تاثیر توافق نامه های تجارت آزاد بر تجارت دو جانبه کشاورزی در کشورهای اکو

اقتصاد مالی

مقاله 1، دوره 5، شماره 17، اسفند 1390، صفحه 9-188   

چکیده

ادغام اقتصادی در سال های اخیر به عنوان یک پدیده اجتناب ناپذیر مطرح بوده است. یکی از مهمترین کانال های این ادغام، افزایش تجارت بین کشورهای عضو یک اتحادیه اقتصادی یا همجوار می باشد. در صورت تحقق این امر، کشورهای شریک می توانند ادوار تجاری مشابه هم داشته باشند. مطالعه حاضر بر این فرض استوار است که ادغام و همکاری های اقتصادی می تواند تاثیرات اقتصادی فراوانی مانند افزایش مبادلات تجاری، بهبود رفاه اقتصادی و صرفه های ناشی از مقیاس را برای دو یا چند کشور داشته باشد. بنابراین این مطالعه به ارزیابی اثر و ایجاد تجارت دو جانبه کشاورزی ناشی از توافق نامه های تجارت آزاد(FTAs) می پردازد. در این تحقیق از روش داده های تلفیقی و نیز مدل جاذبه استفاده شده است. نتایج حاکی از آن است که در میان کشورهای عضو ایران و ترکیه بیشترین حجم تجارت و منفعت کشاورزی را از توافق نامه های تجاری به خود اختصاص می دهند. نتایج همچنان گویای این حقیقت است که فاصله دو کشور دارای تاثیر منفی بر حجم تجارت بین دو کشور می باشد
Abstract
Economic integration has been an inevitable in recent years. One of the main aspects of integration is an increasing trade between members and neighboring countries. If it’s true, partner countries could have trade periods as similarities. This study is based on the assumption that economic integration and cooperation can increase trade volume, economic welfare and economics return to scale for members. Therefore this study evaluates the impact of bilateral agricultural trade in according to free trade agreements (FTAs). In this study, the panel data method and gravity model were used. Results indicated that Iran and Turkey take more benefits from free trade agreement; also the distance between countries has negative impact on trade volume of them.

اصل مقاله

تاثیر توافق نامه های تجارت آزاد بر تجارت دو جانبه کشاورزی در کشورهای اکو

رضا مقدسی^[1] (نویسنده مسئول)

رضا رحیمی^[2]

دریافت: 4/7/1390            پذیرش: 9/9/1390

چکیده

ادغام اقتصادی در سال های اخیر به عنوان یک پدیده اجتناب ناپذیر مطرح بوده است. یکی از مهمترین کانال های این ادغام، افزایش تجارت بین کشورهای عضو یک اتحادیه اقتصادی یا همجوار می باشد. در صورت تحقق این امر، کشورهای شریک می توانند ادوار تجاری مشابه هم داشته باشند. مطالعه حاضر بر این فرض استوار است که ادغام و همکاری های اقتصادی می تواند تاثیرات اقتصادی فراوانی مانند افزایش مبادلات تجاری، بهبود رفاه اقتصادی و صرفه های ناشی از مقیاس را برای دو یا چند کشور داشته باشد. بنابراین این مطالعه به ارزیابی اثر و ایجاد تجارت دو جانبه کشاورزی ناشی از توافق نامه های تجارت آزاد(FTAs) می پردازد. در این تحقیق از روش داده های تلفیقی و نیز مدل جاذبه استفاده شده است. نتایج حاکی از آن است که در میان کشورهای عضو ایران و ترکیه بیشترین حجم تجارت و منفعت کشاورزی را از توافق نامه های تجاری به خود اختصاص می دهند. نتایج همچنان گویای این حقیقت است که فاصله دو کشور دارای تاثیر منفی بر حجم تجارت بین دو کشور می باشد.

 

واژگان کلیدی: FTA، مدل پانل، مدل جاذبه.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مقدمه

در سال ۱۹۴۶ میلادی « پیمان همکاری و عمران منطقه ای » (آر سی دی) بین سه کشور ایران ، ترکیه و پاکستان منعقد شد . اهداف عمده این پیمان همکاری های فنی ، فرهنگی ، اقتصادی و نیز مبادله آزاد کالا ها از طریق انعقاد قرار داد های بازرگانی و بهبود خطوط حمل و نقل هوایی ، زمینی ، دریای بین سه کشور ایران ، ترکیه ، پاکستان و لغو تشریفات روادید عبور در منطقه و کاهش دادن نرخ های حمل ونقل پستی عنوان شده بود البته علاوه بر اهداف مزبور پیمان همکاری و عمران منطقه ای (آر سی دی) از اهداف سیاسی و نظامی سنتونیز به طور ضمنی داشته است . در سال ۱۳۶۳ هجری شمسی اجلاسی در تهران برگزار شد پس از تجدید نظرهای لازم سازمان همکاری اقتصادی جانشین پیمان آر سی دی شد. سازمان همکاری اقتصادی (اکو) در هفتم آذر ماه سال ۱۳۷۱هجری شمسی با الحاق افغانستان و شش کشور آسیای میانه شامل قزاقستان ، قرقیزستان، تاجیکستان، ترکمنستان ، ازبکستان و آذربایجان به اعضای بنیانگذار آن یعنی جمهوری اسلامی ایران، پاکستان و ترکیه، به یک سازمان مهم همکاری اقتصادی منطقه ای تبدیل شد. سازمان اکو تلاش     می کند تا همکاری های اقتصادی را بین ده کشور اسلامی غرب آسیا افزایش دهد. مساحت تحت پوشش فعالیت سازمان همکاری اقتصادی (اکو) که از بزرگترین و مهمترین پیمانهای منطقه ای به شمار می رود، برابر با هفت میلیون و ۲۱۱کیلومتر مربع است. پهناورترین کشور عضو این سازمان جمهوری قزاقستان با وسعتی معادل دو میلیون و هفتصد هزار کیلو متر، و کم وسعت ترین آن جمهوری آذربایجان ۸۶ هزار و ۶۰۰ کیلو متر می باشد.جمعیت کل کشورهای عضو اکو حدود۴۰۰ میلیون نفر است که پاکستان پرجمعیت ترین و ترکمنستان کم جمعیت ترین کشور عضو این سازمان هستند. مهمترین اهداف اکـو عبارتند از : الف) بالا بردن شرایط توسعه اقتصادی و افزایش سطح استاندارد و کیفیت زندگی در اکثر کشورهای عضوب) اتخاذ اقداماتی در جهت تغییر مترقیانه موانع تجاری منطقه اکو و گسترش تجارت درون منطقه ای ج) پیگیری همکاری های اقتصادی به منظور تضمین نقش و سهم منطقه اکو در رشد تجارت جهان و اصلاح سیاستهای تجاری ناعادلانه ناشی از شرایط نامطلوب تجارت برای کشورهای در حال توسعه مخصوصاً کشورهای عضو اکو) سرعت بخشیدن به توسعه زیرساختهای حمل و نقل و ارتباطات که دولتهای عضو را به هم و به جهان خارج مرتبط می سازد.

در دو دهه اخیر در سرتاسر جهان نیز،  منطقه گرائی اقتصادی[3]  به طور وسیعی ایجاد شده است. یکی از مهمترین مزایا و عوامل این توسعه و منطقه گرائی، ازدیاد توافق نامه های تجارت آزاد(FTAs)[4] میان کشورها می باشد. آمارو اطلاعات حاکی از آن است که تعداد این توافق نامه های تجاری در سال 2007، به 380 رسیده است(WTO). اما گاهی این توافق نامه ها نقش جدال آمیزی در توسعه یک منطه داشته اند. برخی از محققین معتقدند که تعدد و فزونی توافق نامه های تجارت آزاد، از تجارت چند جانبه ممانعت بعمل        می آورند(Levey1997). برخی دیگر معتقدند که توافق نامه های تجارت آزاد(FTA) به عنوان یک ابزار مثبت در جهت حرکت ملتها به سوی تجارت آزاد چند جانبه می باشند  (Freund2000 و Ornelas2005). اقتصاد دانان در خصوص مزایا و استحقاق توافق       نامه­های تجاری به دلیل ایجاد امکانات متنوع تجاری، مذاکرات زیادی داشته اند                  (Viner 1950). مزایای تجاری ناشی از توافق نامه های تجارت آزاد برای تولید کنندگانی که دارای هزینه های بالائی هستند، باعث از بین بردن کارائی تولیدکنندگان صرفه جو    می گردد و این خود منجر به افزایش تنوی تجاری می گردد. از طرف دیگر منافع تجارت ناشی از FTA به ساختار اقتصادی یک کشور نیز وابسته است(Burfisher and etal 2001).

یکی از بهترین و پرکاربردترین مدلها در خصوص تجزیه و تحلیل تجارت در 20 سال اخیر مدل جاذبه می‌باشد(Anderson 1979). تین برگن(1962) اولین فردی بود که در خصوص FTA و جهت بررسی تاثیر آن بر جریان تجارت از مدل جاذبه استفاده نمود. تعدادی از محققین تلاش های زیادی در جهت بررسی انواع مدلهای تئوریکی منجر به مدل جاذبه شود، انجام داده­اند،

Anderson(1979), Helpman and Krugman (1985), ,Bergstrand (1985), Deardorff (1998), .Evenett and Keller (2002) , Anderson and, Wincoop (2003),

مدل جاذبه ابزار مناسـبی جهت تعیین اثرات میـزان تجارت و تـنوع تجارت منشـا شـده از

FTA می باشد(Frankle1997, Soloaga2001, Carrere2006).  کو و همکاران(2006) به بررسی تاثیر و مزایای توافق نامه های تجاری بر حجم و تنوع تجارت پرداختند. جایاسینگ(2008) به بررسی تاثیر تنوع تجاری بر تجارت 6 محصول مهم کشاورزی در امریکای شمالی پرداخت. مطالعه ایشان به این نتیجه رسید که توافق نامه های تجاری بر حجم تجارت تاثیرمثبت دارد. لامبرت و مکوی(2009) به بررسی تاثیر انواع توافق نامه های تجارت آزاد بر کشاورزی داخلی و خارجی و نیز تجارت محصولات خوراکی برای سال های 1995 و 2000 و 2004 پرداخت. آنها به این نتیجه رسیدند که عضویت در FTA باعث افزایش تجارت محصولات کشاورزی و خوراکی می گردد. به عنوان مثال تجارت کشاورزی در بین اعضای NAFTA طی سال های 2004-1995 به میزان 145% افزایش یافت. بنا براین این مطالعه همگام با مطالعات انجام شده در خصوص تاثیر FTA به بررسی تاثیر و نقش توافق نامه های تجارت آزاد بر حجم خالص تجارت کشور های عضو اکو می پردازد.

مبانینظری

تئوری جاذبه میزان جذب فاصله ای بین دو یا چند ماده را شرح می دهد. تئوری جاذبه را متناسب با وزن آنها و معکوس با j و i کلاسیک در فیزیک نیروی جاذبه بین دو ماده مجذور فاصله بین این دو ماده بیان میکند.

(1(             
مدل جاذبه از مدل های بسیار مناسبی است که در توضیح جریانات تجاری دو جانبه اهمیت زیادی داشته و بیان مناسبی از پتانسیل تجاری دو جانبه، در یک مقطع زمان خاص و به طور همزمان از دید گاه کشورهای صادر کننده و وارد کننده را به نمایش می گذارد. کنترل پذیر بودن داده ها و تعداد متغیرها ی مناسب از جمله مزیت های مربوط به مدل جاذبه است. دیر دوف مدل های جاذبه را موفق ترین مدل های می داند که از طریق توانائی توضیح پذیری آنها در حجم های تجاری دو جانبه سنجیده می شوند. لمر و هون نیز معتقدند که مدل های جاذبه واضح ترین و قویترین یافته های تجربی را در اقتصاد بوجود می­آورند. این مدل جریان تجاری از کشور­i به کشورj را به ­وسیله اندازه اقتصادی کشورها­ی صادر کننده و وارد کننده و فاصله جغرافیائی بین آنها توضیح می دهد که شکل کلی آن به صورت زیر می باشد:

(2(                                                                                                                                                                   

                                                                                                                                                                       

Xij- حجم صادرات از کشور صادر کننده i به کشور وارد کننده j در زمانt می باشد

Di- متغیر دامی که مشخص می کند آیا کشورها دارای زبان مشترک، مرز مشترک، عضویت در FTA می باشند

حال اگر از طرفین رابطه بالا لگاریتم گیری شود، آنگاه داریم:

(3(                                                                    

                                                                                                        

که در آن

GDPi- تولید ناخالص داخلی کشور صادر کننده

GDPj- تولید ناخالص داخلی کشور وارد کننده

POPi- جمعیت کشور صادر کننده

POPj- جمعیت کشور وارد کننده

DISij- فاصله بین دو کشور i و j

COMLij- متغیر دامی-1، اگر کشور Iو j زبان رسمی مشترکی داشته باشند

COLYij- متغیر دامی-1، اگر کشور Iو j مستعمراتی داشته باشند

BOARDERij- متغیر دامی-1، اگر کشور Iو j مرز مشترکی داشته باشند

FTAij- متغیر دامی-1، اگر کشور Iو j هر دو عضو FTA باشند

FTAi- متغیر دامی-1، اگر فقط کشور I عضو FTA باشد

FTAj- متغیر دامی-1، اگر فقط کشور j عضو FTA باشد

مدل مورد استفاده در این مطالعه جهت تحلیل جریان های تجاری دو جانبه و برآورد پتانسیل تجاری کشورهای عضو، به روش داده های تابلوئی مورد برآورد قرار می گیرد تا اثرات ثابت و انفرادی مربوط به کشورهای شریک تجاری نیز مورد توجه قرار گیرد و اریب ناهمگونی از میان برود و نتایج مناسب تری و سازگاری بیشتری به دست آید. غالب مطالعات قبل از سال 1995 مدل جاذبه را به روشOLS مورد برآورد قرار داده بودند. به دلیل این که در این برآوردها عملا تعدادی از متغیرها در نظر گرفته نمی شود، بسیاری از تاثیرات ناهمگنی میان کشورهای مورد مطالعه در نظر گرفته نشده است. در همین راستا مطالعات بعدی به این ویژگی توجه کرده و برای برآورد مدل های جاذبه از روش داده اهی تابلوئی بهره گرفته اند تا با توجه به نتایج حاصله، که شامل روش اثرات ثابت و روش اثرات تصادفی است بهترین نتایج بدون اریب حاصل گردد.

جهت بررسی تاثیر FTA بر پتانسیل تجاری کشورهای عضو اکو، مدل جاذبه به صورت زیر بیان می گردد.

(4)                                                                                                                                                                                                                                                                                                                         

 به طور تئوریکی انتظار می رود که علامت  و  مثبت باشد، یعنی هرچه سطح توسعه بالاتر و کشور توسعه یافته تر باشد، روابط تجاری بیشتری بین آنها برقرار خواهد بود. ضریب و  انتظار می رود که منفی باشد. ضریب بر طبق انتظار تئوریک باید منفی باشد زیرا هرچه دو کشور از هم دورتر باشند هزینه حمل و نقل بیشتر می شود و در نتیجه تجارت بین آنها کمتر خواهد شد و علامت انتظار می رود مثبت باشد.

در این قسمت به بررسی مبانی نظری داده‌های تلفیقی پرداخته می‌شود.

در ابتدا در رابطه با معنی دار بودن تعداد مقطع‌های انتخاب شده (که در اینجا کشورهای عضو اکو) باید آزمونF انجام گیردکه اگر خواسته شود اثر مقاطع مختلف مورد بررسی قرار گیرد باید فرضیه‌ای آزمون شودکه در آن کلیه عبارات ثابت برآورد با یکدیگر برابر هستند. بدین ترتیب می­توان مشخص نمود که آیا پانل دیتا جهت برآورد تابع مورد نظر کارآمدتر خواهد بود یا خیر. بدین منظور از آزمون F استفاده می شود:

(5)                                           

که در این رابطه n تعداد کشورها(مقاطع)، t طول دوره مورد نظر و k تعداد پارامترها      می­باشد. علامتU نشان دهنده مدل محدود نشده و علامتP نشان دهنده مدل تلفیقی  می­باشد. اگر F محاسباتی از F بحرانی جدول بزرگتر باشد در نتیجه فرضیه صفر رد می­شود یعنی از روش پانل جهت برآورد می‌توان استفاده نمود یعنی اثرات گروه پذیرفته            می شود(جبل عاملی و بی ریا1385).

برای سادگی می توان مدل داده های تلفیقی را به شکل زیر خلاصه کرد

(6)                                                                                                                                                                                                                                     

در اینجا  Yبردار مقادیر متغیر وابسته برای کشورهای عضو اکو در سال های مورد نظر شامل حجم صادرات دو جانبه این گروه کشورها می باشدو X مجموعه متغیر های توضیحی مدل و U اجزای اخلال است. وقتی  را ثابت فرض می کردیم پارامترهای زیادی در مدل اثر ثابت وارد می شد و درجه آزادی زیادی از بین می رفت.

جهت برآورد نیز روش‌های مختلفی همچون روش اثرات ثابت و روش اثرات تصادفی وجود دارد که بر حسب مورد کاربرد خواهند داشت. در اینجا مهم است تاکید کنیم فرض اساسی که مدل اثر تصادفی را از مدل اثر ثابت متمایز می سازد این است که اثر خاص فردی، در طول زمان ثابت است، یعنی  با  ناهمبسته است. به عبارت دیگر متغیرهای حذف شده از مدل که اثر آنها را در می بینیم با متغیرهای توضیحی که در مدل گنجانده شده اند همبستگی ندارند و این خصیصه نمونه تصادفی است. رویکرد اثر ثابت هنگامی پذیرفتنی است که مطمئن باشیم تفاوت میان واحدها را می توان باتفاوت های جملات عرض از مبدا توضیح داد(اشرف زاده و مهرگان 1387).

به منظور این که مشخص گردد کدام روش ( اثرات ثابت و یا اثرات تصادفی) جهت برآورد مناسب تر است از آزمون هاسمن استفاده می شود.

فرضیه صفر در آزمون هاسمن به این صورت می باشد.

(7)                                                                                                                                                              

فرضیه صفر به این معنی است که ارتباطی بین جزء اخلال مربوط به عرض از مبدا و متغیرهای توضیحی وجود ندارد و آنها از یکدیگر مستقل هستند. در حالی که فرضیه مقابل به این معنی است که بین جزء اخلال مورد نظر و متغیر توضیحی همبستگی وجود دارد و چون به هنگام وجود همبستگی بین اجزاء اخلال و متغیر توضیحی، با مشکل تورش و ناسازگاری مواجه شده، بنابراین بهتر است در صورت پذیرفته شدن فرضیه صفر از روش اثرات تصادفی استفاده شود. تحت فرضیه صفر، اثرات ثابت و اثرات تصادفی هر دو سازگار هستند ولی روش اثرات ثابت ناکارا است. یعنی در صورت رد فرضیه صفر، روش اثرات ثابت سازگار و روش اثرات تصادفی ناسازگار است و باید از روش اثرات ثابت استفاده شود. اگر b تخمین روش اثرات ثابت و  تخمین زننده روش اثرات تصادفی باشد: (جبل عاملی و بی ریا1385)

(8)                                                                                                                                                                                              

هاسمن ثابت می‌کند آماره فوق دارای توزیع چی دو می باشد و آماره مناسبی برای آزمون است

نتایج و بحث

به طور کلی در مطالعات مربوط به سری‌های زمانی، تعیین درجه همجمعی  متغیر از اهمیت خاصی برخوردار هستند. به منظور بررسی مانائی متغیرهای مورد استفاده  از آزمون لوین و هادری و پسران و شین استفاده شده‌است. نتایج حاصل در جدول1 آمده است، نشان      می‌دهد که تمامی متغیرهای مورد استفاده در این مطالعه (حجم صادرات دو جانبه X، تولید ناخالص داخلی کشور صادر کننده و وارد کنندهGDP ، جمعیت کشور های صادر کننده و وارد کنندهPOP، فاصله بین دو کشورDIS) و دوره زمانی 2010-2005 را شامل می شوند، با یک بار تفاضل گیری مانا می‌‌شوند. از آنجا که فرضیه صفر در این آزمونها وجود ریشه واحد می باشد، بنابراین آماره استخراجی از این ازمونها برای هر یک از متغیر ها در سطح نشان دهنده ریشه واحد می باشد ولی با یک بار تفاضلگیری از متغیرها، آماره این آزمونها بزرگتر از مقادیر جدول می شوند بدین معنا که فرضیه صفر را نمیتوان پذیرفت. پس متغیرها با یک بار تفاضل‌گیری ایستا می شوند. اما لگاریتم تمام این متغیرها در سطح ایستا می باشد.

 

جدول1. نتایج حاصل از بررسی ایستایی متغیرها

 

آزمون ریشه متداول لوین و چو					آزمون ریشه واحد پسران و شین
متغیر		x	gdp	pop	dis	x	gdp	pop	dis
آماره آزمون		41/0-	10	2/2-	4	68/1	39/0-	64/0	8/0-
آماره آزمون با یک بار تفاضل گیری		7/24-	4/23-	2/19-	12-	7/3-	42/3-	22/3-	3-

منبع: یافته‌های تحقیق

 

جهت دستیابی به نتایج مناسب برآورد، نرم افزار Eviews استفاده شده است. بدین منظور از آزمون های دوربین واتسون و آزمون LM برای بررسی وجود خودهمبستگی بین جملات پسماند و نیز آزمون های وایت بدون ضرب متغیرهای توضیحی و آزمون وایت با ضرب متغیرهای توضیحی، آزمونهای ترسیمی برای بررسی وجود ناهمسانی واریانس جملات خطا استفاده شده که نتایج این آزمون ها وجود خودهمبستگی بین جملات پسماند را رد می کند.

تصریح مدل

آزمون معنی دار بودن گروه

به منظور حصول اطمینان از معنی دار بودن گروه (کشورهای عضو اکو) از آماره F   استفاده می شود.مقدار F محاسبه شده برابر 3/6 است. لذا مقدار F محاسبه شده از F جدول بزرگتر است. در نتیجه H0 رد شده است و اثرات گروه پذیرفته می شود و بایستی عرض از مبدا  های مختلفی را در مدل برآورد نمود. در نتیجه می‌توان از روش پانل استفاده نمود.

آزمون انتخاب بین اثرات ثابت یا اثرات تصادفی

جهت انتـخاب بین اثرات ثابت یا اثرات تصـادفی از آماره هاسـمن اسـتفاده می شود. آماره

محاسبه شده از این آزمون برابر 25/0 می باشد. با توجه به این که مقدار آماره چی دو جدول با درجه آزادی 4  برابر 20 می‌باشد، لذا مقدار محاسبه شده از مقدار چی دو در جدول کمتر می باشد. بنابراین فرضیه H0 پذیرفته می‌شود. لذا اثرات ثابت ناسازگار است و باید جهت برآورد از اثرات تصادفی استفاده شود. همچنین جهت انتخاب بین اثرات ثابت و تصادفی نیز از آزمون ریداندانت^[5] (اثرات ثابت اضافی) استفاده شده است. آماره محاسبه شده از این آزمون برابر 8 می‌باشد. با توجه به این که مقدار آماره  F محاسباتی بزرگتر از  F جدول می باشد(49/4)  لذا فرضیه H0را نمی توان پذیرفت یعنی باید از اثرات تصادفی استفاده کرد.

نتایج برآورد مدل جاذبه در ذیل آمده است:

در ابتدا لازم است نمونه مورد بررسی معرفی گردد. در این مطالعه نمونه مورد بررسی کشورهای عضو اکو می‌باشند که عبارتند از: ایران، ترکیه، پاکستان، افغانستان، قزاقستان، قرقیزستان، تاجیکستان، ترکمنستان، ازبکستان و آذربایجان. نتایج برآورد روش اثرات تصادفی سری زمانی- مقطعی برای دوره زمانی 89-1384 به شرح زیر می‌باشد (انحراف معیار داخل پرانتز می باشد)

X =05/0+02/0LnGDPi +03/0LnGDPj-001/0LnPOPi-002/0LnPOPj-

    (003/0)       (002/0)           (015/0)          (0003/0)         (002/0)                                  

  006/0LnDISij+004/0COMLij+06/0FTAij    

     (0015/0)           (002/0)           (001/0)                                                     

R2=8/0                  F=83     

C-Turkish =8/0                         C-Kazakhstan =32/0-

C-Azerbaijan =08/0                  C-Pakistan = 38/0  

C-Afghanestan = 36/0-             C-Tajijestan =65/0-

C- Torkemanestan=3/0-            C-Kyrgyz = 47/0

C- Iran= 44/0                             C- Tajikistan=03/0

نتایج حاصله موید آن است که رگرسیون برازش شده معتبر می باشد. چرا که آماره‌های آزمون t تک تک ضرائب و f نشان دهنده آن است که کلیت رگرسیون معنی دار می باشد. از نظر علائم پارامتر های برآوردی، علامت متغیر تولید ناخالص داخلی مثبت می باشد و نشان می دهد که حجم صادرات دو جانبه به ازای یک درصد افزایش در تولید ناخالص داخلی به میزان 03/0 و 05/0 افزایش می یابد. تولید ناخالص داخلی به عنوان اندازه اقتصاد، ظرفیت و ساختار یک نظام اقتصادی مطرح است و همانطور که انتظار می رود با افزایش آن حجم تجارت افزایش می یابد. متغیر جمعیت دارای تاثیر منفی و معنی دار    می باشد. به گونه ای که کشور صادر کننده بیشتر به صادرات کالائی می پردازد که کمتر به  نیروی کار وابسته است و به همین دلیل با افزایش جمعیت صادرات کالای کاربر کمتر و نیز صادرات کالای سرمایه بر بیشتر می شود. متغیر فاصله از علامت لازم برخوردار بوده و منفی و معنی دار می باشد و به این معنی است که هر چه فاصله کشورها از یکدیگر بیشتر باشد، هزینه حمل و نقل بیشتر و درنتیجه تجارت بین آنها کمتر خواهد بود. به طوری که با افزایش فاصله میزان تجارت به اندازه 006/0 واحد کاهش می یابد و لذا هرچه فاصله بین شرکای تجاری بیشتر باشد از میزان صادرات کالاها کاسته می شود. علامت متغیر FTA مثبت و معنی دار می باشد بدین معنا که توافق‌نامه تجارت آزاد بین کشورها بر حجم تجارت تاثیر مثبت و معنی داری دارد. به گونه ای که بر اساس نتایج حاصله بیشترین منفعت را از این FTA در بین کشورهای عضو اکو، شامل ایران و ترکیه می شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1. دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران،  Email: [e-mail]   

2. دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران و عضو هیت علمی دانشگاه آزاداسلامی واحد تهران مرکزی دانشکده اقتصاد و حسابداری،  Email: [e-mail]

1. Economic regionalism

2. Free Trade Agreements

1. Redundant fixed effect

مراجع

-      اشرف زاده. س. ح. ر. و  مهرگان. ن.(1387). اقتصاد سنجی پانل دیتا. موسسه تحقیقات تعاون دانشگاه تهران

-      جبل عاملی،ف. و بی ریا، س.(1385) برآورد تابع تقاضای کشورهای واردکننده زعفران ایران با روش پانل. فصلنامه  پژوهشنامه بازرگانی.شماره 39. 134-111.

 

-       Anderson, J. E. 1979. A Theoretical Foundation of the Gravity Model. American Economic Review 69 (1): 106–116.

-       Anderson, J. E., and E. van Wincoop. 2003. Gravity with Gravitas: A Solution to the Border Puzzle. American Economic Review 93 (1): 170–192.

-       Bergstrand, J. H. 1985. The Gravity Equation in International Trade: Some Microeconomic Foundations and Empirical Evidence. Review of Economics and Statistics 67 (3): 474–481.

-       Bergstrand, J. H. 1989. The Generalized Gravity Equation, Monopolistic Competition, and the Factor-Proportions Theory in International Trade. Review of Economics and Statistics 71 (1): 143–153.

-       Burfisher, M., S. Robinson, and K. Thierfelder. 2001.The impact ofNAFTAon the United States. Journal of Economic Perspectives 15 (1): 125–144.

-       Carrere, C. 2006. Revisiting the Effects of Regional Trade Agreements on Trade Flows with Proper Specification of the Gravity Model. European Economic Review 50 (2): 223–247.

-       Deardorff, A. 1998. Determinants of Bilateral Trade: Does Gravity Work in a Classical World? In: The Regionalization of the World Economy, ed. Jeffrey Frankel. Chicago: University of Chicago Press

-       Evenett, S. W., and W. Keller. 2002. On Theories Explaining the Success of the Gravity Equation. Journal of Political Economy 110 (2): 281–312.

-       Frankel, J. A. 1997. Regional Trading Blocs in the World Economic System. Washington, DC:Institute for International Economics

-       Freund C. 2000. Different Paths to Free Trade: The Gains from Regionalism. Quarterly Journal of Economics 115 (4): 1317–1341.

-       Helpman, E., and P. R. Krugman. 1985. Market Structure and ForeignTrade: Increasing Returns, Imperfect Competition, and the International Economy. Cambridge, MA: MIT Press.

-       Jayasinghe, S., and R. Sarker. 2008. Effects of Regional Trade Agreements on Trade in Agrifood Products: Evidence from Gravity Modeling Using Disaggregated Data. Review of Agricultural Economics 30(1): 61–81.

-       Koo, W., P. L. Kennedy, and A. Skripnitchenko. 2006. Regional Preferential Trade Agreements: Trade Creation and Diversion Effects. Review of Agricultural Economic 28 (3): 408–415.

-       Lambert, D., and S. McKoy. 2009. Trade Creation and Diversion Effects of Preferential Trade Associations on Agricultural and Food Trade. Journal of Agricultural Economics 60 (1): 17–39.

-       Levy, P. I. 1997. A Political-Economic Analysis of Free-Trade Agreements. American Economic Review 87 (4): 506–519.

-       Ornelas, E. 2005. Endogenous Free Trade Agreements and the Multilateral Trade System. Journal of International Economics 67 (2): 471–497.

-       Soloaga, I. and Winters, A., 2001. How Has Regionalism in the 1990s Affected Trade? NorthAmerican Journal of Economics and Finance 12 (1): 1–29.

-       Tinbergen, J. 1962. Shaping the World Economy: Suggestions for an International Economic Policy. New York: The Twentieth Century Fund.

-       Viner, J. 1950. The Customs Union Issue. New York: Carnegie Endowment for International Peace