไดตอหัว

เพิ่มข้ึนในระยะแรกจะทําให 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)

คนกลุมนี้จะมีรายไดเพิ่มข้ึนเร็วกวาคนกลุมลาง (unskilled labor) คา GINI จึงเพิ่มสูงขึ้นในชวงแรก แตเมื่อผานไปชวงหนึ่งคน

กลุมลางจะเริ่มมีการพัฒนาตนเองตามมา สะสมทุนมนุษยผานการศึกษา และมีรายไดเพิ่มข้ึนตามคนกลุมบนขึ้นมา ดังนั้นคา

GINI จะคอยๆลดลงในทายที่สุด

จากผลการประมาณการในตารางที่ 3 พบวาคา R-Squared ของแบบจําลองอยูที่ 0.6 และ F-stat มีระดับนัยสําคัญที่

0.05 ดังนั้นคาสัมประสิทธ์ิทุกตัวจึงมีคาแตกตางไปจาก 0 เมื่อพิจารณาทีละตัวแปรพบวาคา β3 < 0 และมีระดับนัยสําคัญทาง

สถิติที่ 0.01 แตขนาดของคาสัมประสิทธิ์ก็ถือวาสงผลตอ GINI นอยมาก จึงยังไมสามารถสรุปไดวาเกิด Kuznets Curve ขึ้นใน

ประเทศไทยหรือไม อาจเปนไปไดวาตองใชระยะเวลาที่นานขึ้นอีกหลายปกวาที่ Kuznets Curve จะเริ่มปรากฏใหเห็น ขณะที่

อัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยไมมีนัยสําคัญทางสถิติที่ระดับ 0.10 ซ่ึงอาจเกิดข้ึนจากปญหา 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 0.001614 0.001012 1.595529 0.1493 PERCAP_GDP 2.07E-06 6.30E-07 3.278601 0.0112

SQPERCAP_GDP -1.09E-11 3.27E-12 -3.324607 0.0105 C 0.393408 0.049479 7.951042 0.0000

R-squared 0.596679 Mean dependent var 0.509917 Adjusted R-squared 0.445434 S.D. dependent var 0.017692 S.E. of regression 0.013175 Akaike info criterion -5.559822 Sum squared resid 0.001389 Schwarz criterion -5.398186 Log likelihood 37.35893 F-statistic 3.945105 Durbin-Watson stat 2.655605 Prob(F-statistic) 0.053532

9 

  อยางไรก็ตาม ขอจํากัดของแบบจําลองที่ใชในครั้งนี้ ประการแรกคือ ขาดขอมูลที่เพียงพอ ทั้งขอมูลอัตราภาษี

ศุลกากรเฉลี่ยและขอมูลคาสัมประสิทธิ์จินีของประเทศไทยมีไมตอเนื่องและขาดชวง ทําใหจํานวนขอมูลที่ใชวิเคราะหมีนอย

เพียง 12 Observations เทานั้น ผลของแบบจําลองจึงไมแมนยํา และอาจไมมีพลังในการอธิบายเพียงพอ ประการที่สองคือ ไม

มีทฤษฎีเศรษฐศาสตรที่ระบุปจจัยที่สงผลตอคาสัมประสิทธ์ิจินี หรืออีกนัยหนึ่งคือไมมี Determinants of Inequality ที่ชัดเจน

ทําใหการเลือกตัวแปรเปนไปอยางสุม ไมมีหลักการเลือกที่ชัดเจน ประการที่สามคือ มีตัวแปรบางตัวยังไมสามารถวัดเชิง

ปริมาณไดอยางชัดเจน เชน การกีดกันทางการคาที่มิใชภาษี (NTB) และการเขาถึงสินเชื่อของคนจน จึงมีขอเสนอแนะสําหรับ

การทําการวิเคราะหในครั้งตอไปคือ อาจะนําเอาตัวแปรเหลานี้เขามาพิจารณาดวย เชน ระดับการศึกษา/ระดับทักษะที่แตกตาง

กันของแรงงาน, จํานวนเงินที่รัฐใชอุดหนุนภาคอุตสาหกรรม อันจะชวยใหแบบจําลองสามารถอธิบายไดชัดเจนมากข้ึน

กลาวโดยสรุปแลว การเปดการคาเสรีแทบไมสงผลตอการกระจายรายได ความไมสมดุลของการนโยบายการพัฒนา

เศรษฐกิจนาจะมีผลสําคัญที่สุดที่ทําใหการกระจายรายไดระหวางประชากรไมเทาเทียมกัน แมอัตราภาษีศุลกากรเฉลี่ยจะ

ลดลง แตการคุมครองภาคภาคอุตสาหกรรมภายในประเทศยังอยูในอัตราสูงยอมจะสงผลใหทรัพยากรการผลิตถูกจัดสรรจาก

ภาคเกษตรไปสูภาคอุตสาหกรรมมากขึ้น แมวานโยบายสรางอุตสาหกรรมในประเทศจะมีผลใหรายไดตอหัวของประชากร

สูงขึ้นในชวง 20 ปที่ผานมา แตการละเลยภาคเกษตรกรรมใหลาหลังทางเทคโนโลยีกลับสงผลใหใหการกระจายรายไดแทบไมดี

ขึ้น ขอเสนอแนะเชิงนโยบายจากการศึกษาครั้งนี้คือ รัฐควรลดการคุมครองภาคอุตสาหกรรมลง ลดการแทรกแซงตลาด/การ

อุดหนุน/การชวยเหลืออุตสาหกรรมที่ประเทศไมมีความไดเปรียบเชิงเปรียบเทียบ และเนื่องจากกําลังแรงงานจํานวนมากของ

ประเทศยังอยูในภาคเกษตรที่มีรายไดต่ํากวา รัฐบาลจึงควรใหความสําคัญกับการปรับปรุงเทคโนโลยีการผลิตของภาคเกษตร

ใหมากข้ึน อันจะชวยใหประชาชนจํานวนมากของประเทศมีรายไดทัดเทียมกันมากขึ้น

10 

 

บรรณานกุรม

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) ที่มีตอตัวแปรอ่ืนๆคือ 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: ผลของอัตราภาษศีุลกากรเฉลีย่ตอรายไดตอหัวของประชากร

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 -0.039557 0.007003 -5.648544 0.0000 C 11.99950 0.190222 63.08158 0.0000

R-squared 0.652395 Mean dependent var 11.01971 Adjusted R-squared 0.631947 S.D. dependent var 0.560980 S.E. of regression 0.340332 Akaike info criterion 0.781508 Sum squared resid 1.969034 Schwarz criterion 0.880922 Log likelihood -5.424323 F-statistic 31.90605 Durbin-Watson stat 0.773350 Prob(F-statistic) 0.000029

12 

 Appendix 2: ผลของอัตราภาษศีุลกากรเฉลีย่ตอสัดสวนของการสงออกในผลติภัณฑมวลรวม

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 -1.132774 0.157249 -7.203693 0.0000 C 68.87509 4.271363 16.12485 0.0000

R-squared 0.753241 Mean dependent var 40.81688 Adjusted R-squared 0.738726 S.D. dependent var 14.95064 S.E. of regression 7.642015 Akaike info criterion 7.004500 Sum squared resid 992.8068 Schwarz criterion 7.103915 Log likelihood -64.54275 F-statistic 51.89319 Durbin-Watson stat 1.655348 Prob(F-statistic) 0.000001

Appendix 3: ผลของอัตราภาษศีุลกากรเฉลีย่ตอสัดสวนของผลผลติสินคาเกษตรที่สงออก

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 0.578300 0.182288 3.172449 0.0056 C -0.127879 4.951505 -0.025826 0.9797

R-squared 0.371869 Mean dependent var 14.19632 Adjusted R-squared 0.334921 S.D. dependent var 10.86280 S.E. of regression 8.858878 Akaike info criterion 7.300018 Sum squared resid 1334.155 Schwarz criterion 7.399433 Log likelihood -67.35017 F-statistic 10.06443 Durbin-Watson stat 0.349849 Prob(F-statistic) 0.005568