تأثیر شکنندگی دولت بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا با رویکرد اقتصادسنجی فضایی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری علوم اقتصادی دانشگاه سمنان

2 دانشگاه سمنان

3 مدیر گروه اقتصاد/دانشگاه سمنان

چکیده

چکیده
هدف این مقاله برآورد تأثیر شاخص شکنندگی دولت به عنوان معیار نشان­دهنده نهادها بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیاست. بدین منظور از رویکرد اقتصادسنجی فضایی و مدل مختلط رگرسیون- خود رگرسیونی فضایی استفاده شد. الگوی تحقیق مدل رگرسیونی با داده­های پانل طی دوره زمانی 2000- 2015 از تجارت ایران با کشورهای جنوب شرق آسیاست. نتایج نشان داد اثر متغیر شاخص شکنندگی دولت بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا منفی و معنادار است؛ بدین معنا، ارتقای قانونمندی و کارایی در حوزه­های اجتماعی، سیاسی، اقتصادی و امنیتی اثر مثبتی بر افزایش ظرفیت­های صادراتی کشور دارد. بنابراین، فرضیه وجود وابستگی فضایی در مدل تأیید می­شود.

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

نهادها قیودی هستند که توسط انسان برای هدایت روابط متقابل انسان­ها با یکدیگر شکل   می­گیرند. نهادها با ایجاد یک ساختار باثبات (نه لزوما کارا) برای کنش متقابل انسان­ها، عدم نااطمینانی را در بازار کاهش و موجب افزایش رقابت در بازار می­شوند که بر این اساس، کشورهای دارای نهادهای بهتر، رشد سریع‌تری دارند (نورث[1]، 1385).

در این مقاله از شاخص شکنندگی دولت به عنوان معیار نشان­دهنده نهادها استفاده شده است. تعریف واضح و منسجمی برای مفهوم «شکنندگی دولت[2]» وجود ندارد. از نظر بانک جهانی[3] شکنندگی دولت اصطلاحی است که برای کشورهایی که با چالش­های اساسی (ظرفیت ضعیف نهادی، حاکمیت ضعیف و بی­ثباتی سیاسی) برای توسعه روبرو هستند، استفاده می­شود.

طیف گسترده­ای از عوامل که منجر به شکنندگی دولت­ها می­شوند، عبارتند از: سطح درآمد، سطح تحصیلات، نرخ رشد اقتصادی، اندازه کشور، نرخ اجاره منابع طبیعی (فنی، پوسو و ریگان بسلی[4]، 2015)، رهبری سیاسی، فساد، درگیری، فقر (سیگل[5]، 2011) و دموکراسی (بروه و پالدام[6]، 2007).

از دید هانتینگتون[7] (1375) مهم­ترین عواملی که منجر به شکنندگی دولت می­شوند؛ عبارتند از: عدم انطباق­پذیری دولت با تحولات، نیازها و پیچیدگی­های جامعه، تخصصی و کارکردی نشدن نهادها، عدم استقلال دولت از گروه­بندی­ها و شکاف­های اجتماعی، بی­توجهی به مصالح جامعه، ضعف جدی دولت در اعمال اقتدار، ناتوانی نخبگان در رفع تعارض­ها و پیامدهای ناگوار ناشی از شکاف سنت و مدرنیته، فساد، عدم برقراری عدالت، گسترش بی‌اعتمادی، فقر فرهنگی، عدم نهادینه شدن فرهنگ و باورهای مدنی، فقر، شکاف طبقاتی شدید و برآورده نشدن انتظارات و ناکارآمدی دولت.

نوآوری این مطالعه نسبت به مطالعات پیشین استفاده از شاخص شکنندگی دولت به عنوان پراکسی نهادها و رویکرد اقتصادسنجی فضایی می­باشد. هدف این تحقیق، تحلیل تجربی اثر شاخص شکنندگی دولت به عنوان معیار نشان­دهنده نهادها بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا با استفاده از مدل مختلط رگرسیون- خود رگرسیونی فضایی[8] می­باشد. الگوی تحقیق یک مدل رگرسیونی با داده­های پانل در دوره زمانی 2000-2015 از تجارت ایران با کشورهای جنوب شرق آسیا است. سؤال اصلی تحقیق این است که آیا شکنندگی دولت بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا تأثیرگذار است؟

برای پاسخ به این سوال اساسی، مقاله بدین شکل سازماندهی شده است: بعد از مقدمه، در بخش دوم به ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق پرداخته شده است و در بخش سوم، مدل تحقیق تصریح می‌شود؛ بخش چهارم به برآورد مدل و تحلیل تجربی اختصاص یافته است و در پایان، نتیجه­گیری و پیشنهادها بیان می‌شود.

 

2. ادبیات موضوع

در این بخش مفاهیم و نظریات مرتبط با شکنندگی دولت به اختصار ارائه و سپس در مورد تعریف شکنندگی دولت و شاخص­های شکنندگی دولت بحث می­شود و اثرات شکنندگی دولت بر صادرات بیان می­شود. در ادامه اهم مطالعات مرور می‌شود.

 

2-1. شکنندگی دولت

مبحث شکنندگی دولت به شکل دقیق بعد از جنگ سرد مطرح شد و به آن دسته از تهدیدهای جدید امنیتی اشاره داشت که بیشتر در نتیجه منازعه­ها، فروپاشی­های اقتصادی و سیاست­های شکست خورده دولت­ها در لایه­های اجتماعی کشورهای آسیا، آفریقا و امریکای لاتین به وجود آمده بودند (سولارز و اوهانلون[9]، 1997).

اهمیّت یافتن و فراگیر شدن برخی معیارهای حیاتی جدید برای زندگی بشری عامل دومی بود که موجب طرح گسترده موضوع شکنندگی دولت شد. امروزه، دموکراسی و حقوق بشر به معیارهای اساسی تمدن انسانی تبدیل شده است و عملکرد دولت­ها با این معیارها سنجیده می‌شود (مکادم[10]، 2008).

عامل سوم، وجود نیروهای متعارض در فرایند جهانی شدن است. جهانی شدن باعث تحول در نقش دولت­ها شده است که بر این اساس، تمایز بین امور داخلی و خارجی را ناممکن ساخته و منجر به تغییر فرایند سیاست بین­المللی یا جهانی شده است (هسو[11]، 2003).

عامل چهارم در مطرح شدن شکنندگی دولت، رویداد 11 سپتامبر است که در نتیجه آن، دولت­های غربی دریافتند شکنندگی دولت برای امنیت ملی این کشورها بسیار خطرناک است (کریستین‌سن[12]، 2005).

 

2-2. تعریف شکنندگی دولت و شاخص­های آن

شکنندگی دولت مفهومی پیچیده و چند بعدی است. سازمان­ها و صاحب­نظران، تعاریف متعددی برای توصیف شکنندگی دولت به کار برده­اند که متداول­ترین آن­ها تعریف بانک جهانی است. از نظر بانک جهانی، «شکنندگی دولت» اصطلاحی است که برای کشورهایی که با چالش­های اساسی برای توسعه روبرو هستند، استفاده می­شود. این چالش­ها عبارتند از: ظرفیت ضعیف نهادی، حاکمیت ضعیف و بی­ثباتی سیاسی. در ادامه شاخص­های شکنندگی دولت شرح داده می­شود.

 

2-2-1. شاخص­های شکنندگی دولت

شاخص شکنندگی دولت[13] را در چهار بعد عملکردی امنیتی، سیاسی، اقتصادی و اجتماعی رتبه­بندی می­کنند. هر یک از ابعاد برای مقیاس 0 تا 4 ارزیابی می­شود. مقدار صفر، نشان­دهنده شکنندگی بسیار کم؛ مقدار یک، نشان­دهنده شکنندگی کم؛ مقدار دو، نشان­دهنده شکنندگی متوسط؛ مقدار سه، نشان­دهنده شکنندگی زیاد و مقدار چهار، نشان­دهنده شکنندگی بسیار زیاد می­باشد. سپس، شاخص شکنندگی دولت این ارزش­ها را برای هشت شاخص ترکیب می­نماید و از مقدار صفر (شکنندگی بسیار کم) تا بیست و پنج (شکنندگی بسیار زیاد) تقسیم می­نماید.

-‌ شاخص شکنندگی دولت = نمرات کارایی + نمرات قانونمندی؛

-‌ نمرات کارایی = کارایی امنیتی + کارایی سیاسی + کارایی اقتصادی + کارایی اجتماعی؛

-‌ نمرات قانونمندی = قانونمندی امنیتی + قانونمندی سیاسی + قانونمندی اقتصادی + قانونمندی اجتماعی.

 

2-2-1-1. شاخص­های امنیتی

الف- نمره کارایی امنیتی[14]: مجموع جنگ­های باقی­مانده که معیار اندازه­گیری امنیت عمومی و آسیب­پذیری نسبت به خشونت­های سیاسی طی سال­های 1992-2016 (25 سال) می­باشد. فرمول محاسبه این نمره بر اساس دو فرضیه است: (1) اثرات باقی­مانده جنگ­های سطح پایین و یا جنگ­های کوتاه­مدت نسبتا سریع کاهش می­یابد و (2) اثرات باقی­مانده جنگ­های جدی یا طولانی­مدت در یک دوره 25 ساله به تدریج کاهش می­یابد.

ب- نمره قانونمندی امنیتی[15]: سرکوب دولت، معیاری برای اندازه­گیری سرکوب دولت طی سال­های 2002-2015 می­باشد. مقیاس ترور سیاسی[16] شاخص­های جداگانه سالانه­ای را که از گزارشات وزارت امور خارجه ایالات متحده و سازمان عفو ​​بین­الملل گرفته شده است، ارائه می­دهد. هر شاخص در یک مقیاس 1 تا 5 کدگذاری شده است: 1 (بدون سرکوب) تا 5 (سرکوب سیستماتیک و جمعی).

 

2-2-1-2. شاخص­های سیاسی

الف- نمره کارایی سیاسی[17]: ثبات رژیم/ حکمرانی، طی سال‌های 2001-2016.

سه شاخص برای محاسبه نمره «ثبات رژیم/ حکمرانی» وجود دارد که عبارتند از: ثبات رژیم (پروژه پالیتی 4[18]، 2016)، سال­های رهبری و هدایت (دوره رهبری، 2016) و مجموع تعداد رویدادهای کودتا 2001 - 2016 که شامل موفقیت، تلاش، تظاهرات، کودتاها، استعفای مجدد و یا قتل مدیران اجرایی است؛ اما شامل رویدادهای کودتای مرتبط با تغییرات رژیم نامطلوب سیاسی نمی‌شود.

ب- نمره قانونمندی سیاسی[19]: مشارکت رژیم/ حکمرانی، 2016.

در گزارش سال 2007، چهار شاخص برای تعیین نمره «مشارکت رژیم/ حکومت» در نظر گرفته شد که عبارتند از: نفاق، تبعیض نژادی سیاسی در برابر 5 درصد یا بیشتر از جمعیت، تبعیض نژادی سیاسی نخبگان و فروپاشی حکومت.

 

2-2-1-3. شاخص­های اقتصادی

الف- نمره کارایی اقتصادی[20]: تولید ناخالص داخلی سرانه (بر اساس قیمت ثابت سال 2005)، طی سال‌های 2010-2016.

ارزش سالانه هفت سال گذشته برای بررسی اینکه ارزش سال گذشته با ارزش سال­های گذشته مطابقت دارد یا خیر، استفاده شده است و بیان شده که تغییر آستانه­ای در شاخص تولید ناخالص داخلی سرانه کشور بخشی از یک روند سازگار است. ارزش سال 2016 به عنوان یک شاخص شکنندگی بر اساس یک مقیاس 0 تا 4 کدگذاری می­شود که آن هم بر مبنای مقادیر برآورد شده از مقادیر آستانه­ای برای به کار بردن شاخص شکنندگی دولت و تولید ناخالص داخلی سرانه در یک سال پایه (2005) می­باشد.

ب- نمره قانونمندی اقتصادی[21]: سهم تجاری صادرات کالاهای تولیدی در سال­های       2002 - 2016.

صادرات کالاها شامل دو گروه کالاهای تولیدی و کالاهای اولیه است. درصد تولید کالاهای صادراتی به نمره شکنندگی بر اساس مقیاس 0 تا 3 سنجیده می‌شود.

 

 

2-2-1-4. شاخص­های اجتماعی

الف- نمره کارایی اجتماعی[22]: توسعه سرمایه انسانی، 2016.

نمره کارایی اجتماعی در یک مقیاس 0 تا 3 کدگذاری شده است.

ب- نمره قانونمندی اجتماعی[23]: مراقبت از سرمایه انسانی در سال 2016.

این شاخص بر اساس نرخ مرگ و میر کودکان (تعداد مرگ و میر کودکان زیر یک سال در یک گروه شامل1000 تولد زنده) به دست می­آید. سپس با توجه به مقایسه رتبه­بندی بین سطح درآمد کشور (تولید ناخالص داخلی سرانه) و شاخص توسعه انسانی[24] تنظیم می­شوند (مارشال و الزینگا مارشال[25]، 2017).

 

2-3. اثرات شکنندگی دولت بر صادرات

محققان در مورد اینکه دلایل شکنندگی دولت (1) نتیجه عدم کارکرد داخلی است؛ (2) نتیجه ساختار اقتصاد سیاسی جهانی است یا (3) نتیجه دخالت خارجی و نیروهای فراملیتی مختلف است، تفاهم ندارند.

با توجه به شناسایی پیامدهای شکنندگی دولت، محققان عمدتا در ابتدا به شناسایی تأثیرات آن بر پیشرفت و امنیت پرداخته­اند. افزایش شکنندگی دولت از طریق مشکلات توسعه داخلی و منطقه­ای مانند افزایش فقر و عدم دستیابی به اهداف توسعه­ای سازمان ملل متحد به وجود می­آید و منجر به توسعه کمتر می­شود. اغلب ادعا می­شود که شکنندگی دولت، زمینه­ای مناسب برای تروریسم داخلی و بین­المللی، جرایم سازمان یافته، تضاد خشونت­آمیز و بی­ثباتی منطقه‌ای، با تأکید بر تهدیدات بالقوه برای همسایگان و جامعه جهانی گسترده است که امنیت جامعه را کاهش می­دهد (گریم[26]، 2014).

صادرات مؤلفه­ای کاملا تأثیرگذار بر فرایند رشد و توسعه کشورهاست. این پدیده می­تواند در تسریع، تعمیق و گسترش ابعاد مختلف فرایند توسعه، به ویژه، بعد اقتصادی مؤثر باشد. بعضی صاحب­نظران همچون عاصم اوغلو[27] (2005) معتقدند در کشورهای توسعه یافته که از نهادهای قوی برخوردارند، دانش فنی و بهره­وری به شکلی درون­زا رشد نموده و قدرت رقابت­پذیری می­تواند به صورت انعطاف­پذیری تغییر نماید. بدین سبب توجه به نقش شکنندگی دولت به عنوان شاخص نشان­دهنده نهادها، امری ضروری جهت تبیین پدیده­های اقتصادی در این گروه از کشورهاست و اتخاذ راهکارهای مناسب جهت نیل به اهداف رشد و توسعه اقتصادی منوط به توجه به این ویژگی­ها است.

نهادها (شکنندگی دولت به عنوان معیار نشان­دهنده نهادها)، می­توانند به طور مستقیم از طریق اثرگذاری بر تمایل کارگزاران اقتصادی به تجارت بین­المللی و همچنین به صورت غیرمستقیم با تأثیرگذاری بر متغیرهای اقتصادی مؤثر بر تجارت، گرایش به تجارت و حجم آن را متأثر سازند. نهادها از طریق اثرگذاری بر بازده انتظاری تجارت خارجی، به طور مستقیم، حجم تجارت را تحت تأثیر قرار می­دهند.

اندرسون و یانگ[28] (1999) معتقدند ضعف محیط نهادی کشورها در تضمین اجرای قراردادها، تأثیری همچون اعمال تعرفه بر تجار ریسک‌گریز دارد و لذا حجم تجارت را کاهش می­دهد. رابرت و تایبوت[29] (1997) معتقدند بحث تضمین اجرای قراردادها، به خصوص هنگامی که تجار دارای هزینه­های سربار زیادی باشند، بسیار حائز اهمیّت است.

اندرسون و مارکولر[30] (2002) شواهدی تجربی برای اثرگذاری کیفیت محیط نهادی بر حجم تجارت ارائه داده­اند. نتایج نشان داد ضعف محیط نهادی موجب افزایش قیمت کالاهای صادراتی می­شود. این امر موجب کاهش تقاضای خارجی و همچنین کاهش صادرات می­شود.

در ادامه به تأثیرات غیرمستقیم نهادها بر تجارت پرداخته می­شود. از نظر بسیاری از محققان، سرمایه­گذاری از جمله مهم­ترین مؤلفه­های اثرگذار بر تجارت است (رودریک[31]، 1995 و البداوی[32]، 1998) و کیفیت نهادها از جمله عوامل مؤثر بر سرمایه­گذاری است (برنتی و ودر[33]، 1998 و کاک و کیفر[34]، 1995). این امر بر اثرگذاری غیرمستقیم کیفیت نهادها بر تجارت دلالت دارد.

بعضی محققان معتقدند نهادهای ضعیف اثر منفی بر بهره­وری و رشد آن دارند (هال و جونز[35]، 1999). همچنین بهره­وری اندک از جمله موانع در ایجاد توان رقابتی است (رضازاده کارسالاری و رحیمیان بوگر، 1394).

رابطه بین شکنندگی و توسعه، در ادبیات موجود نشان می­دهد که ارزش­های بزرگ‌تر شکنندگی با سطوح پایین رفاه همراه است (مارشال و کول[36]، 2014). چاچ و ادواردز[37] (2017) نشان داده‌اند که شکنندگی تأثیر منفی بر تصمیم شرکت برای ورود به بازار مقصد دارد و منجر به کاهش صادرات کنیا به آفریقا می­شود. هوفلر[38] (2012) نیز معتقد است که شکنندگی دولت منجر به کاهش صادرات می­شود.

 

2-4. پیشینه تحقیق 

بورلی، کک، لارچ و یوتوف[39] (2018) به بررسی تأثیر مستقیم نهادها بر تجارت بین­الملل در چارچوب الگوی جاذبه طی دوره زمانی 1996-2006 پرداخته‌اند. نتایج نشان داد که نهادهای قوی­تر تجارت را ارتقا می­دهند و کیفیت نهادی تأثیر مثبت بر تولید ناخالص داخلی دارد.

الوارز، باربرو، رودریگز پوز و زوفیو[40] (2018) به بررسی تأثیر کیفیت نهادها بر جریان­های تجارت دوجانبه پرداخته‌اند. آن­ها با به ­کارگیری مدل جاذبه، اثر کیفیت نهادها بر جریان­های تجارت دوجانبه را برای 186 کشور طی دوره زمانی 1996-2012 بررسی نموده‌اند. نتایج نشان داد بهبود کیفیت نهادها منجر به افزایش جریان­های تجارت دوجانبه کشورها می­شود.

چاچ و ادواردز (2017) به بررسی اثرات شکنندگی دولت بر صادرات کشور کنیا به آفریقا طی دوره زمانی 2004-2013 پرداخته‌اند. نتایج نشان داد که شکنندگی دولت تأثیر منفی بر تصمیم شرکت برای ورود به بازار مقصد دارد و منجر به کاهش صادرات می­شود.

آراجو، میون و ارنلس[41] (2016) نشان دادند که در کشورهایی با نهادهای قراردادگرای بهتر و دارای تجربه­های تجارت خارجی، صادرکنندگان اقدام به فروش برای دوره­های طولانی­تر می­نمایند که رشد صادرات شرکت­ها با کاهش کیفیّت نهادهای کشور تضعیف می­گردد.

دی گروت، لیندرز، ریتولد و سوبرمانیان[42] (2003) با به ­کارگیری مدل جاذبه اثر نهادها بر جریان­های تجاری بین کشورهای منتخب جهان را با استفاده از داده­های مقطعی در سال 1998 بررسی کرده‌اند. طبق یافته­های این پژوهش، بهبود عملکرد نهادها در کشورهای تحت بررسی باعث افزایش تجارت به میزان 30 تا 44 درصد می­گردد و در کشورهایی که دارای نهادهایی شبیه به یکدیگر هستند، حجم تجارت به میزان 13 درصد در مقایسه با کشورهایی که دارای نهادهایی متفاوت هستند، افزایش می­یابد.

کولائی و اکبری (1396) با استفاده از شاخص­های شکنندگی دولت و امنیت انسانی به بررسی تأثیر شکنندگی دولت عراق در بروز تهدیدهای امنیتی نسبت به زنان این کشور پرداخته‌اند. نتایج نشان داد دسترسی نابرابر زنان به فرصت­های اقتصادی، نهادهای سیاسی و مالکیت زمین و دارایی­ها نشانه وجود شکنندگی دولت است که به زنان قدرت کافی برای اثرگذاری در اصلاح امور و حفاظت از خود در برابر خشونت را نمی­دهد.

کیمیایی و ارباب افضلی (1395) به بررسی تأثیر حکمرانی و عوامل اقتصاد دانش بنیان بر صادرات اقتصادهای نوظهور طی دوره زمانی 1996-2013 پرداخته‌اند. نتایج این تحقیق بیانگر تأثیر مثبت و معنادار شاخص حکمرانی خوب بر صادرات است. همچنین مؤلفه­های اقتصاد دانش­بنیان و متغیر قیمتی نرخ ارز تأثیر مثبت و معناداری بر صادرات اقتصادهای نوظهور دارند.

رضازاده کارسالاری و رحیمیان بوگر (1394) به بررسی نقش کیفیت نهادها و رانت منابع طبیعی بر رشد صادرات کشورهای در حال توسعه با استفاده از داده­های تابلویی برای 34 کشور طی دوره زمانی 1996-2013 پرداخته‌اند. نتایج نشان داد رابطه­ای مستقیم بین بهبود کیفیت محیط نهادی و رشد صادرات وجود دارد. همچنین نتایج حاکی از وجود رابطه­ای مثبت بین رانت منابع طبیعی و رشد صادرات است و شاخص شکنندگی دولت تأثیر منفی و معنادار بر رشد صادرات دارد.

نجفی علمدارلو، مرتضوی و شمشادی یزدی (1392) عوامل مؤثر بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای حوزه اکو[43] را با استفاده از اقتصادسنجی فضایی[44] طی دوره زمانی 1992-2008 آزمون کرده‌اند. نتایج نشان داد متغیرهای تولید ناخالص ملی، نرخ ارز و مجاورت کشورها بر صادرات محصولات کشاورزی اثر مثبت دارند و جمعیت کشورها دارای اثر منفی بر صادرات است.

ندیری و محمدی (1390) به بررسی تأثیر ساختارهای نهادی بر رشد اقتصادی با استفاده از داده­های تلفیقی پویا و بکارگیری روش گشتاورهای تعمیم­یافته پرداخته­اند. نتایج حاکی از تأثیرگذاری نهادها بر رشد اقتصادی کشورها در سطح جهانی و در بین نمونه کشورهای مختلف مورد آزمون به غیر از گروه کشورهای نفتی است.

سوری و تشکینی (1388) عوامل مؤثر بر تجارت متقابل ایران با بلوک­های منطقه­ای را با استفاده از داده­های تلفیقی پویا و بکارگیری روش گشتاورهای تعمیم­یافته طی دوره زمانی 1995-2009 آزمون کرده­اند. نتایج نشان داد اندازه اقتصادی و درآمد سرانه بر جریان تجاری ایران اثر مستقیم دارند و مسافت دارای اثر منفی بر جریان تجاری ایران است.

نتایج این مقاله منطبق بر نتایج مطالعات بورلی، کک، لارچ و یوتوف (2018)، الوارز، باربرو، رودریگز پوز و زوفیو (2018)، چاچ و ادواردز (2017)، آراجو، میون و ارنلس (2016)، دی گروت، لیندرز، ریتولد و سوبرمانیان (2003) و رضازاده کارسالاری و رحیمیان بوگر (1394) می­باشد.

تفاوت مطالعه حاضر با مطالعات یاد شده استفاده از شاخص شکنندگی دولت به ­عنوان پراکسی نهادها و رویکرد اقتصادسنجی فضایی است. به عبارت دیگر، با توجه به مطالعات پیشین، نواوری این مطالعه آن است که برای اولین‌بار به بررسی تأثیر شاخص شکنندگی دولت بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا طی دوره زمانی 2000-2015 با استفاده از مدل وقفه فضایی پرداخته است. در ضمن استفاده از رویکرد اقتصادسنجی فضایی از اهم جنبه­های نوآوری این تحقیق به ­شمار می­رود.

 

 

3. تصریح مدل 

در این تحقیق از اقتصادسنجی فضایی برای برآورد مدل استفاده شده است. اقتصادسنجی فضایی، کاربرد تکنیک اقتصادسنجی در استفاده از داده­های نمونه­ای است که دارای جزء مکانی هستند و در واقع، اقتصادسنجی فضایی، زیرشاخه­ای از اقتصادسنجی است که رابطه وابستگی فضایی[45] و ناهمسانی فضایی[46] را در مدل­های رگرسیونی با داده­های مقطعی یا ترکیب مقطعی- سری زمانی بررسی می­کند. اقتصادسنجی فضایی با دو ویژگی مهم شناخته می­شود:

الف) وابستگی فضایی بین مشاهدات داده­ای نمونه در نقاط مختلف.

ب) ناهمسانی فضایی که ناشی از روابط یا پارامترهای مدل است و با حرکت روی صفحه­ مختصات همراه با داده­ نمونه­ای تغییر می­یابد.

وابستگی فضایی در مجموعه­ای از مشاهدات نمونه اشاره به این حقیقت دارد که یک مشاهده مربوط به یک مکان (فرضا i) در ارتباط با مشاهدات مکان­های j (1≠j) قرار می­گیرد:

(1)

برای تعیین مکان در مدل­های اقتصادسنجی فضایی و تشکیل ماتریس مجاورت[47]، می­توان ماتریس مجاورت را بر اساس عنصر فاصله تعریف نمود. با استاندارد کردن ماتریس مجاورت و سپس حاصل­ ضرب آن در بردار متغیر وابسته، متغیر جدیدی حاصل می­شود که میانگین مشاهدات ناشی از مناطق مجاور را نشان می­دهد و اصطلاحا آن را متغیر وقفه فضایی[48]
می­نامند. مدل وقفه فضایی، مدل مختلط رگرسیون- خود رگرسیونی فضایی است که از متغیرهای فضایی و متغیرهای مستقل موجود در مدل­های مرسوم رگرسیونی تشکیل شده است و به مدل خود رگرسیون فضایی[49] یا به اختصار، مدل SAR نیز معروف است (انسلین[50]، 1999).

در این راستا، روش حداکثر درست‌نمایی[51] برای تخمین پارامترهای این مدل به­ کار
می­رود. به این ترتیب، در یک فرم فضایی، معادله­ رگرسیونی (2) که به مدل مختلط رگرسیون- خود رگرسیونی فضایی معروف است، در نظر گرفته می­شود:

(2)

که در آن y بردار (n×1) متغیر وابسته و X نشان­دهنده­ ماتریس متغیرهای توضیحی است. c نیز ماتریس مجاورت استاندارد شده[52](n×n)  است و حاصل­ضرب cy میانگین وزنی متغیر وابسته مربوط به هر مکان را در نقاط همسایه نشان می­دهد. معنادار بودن ضریب آن،
نشان­دهنده­ وجود وابستگی فضایی میان مشاهدات است (لسج[53]، 1999).

به این ترتیب، متغیر وقفه فضایی  در مدل (3)، نشان­دهنده­ میانگین وزنی متغیر صادرات مربوط به هر یک از کشورها بوده و نقش cy را در مدل (2) ایفا می­نماید.  

در این مقاله تأثیر شکنندگی دولت بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا در چارچوب ادبیات تحقیق (که برگرفته از پژوهش دی گروت، لیندرز، ریتولد و سوبرمانیان (2003) است) مورد بررسی و تحلیل تجربی قرار می­گیرد. از آنجا که در ادبیات اقتصادی، محققان از متغیرهای متنوعی به­ عنوان پراکسی نهادها استفاده نموده­اند، در تحقیق حاضر نیز از شاخص شکنندگی دولت به ­عنوان پراکسی نهادها استفاده می­شود. با توجه به آنکه اطلاعات مورد استفاده به منظور برآورد مدل تحقیق، روابط متقابل تجاری بین کشورها را شامل می­شود، مدل وقفه فضایی در چارچوب الگوی جاذبه قرار می­گیرد.

(3)

که در آن: 

: صادرات (ارزش صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا در زمان t) (برحسب دلار)؛

: تولید ناخالص داخلی سرانه کشور  jدر زمان  t(به قیمت ثابت سال 2010)؛

: جمعیت کشور j در زمان  t(برحسب تعداد)؛

: نرخ ارز دوجانبه بین دو کشور i و j در زمان  t(برحسب میانگین دوره به دلار) است که به صورت زیر محاسبه می­شود؛

 

 نرخ ارز اسمی کشور i با دلار امریکا در زمان t است و  نرخ ارز اسمی کشور j با دلار امریکا در زمان t است.  نسبت سطح قیمت کشور i به کشور j می­باشد؛

: آزادسازی تجاری بین دو کشور i و j در زمان t (نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 2010)؛

: اندازه دولت کشور j در زمان t (نسبتی از تولید ناخالص داخلی برحسب درصد)؛

اندازه دولت با استفاده از مخارج مصرفی نهایی دولت به صورت نسبتی از تولید ناخالص داخلی به دست آمده است.

: سرمایه­گذاری مستقیم خارجی کشور j در کشور i (نسبتی از تولید ناخالص داخلی برحسب درصد)؛

برای سرمایه­گذاری مستقیم خارجی از شاخص خالص جریان ورودی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی به صورت نسبتی از تولید ناخالص داخلی استفاده می­شود؛

: نرخ بهره کشور j در زمان t (درصد)؛

: شاخص شکنندگی دولت کشور j در زمان  t(شاخصی ترکیبی است که از مجموع نمرات شاخص­های کارایی اجتماعی، قانونمندی اجتماعی، کارایی سیاسی، قانونمندی سیاسی، کارایی اقتصادی، قانونمندی اقتصادی، کارایی امنیتی و قانونمندی امنیتی به دست می‌آید که در بازه 0 تا 25 قرار دارد. مقدار صفر آن شکنندگی بسیار کم و مقدار بیست و پنج آن شکنندگی بسیار زیاد را نشان می­دهد)؛

: تورم کشور j در زمان t (درصد سالانه)؛

برای تورم از شاخص قیمت مصرف‌کننده استفاده می­شود.

: حجم سرمایه­گذاری دولتی کشور j در زمان t (برحسب دلار)؛

: شاخص عملکرد لجستیک[54]: کیفیّت تجاری و زیرساخت­های حمل و نقل کشور j در زمان t (در بازه 1 تا 5 قرار دارد؛ مقدار یک، پایین­ترین کیفیّت تجاری و مقدار پنج، بالاترین کیفیّت تجاری را نشان می­دهد)؛

: فاصله جغرافیایی بین دو کشور i و j در زمان t؛

: متغیر وقفه فضایی (تأثیر میانگین وزنی مشاهدات مجاور را بر متغیر وابسته نشان
می­دهد)؛

i: کشور ایران؛ j: کشورهای جنوب شرق آسیا و t: زمان را نشان می­دهد.

در مرحله برآورد مدل از اطلاعات تجاری ایران و کشورهای جنوب شرق آسیا طی
سال­های 2000-2015 استفاده شده است. کشورهای جنوب شرق آسیا شامل کشورهای برونئی، کامبوج، اندونزی، مالزی، فیلیپین، سنگاپور، تایلند و ویتنام است.

در مدل اقتصادسنجی فضایی برای بررسی اثرات وزنی فضایی باید از گروه کشورهایی استفاده شود که بیشترین همسایگی را با هم داشته باشند. دلیل انتخاب کشورهای جنوب شرق آسیا به عنوان نمونه آماری، داشتن حجم بالای تجارت این کشورها با دنیا و از جمله ایران می­باشد. این کشورها در مجموع و به صورت میانگین نسبت به دیگر گروه کشورها دارای کمترین فاصله جغرافیایی با ایران می­باشند. داده­های آماری مربوط به متغیر صادرات از سایت مرکز (WITS) بانک جهانی[55] و داده­های آماری مربوط به متغیر شاخص شکنندگی دولت از مؤسسه (Systemic Peace[56]) استخراج گردیده است و سایر اطلاعات آماری مربوط به متغیرهای دیگر از سایت بانک جهانی[57] گردآوری شده است. گفتنی است تمامی آزمون­های تشخیصی و برآورد مدل­ تحقیق با استفاده از بسته­های موجود در قالب نرم­افزار STATA14 انجام شده است.

 

 

 

4. برآورد مدل و تحلیل تجربی

4-1. ایستایی

در ابتدا پیش از برآورد مدل برای جلوگیری از رگرسیون کاذب به بررسی پایایی یا ایستایی[58] متغیرهای تحقیق با استفاده از آزمون لوین لین چو پرداخته می­شود که در جدول (1) ارائه شده ­است. بر اساس نتایج آزمون ایستایی، متغیرها در سطح ایستا بوده­اند و از این‌رو، در برآورد معادله مشکلی وجود نخواهد داشت.

 

جدول 1. نتایج آزمون ایستایی متغیرها به روش لوین لین چو

متغیرها

علامت اختصاری

آماره محاسبه شده

سطح احتمال

نتیجه آزمون

صادرات

EXijt

8223/1-

0342/0

ایستا

تولید ناخالص داخلی سرانه کشور مهمان

GDPjt

9871/2-

0014/0

ایستا

جمعیت کشور مهمان

POPjt

9378/1-

0263/0

ایستا

نرخ ارز دوجانبه

RERijt

4513/4-

0000/0

ایستا

آزادسازی تجاری

TRADEijt

9082/1-

0282/0

ایستا

اندازه دولت کشور مهمان

SIZEGjt

6231/2-

0044/0

ایستا

سرمایه­گذاری مستقیم خارجی

FDIijt

4461/2-

0072/0

ایستا

نرخ بهره کشور مهمان

Rjt

6577/3-

0001/0

ایستا

شاخص شکنندگی دولت کشور مهمان

FRAGILITYjt

2464/2-

0123/0

ایستا

تورم کشور مهمان

INFjt

9864/1-

0235/0

ایستا

حجم سرمایه­گذاری دولتی کشور مهمان

GINVjt

6421/2- 

0041/0

ایستا

شاخص عملکرد لجستیک کشور مهمان

INFRASTRUCTUREjt

0709/3-

0011/0

ایستا

منبع: یافته­های تحقیق

 

 

4-2. آزمونتشخیصخودهمبستگیفضایی (آزمون موران)

فرضیه صفر در آزمون­ موران، عدم وجود خودهمبستگی فضایی بین اجزاء اخلال در مدل
می­باشد. اگر آزمون معنادار باشد، وجود خودهمبستگی فضایی بین اجزاء اخلال در مدل تأیید می­شود.

 

جدول 2. نتایج آزمون موران

نوع آزمون

آماره آزمون موران

احتمال

آزمون موران

2235/0

0355/0

  منبع: یافته­های تحقیق

 

با توجه به نتایج به­ دست آمده از جدول (2) وجود خودهمبستگی فضایی بین اجزاء اخلال در مدل تأیید می­شود. بر این اساس، می­توان از اقتصادسنجی فضایی استفاده کرد.

 

4-3. بررسی وجود یا عدم وجود اثرات فضایی

برای بررسی وجود یا عدم وجود اثرات فضایی، آزمون ضریب لاگرانژ (LM) توسط الهورست[59] (2003) پیشنهاد شده است. فرضیه صفر این آزمون بیان­گر عدم وجود اثرات فضایی بر متغیر وابسته آزمون می­گردد. در صورت رد فرضیه صفر مدل مبنی بر وجود اثرات فضایی تأیید خواهد شد.

 

جدول 3. نتایج آزمون وجود یا عدم وجود اثرات فضایی

نوع آزمون

آماره آزمون ضریب لاگرانژ (LM)

احتمال

آزمون ضریب لاگرانژ (LM)

9556/4

0260/0

   منبع: یافته­های تحقیق

 

با توجه به جدول (3)، فرضیه صفر آزمون LM مبتنی بر عدم وجود اثرات فضایی رد
می­شود و وجود اثرات فضایی در مدل تأیید می­شود.

 

4-4. آزمون هاسمن فضایی

آزمون هاسمن فضایی برای تشخیص مناسب بودن یکی از روش­های اثرات ثابت[60] و اثرات تصادفی[61] در برآورد مدل­های پانل فضایی به کار می­رود که در صورت پایین بودن سطح احتمال محاسبه شده از لحاظ آماری، فرضیه برآورد روش اثرات تصادفی رد شده و روش اثرات ثابت برای برآورد مدل پانل فضایی پذیرفته می­شود (الهورست[62]، 2011).

 

جدول 4. نتایج آزمون هاسمن فضایی

نوع آزمون

آماره کای دو

احتمال

آزمون هاسمن فضایی

85/8

7845/0

     منبع: یافته­های تحقیق

 

جدول (4) نتایج حاصل از آزمون هاسمن فضایی را نشان می­دهد که با توجه به مقدار آماره برآوردی، استفاده از روش اثرات تصادفی در برآورد الگوی رگرسیون تأیید می­شود.

 

4-5. برآورد مدل وقفه فضایی

نتایج حاصل از برآورد مدل وقفه فضایی با استفاده از نرم­افزار یاد شده برای بازه زمانی   2000-2015 به صورت جدول (5) است. نتایج حاصل از تخمین الگوی برآوردی در جدول (5) نشان می­دهد اثر متغیر شاخص شکنندگی دولت به عنوان شاخص نمایانگر نهادها بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا منفی و معنادار است. این بدین معناست که ارتقای قانونمندی و کارایی در حوزه­های اجتماعی، سیاسی، اقتصادی و امنیتی اثر مثبت بر افزایش ظرفیت­های صادراتی کشور دارد.

گفتنی است که هر چه شاخص شکنندگی دولت کمتر باشد به معنای بالاتر بودن قانونمندی و کارایی کشور در حوزه­های اجتماعی، سیاسی، اقتصادی و امنیتی است؛ بنابراین، کمتر بودن این شاخص به معنای بهتر بودن کیفیت محیط نهادی است. تأثیر منفی شاخص شکنندگی دولت بر صادرات در مطالعات چاچ و ادواردز (2017) و رضازاده کارسالاری و رحیمیان بوگر (1394) مورد تأیید قرار گرفته است.

طبق نتایج حاصل از برآورد مدل­ تحقیق، ضریب تولید ناخالص داخلی کشور واردکننده بر صادرات ایران اثر مثبت و معناداری دارد. این یافته بر نتایج مطالعات گروسمن و هلپمن[63] (2005)، اگر[64] (2002) و ناظمی (1388) سازگار است که بر اساس آن، تولید کالاهای با توان رقابتی بیشتر اثر مثبتی بر تجارت دوجانبه دارد. اثر مثبت و معنادار جمعیت کشور مهمان بر صادرات در مدل برآوردی تأیید شده­ است. با افزایش جمعیت، مصرف و تقاضا برای واردات افزایش می­یابد که در نتیجه آن صادرات از ایران در سطح بالاتری قرار می­گیرد.

اثر نرخ ارز بر صادرات مثبت و معنادار و اثر تورم بر صادرات منفی و معنادار به دست آمده است. بر این اساس، افزایش نرخ ارز از کانال افزایش درآمد صادرکنندگان موجب افزایش انگیزه­های صادراتی و افزایش تورم از کانال هزینه­های تولید، موجب کاهش انگیزه صادرکنندگان در سال­های مورد مطالعه شده است. این یافته با نتایج مطالعات کیمیایی و ارباب افضلی (1395)؛ پیرایی، تاسان و دانش نیا (1394) و ناظمی (1388) سازگاری دارد.

اثر آزادسازی تجاری بر صادرات مثبت و معنادار به دست آمده است. این نتیجه نشان می‌دهد افزایش آزادسازی تجاری که همراه افزایش ورود تکنولوژی، فن­آوری و ماشین‌آلات و دانش لازم برای توسعه ظرفیت­های تولیدی و صادرات می­باشد، میزان سطح صادرات را افزایش داده است. این یافته با نتایج معمارنژاد و عجایبی (1389) مطابقت دارد.

همچنین رابطه منفی بین هر یک از متغیرهای اندازه دولت و حجم سرمایه­گذاری دولتی با صادرات ایران به کشورهای تحت بررسی در مدل­ برآوردی وجود دارد. هر چه کشورها به سمت خصوصی­سازی پیش روند و از سیستم دولتی و وابسته بودن به بودجه­های دولتی فاصله بگیرند، روند رشد و توسعه آن­ها در زمینه­های مختلف اقتصادی افزایش می­یابد.

اثر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر صادرات مثبت و معنادار به دست آمده است. این نتیجه نشان­دهنده جهت­گیری سرمایه­گذاری مستقیم خارجی به سمت صادرات در ایران است. این یافته با نتایج مطالعات سکابیک و ارلیک[65] (2007)؛ لیتائو و فوستینو[66] (2010) و پیرایی، تاسان و دانش نیا (1394) سازگاری دارد.

اثر نرخ بهره بر صادرات طبق انتظار مثبت اما بی­معنا به ­دست آمده است. افزایش نرخ بهره اگرچه باعث افزایش هزینه تمام شده برای تولیدکننده می­شود و بر این اساس، قیمت نهایی کالای تولید شده در آن کشور بالا می­رود و آن کشور بیشتر تمایل به افزایش واردات کالا از کشورهایی دارد که با قیمت پایین­تر و مقرون به صرفه­تر بتواند وارد نماید؛ اما این افزایش نرخ بهره همگام با افزایش تورم و افزایش نرخ ارز بوده که منجر به افزایش قیمت کالاهای وارداتی و در نتیجه، خنثی شدن اثر نخست می­گردد و می­تواند دلیلی برای بی­معنا شدن صادرات به کشور باشد.

ضریب شاخص عملکرد لجستیک که بیان­گر کیفیّت تجاری و زیرساخت­های حمل و نقل کشور مهمان است، در مدل­ برآوردی مثبت و معنادار به دست آمده است. این نتیجه نشان می‌دهد بهبود زیرساخت­های حمل و نقل کشورهای مقصد برای کالاهای صادراتی ایران دارای اثر مثبت بر توسعه صادرات ایران است.

اثر فاصله جغرافیایی بر صادرات طبق انتظار منفی و معنا­دار به ­دست آمده است که این یافته مبتنی بر نظریه جاذبه در تجارت بین­الملل می­باشد. بر اساس این نظریه، افزایش فاصله جغرافیایی، هزینه­های حمل و نقل را افزایش می­دهد. این یافته با نتایج مطالعات آراجو، میون و ارنلس (2016)؛ دی مندونکا، لیریو، براگا و داسیلوا[67] (2014)؛ کبیر و سلیم[68] (2010)؛ بادینگر و بریوس[69] (2008) و پاپازولئو، پنتنکاست و مارکز[70] (2006) سازگاری دارد.

ضریب متغیر وقفه فضایی (وابستگی فضایی) بر صادرات مثبت و معنا­دار به­ دست آمده است که بیانگر اثر مجاورت بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا است. مقدار این ضریب، سهمی از صادرات ایران به هر یک از کشورها را (که به واسطه اثر مجاورت اتفاق افتاده است) نشان می­دهد که نظریه­ سرریزهای منطقه­ای را تأیید می­کند. این یافته با نتایج مطالعات نجفی علمدارلو، مرتضوی و شمشادی یزدی (1392) و اکبری و معلمی (1384)­ مطابقت دارد.

 

جدول 5. نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) با روش اثرات تصادفی

متغیر وابسته: صادرات (EXijt)

روش برآورد: حداکثر درستنمایی

نام متغیر توضیحی

مدل اثرات تصادفی

عرض از مبدأ (c)

63537/7-**

(29/2-)

تولید ناخالص داخلی سرانه کشور مهمان (GDPjt)

7374524/0***

(41/6)

جمعیت کشور مهمان (POPjt)

050871/1**

(20/2)

نرخ ارز دوجانبه (RERijt)

3691038/0***

(10/4)

آزادسازی تجاری (TRADEijt)

6798724/0***

(65/8)

اندازه دولت کشور مهمان (SIZEGjt)

991293/1-***

 (-01/3)

سرمایه­گذاری مستقیم خارجی (FDIijt)

1272196/0**

(37/2)

نرخ بهره کشور مهمان (Rjt)

1243829/0

(75/0)

شاخص شکنندگی دولت کشور مهمان (FRAGILITYjt)

05534/2-***

(54/3-)

تورم کشور مهمان (INFjt)

3630418/0-***

(-57/2)

حجم سرمایه­گذاری دولتی کشور مهمان (GINVjt)

4769217/0-

(32/1-)

شاخص عملکرد لجستیک کشور مهمان (INFRASTRUCTUREjt)

1176862/0**

(19/2)

فاصله جغرافیایی (DISTijt)

208316/2-**

(-43/2)

متغیر وقفه فضایی (SXijt)

2587867/0***

(51/3)

ضریب تعیین ( )

9095/0

  منبع: یافته­های تحقیق، اعداد داخل پرانتز آماره t را نشان می­دهد.

  علامت­های ** و *** به ­ترتیب، نشان­دهنده­ معنادار بودن ضرایب در سطوح 5 و 1 درصد است.

           

5. نتیجه­گیری و پیشنهادها 

در این تحقیق، اثر عوامل مؤثر بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا با استفاده از مدل مختلط رگرسیون- خود رگرسیونی فضاییبررسی شد. الگوی تحقیق یک مدل رگرسیونی با داده­های پانل طی دوره زمانی 2000-2015 از تجارت ایران با کشورهای جنوب شرق آسیا است. نتایج حاصل از برآورد مدل نشان می­دهد تولید ناخالص داخلی و جمعیّت کشور مهمان اثر مثبت و معنادار بر صادرات ایران دارند. این یافته بر نتایج مطالعات گروسمن و هلپمن (2005)، اگر (2002) و ناظمی (1388) منطبق است که این عوامل از طریق افزایش تقاضا در کشور مهمان زمینه افزایش صادرات ایران را فراهم می­کنند. بر اساس نتایج تحقیق، عوامل اقتصادی بر گسترش صادرات دارای اثرات معناداری هستند؛ به گونه‌ای ­که برنامه دولت در زمینه کاهش تورم و نرخ بهره، افزایش تولید و بهبود تراز تجاری کشور موجب افزایش صادرات می­شود.

از دیگر متغیرهای مورد بررسی در این تحقیق شاخص عملکرد لجستیک است که این متغیر بیان­گر کیفیّت تجاری و زیرساخت­های حمل و نقل کشور مهمان است و ضریب آن در مدل­ برآوردی مثبت و معنادار به دست آمده است.

یکی دیگر از عوامل مؤثر بر صادرات، فاصله جغرافیایی است که ضریب آن منفی و معنادار به ­دست آمده که مطابق انتظار و بر اساس نظریه جاذبه است. در واقع، افزایش فاصله جغرافیایی از طریق افزایش هزینه­های مبادلاتی کالا منجر به کاهش صادرات ایران می­شود. این یافته با نتایج مطالعات آراجو، میون و ارنلس (2016)؛ دی مندونکا، لیریو، براگا و داسیلوا (2014)؛ کبیر و سلیم (2010)؛ بادینگر و بریوس (2008) و پاپازولئو، پنتنکاست و مارکز (2006) سازگاری دارد.

همچنین بر اساس نتایج به ­دست آمده، فرضیه وجود وابستگی فضایی در مدل تأیید می‌شود که این یافته نشان می­دهد ارتباط فضایی مثبتی بین مشاهدات مربوط به صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا طی دوره زمانی 2000-2015 وجود دارد که نادیده گرفتن آن در مدل­، منجر به نتایج تورش­دار خواهد شد.

علامت مثبت ضریب متغیر تأخیر فضایی (وابستگی فضایی) نشان می­دهد که عامل مجاورت بخشی از صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا را توجیه می­نماید. تأثیر مثبت متغیر وقفه فضایی بر صادرات در مطالعات پیشین توسط نجفی علمدارلو، مرتضوی و شمشادی یزدی (1392) و اکبری و معلمی (1384) تأیید شده­ است.

طبق نتایج مدل­ برآوردی، اثر متغیر شاخص شکنندگی دولت به عنوان شاخص نمایانگر نهادها بر صادرات ایران به کشورهای جنوب شرق آسیا منفی و معنادار به دست آمده است. این بدین معناست که ارتقای قانونمندی و کارایی در حوزه­های اجتماعی، سیاسی، اقتصادی و امنیتی اثر مثبت بر افزایش ظرفیت­های صادراتی کشور دارد. باید توجه کرد که هر چه شاخص شکنندگی دولت کمتر باشد؛ به معنای بالاتر بودن قانونمندی و کارایی کشور در حوزه­های اجتماعی، سیاسی، اقتصادی و امنیتی است. تأثیر منفی شاخص شکنندگی دولت بر صادرات در مطالعات چاچ و ادواردز (2017) و رضا زاده کارسالاری و رحیمیان بوگر (1394) مورد تأیید قرار گرفته است.

بر اساس نتایج می­توان پیشنهادهای زیر را ارائه داد:

- با توجه به نتایج، تأثیر منفی شکنندگی دولت بر صادرات نشان می­دهد، کیفیت محیط نهادی عاملی مؤثر در توضیح عملکرد صادراتی در کشور است. بدین منظور پیشنهاد می­شود مدیران و مسئولان اقتصادی کشور برای افزایش و توسعه صادرات، سیاست­های مبتنی بر مدیریت و کاهش شکنندگی دولت را در پیش بگیرند.

- با توجه به نتایج این مطالعه به پژوهشگران آتی پیشنهاد می­گردد که این موضوع در گروه کشورهای دیگر انجام شده و به مقایسه گروه کشوری پرداخته شود. همچنین استفاده از روش­های دیگر اقتصادسنجی همچون روش خودرگرسیون برداری و همجمعی­های یوهانسون پیشنهاد می­شود.



[1] North

[2] State Fragility

[3] World Bank

[4] Feeny, Posso and Regan-Beasley

[5] Siegel

[6] Borooah and Paldam

[7] Huntington    

[8] Mixed Regressive-Spatial Autoregressive Model

[9] Solarz and Ohanlon

[10] Mcadam

[11] Hsu

[12] Christiansen

[13] State Fragility Index

[14] Security Effectiveness Score (SECEFF)

[15] Security Legitimacy Score (SECLEG)

[16] Political Terror Scale (PTS)

[17] Political Effectiveness Score (POLEFF)

[18] Polity4 Project

[19] Political Legitimacy Score (POLLEG)

[20] Economic Effectiveness Score (ECOEFF)

[21] Economic Legitimacy Score (ECOLEG)

[22] Social Effectiveness Score (SOCEFF)

[23] Social Legitimacy Score (SOCLEG)

[24] Human Development Indicator (HDI)

[25] Marshall and Elzinga-Marshall

[26] Grimm

[27] Acemoglu

[28] Anderson and Young

[29] Robert and Tybout

[30] Anderson and Marcouiller

[31] Rodrik

[32] Elbadawi

[33] Brunetti and Weder

[34] Knack and Keefer

[35] Hall and Jones

[36] Marshall and Cole

[37] Chacha and Edwards

[38] Hoeffler

[39] Beverelli, Keck, Larch and Yotov

[40] Alvarez, Barbero, Rodriguez Pose and Zofio

[41]Araujo, Mion and Ornelas

[42] De Groot, Linders, Rietveld and Subramanian

[43] Economic Cooperation Organization (ECO)

[44] Spatial Econometric

[45] Spatial Dependence

[46] Spatial Heterogeneity

[47] Contiguity Matrix

[48] Spatial Lag  

[49] Spatial Autoregressive Model (SAR)

[50] Anselin

[51] Maximum Likelihood

[52] Standardized Contiguity Matrix

[53] LeSage

[54] Logistics Performance Index

[55] WITS, World Integrated Trade Solution, Worldbank.

[56] www.Systemicpeace.Org

[57] www.Worldbank.org

[58] Stationarity

[59]Elhorst

[60] Fixed Effect

[61] Random Effect

[62] Elhorst

[63] Grossman and Helpman

[64] Egger

[65] Skabic and Orlic  

[66] Leitao and Faustino

[67] De Mendonca, Lirio, Braga and Da Silva

[68] Kabir and Salim

[69] Badinger and Breuss

[70] Papazolou, Pentencost and Marques

منابع

-         اکبری، نعمت­اله، معلمی، مژگان (1384). یکپارچگی اقتصادی در کشورهای حوزه­ خلیج فارس (استفاده از یک روش اقتصادسنجی فضایی). فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، 7(25): 109-126.

-         پیرایی، خسرو، تاسان، مونا، دانش‌نیا، محمد (1394). تأثیر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، نرخ ارز حقیقی و آزادسازی اقتصادی بر صادرات غیرنفتی ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، 50(1): 75-98.

-         رضازاده کارسالاری، عباس، رحیمیان بوگر، سجاد (1394). بررسی رابطه کیفیت محیط نهادی، رانت منابع طبیعی و رشد صادرات در منتخبی از کشورهای در حال توسعه با استفاده از رویکرد پانل دیتا. فصلنامهپژوهش­هاوسیاست­هایاقتصادی، 23(75): 187-210.

-         سوری، امیر رضا، تشکینی، احمد (1388). عوامل مؤثر بر تجارت متقابل ایران با بلوک­های منطقه­ای. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 3(3): 135-158.

-         کولائی، الهه، اکبری، زیبا (1396). دولت شکننده در عراق و امنیت زنان. فصلنامهسیاست،مجلهدانشکدهحقوقوعلومسیاسی، 47(1): 159-177.

-         کیمیایی، فاطمه، ارباب افضلی، محمد (1395). تأثیر حکمرانی و عوامل اقتصاد دانش­بنیان بر صادرات اقتصادهای نوظهور. فصلنامه سیاست­های مالی و اقتصادی، 4(13): 95-114.

-         معمارنژاد، عباس، عجایبی، سمانه سادات (1389). بررسی اثر آزادسازی تجاری بر خالص صادرات کالاها و خدمات در کشورهای در حال توسعه منتخب. فصلنامه اقتصاد کاربردی، 1(2): 135-159.

-         ناظمی، فرزاد (1388). بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر صادرات غیرنفتی. فصلنامه مدیریت صنعتی، 4(10): 105-117.

-         نجفی علمدارلو، حامد، مرتضوی، سید ابوالقاسم، شمشادی یزدی، کتایون (1392). کاربرد اقتصادسنجی فضایی در بررسی عوامل مؤثر بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای عضو اکو: رهیافت داده­های تابلویی. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 13(3): 49-62.

-         ندیری، محمد، محمدی، تیمور (1390). بررسی تأثیر ساختارهای نهادی بر رشد اقتصادی با روش GMM داده­های تابلویی پویا. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 5(3): 1-24.

-         نورث، داگلاس (1385). نهادها، تغییرات نهادی و عملکرد اقتصادی. مترجم محمد رضا معینی، انتشارات سازمان مدیریت و برنامه­ریزی کشور، تهران، چاپ دوم.

-         هانتینگتون، ساموئل (1375). سامان سیاسی در جوامع دستخوش دگرگونی. مترجم محسن ثلاثی، نشر علم، تهران، چاپ دوم.

-          Acemoglu, D. (2005). Institutions as a fundamental cause of long-run growth. Handbook of Economic Growth, 1: 385-472.

-          Alvarez, I. C., Barbero, J., Rodriguez Pose, A., and Zofio, J. L. (2018). Does institutional quality matter for trade? Institutional conditions in a sectoral trade framework. World Development, 103(3): 72-87.

-          Anderson, J. E., and Young, L. (1999). Trade and contract enforcement. (Boston College, mimeo).

-          Anderson, J., and Marcouiller, D. (2002). Insecurity and the pattern of trade: An empirical investigation. The Review of Economics and Statistics, 84(2): 342-352.

-          Anselin, L. (1999). Spatial econometrics. Bruton Center School of Social Sciences, University of Texas at Dallas, www.csiss.org.

-          Araujo, L., Mion, G., and Ornelas, E. (2016). Institutions and export dynamics. Journal of International Economics, 98: 2-20.

-          Badinger, H., and Breuss, F. (2008). Trade and productivity: An industry perspective. Empirica, 35: 213-231.

-          Beverelli, C., Keck, A., Larch, M., and Yotov, Y. V. (2018). Institutions, trade and development: A quantitative analysis. CESifo Working Paper Series 6920, CESifo Group Munich.

-          Borooah, V. K., and Paldam, M. (2007). Why is the world short of democracy?: A cross-country analysis of barriers to representative government. European Journal of Political Economy, 23(3): 582–604.

-          Brunetti, A., and Weder, B. (1998). Investment and institutional uncertainty: A comparative study of different uncertainty measures. Weltwirtschaftliches Archiv, 134(3): 513–533.

-          Chacha, P. W., and Edwards, L. (2017). Exporting to fragile states in Africa: Firm level evidence. The AERC project in Africa.

-          Christiansen, K. (2005). Failed and fragile states: How can the MDGs be achieved in difficult environments?. https://www.odi.org.

-          De Groot, H. L. F., Linders, G. J., Rietveld, P., and Subramanian, U. (2003). The institutional determinants of bilateral trade patterns. World Bank, Washington, 57(1): 103-123.

-          De Mendonca, T. G., Lirio, V. S., Braga, M. J., and Da Silva, O. M. (2014). Institutions and bilateral agricultural trade. Procedia Economics and Finance, 14: 164-172.

-          Egger, P. (2002). An econometric view on the estimation of gravity models and the calculation of trade potentials. World Economy, 25(2): 297-312.

-          Elbadawi, I. (1998). Real exchange rate policy and non-traditional exports in developing countries. WIDER Discussion Paper, forth coming in G. Helleimer (ed.), Growth, external sector and the role of non-traditional exports in Sub-Saharan Africa.

-          Elhorst, J. P. (2003). Specification and estimation of spatial panel data models. International Regional Science Review, 26(3): 244-268.

-          Elhorst, J. P. (2011). Spatial panel models. University of Groningen, Department of Economics, Econometrics and Finance, 1-21.

-          Feeny, S., Posso, A., and Regan-Beasley, J. (2015). Handle with care: Fragile states and the determinants of fragility. Applied Economics, 47(11): 1073-1085.

-          Grimm, S. (2014). The European Union’s ambiguous concept of state fragility. Third World Quarterly, 35(2): 252-267.

-          Grossman, G., and Helpman, E. (2005). A protectionist bias in majoritarian politics. Quarterly Journal of Economics, 120(4): 1139-1282.

-          Hall, R., and Jones, C. I.  (1999). Why do some countries produce so much more output per worker than others?. Quarterly Journal of Economics, 114(1): 83–116.

-          Hoeffler, A. (2012). Exporting from fragile states: Challenges and opportunities. A thematic paper supporting the OECD DAC INCAF project ‘Global Factors Influencing the Risk of Conflict and Fragility’ www.oecd.org/dac/conflictandfragility/globalfactors.htm.

-          Hsu, R. (2003). Humanitarian intervention: A post cold war misnomer. The International Relations Journal, 5-16.

-          Kabir, M., and Salim, R. (2010). Can gravity model explain BIMSTEC’S trade?. Journal of Economic Integration, 25(1): 144-166.

-          Knack, S., and Keefer, P. (1995). Institutions and economic performance: Cross country tests using alternative institutional measures. Economics and Politics, 7(3): 207-227.

-          Leitao, N. C., and Faustino, H. (2010). Portuguese foreign direct investment inflows: An empirical investigation. International Research Journal of Finance and Economics, 38: 190-197.

-          LeSage, J. P. (1999). Spatial econometrics. Department of Economics, University of Toledo.

-          Marshall, M. G., and Cole, B. R. (2014). Global report 2014 conflict, governance, and state fragility, center for systemic peace.

-          http://www.systemicpeace.org/vlibrary/GlobalReport2014.

-          Marshall, M. G., and Elzinga-Marshall, G. C. (2017). Global report 2017 conflict, governance, and state fragility, center for systemic peace. http://www.systemicpeace.org/vlibrary/GlobalReport2017.

-          McAdam, J. (2008). Forced migration, human rights and security. US: Hart Publishing, Ch. 6.

-          Papazolou, C., Pentencost, J., and Marques, H. (2006). Model forecast of the potential trade effects of EU enlargement: Lessons from 2004 and path-dependency in integration. World Economy, 29: 1071-1089.

-          Robert, M. J., and Tybout, J. R. (1997). The decision to export in Colombia: An empirical model of entry with sunk costs. American Economic Review, 87(4): 545–564.

-          Rodrik, D. (1995). Getting interventions right: How South Korea and Taiwan grew rich. Economic Policy, 10(20): 53–97.

-          Siegle, J. (2011). Stabilising fragile states. Global Dialogue, 13(1): 19-34.

-          Skabic, I., and Orlic, E. (2007). Determinants of FDI in CEE and Western Balkman countries (Is accession to the EU important for attracting FDI?). Economic and Business Review, 9(4): 333-350.

-          Solarz S. J., and Ohanlon, M. E. (1997). Humanitarian intervention: When is force justified?. The Washington Quarterly, 20(4): 2-14.