تأثیر فساد بر تخصیص مخارج عمومی به بخش دفاعی و امنیتی در ایران

نوع مقاله : علمی - پژوهشی

نویسندگان

1 دانش آموخته دکتری اقتصاد بخش عمومی دانشگاه لرستان، خرم آباد، ایران

2 کارشناسی ارشد اقتصاد دانشگاه علوم و تحقیقات خوزستان،خوزستان،ایران

چکیده

هدف اصلی این مقاله بررسی تأثیر فساد بر تخصیص مخارج عمومی به بخش دفاعی در ایران طی دور‌ه‌ی زمانی 1394-1363 می‌باشد. برای نیل به هدف مذکور، از یک مدل عمومی مخارج دفاعی، شاخص فساد، آزمون هم‌انباشتگی کرانه‌ها و برآوردگر خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی (ARDL)، استفاده شده است. نتایج برآورد مدل تحقیق نشان می‌دهد که اثر بلندمدت و کوتاه‌مدت فساد بر سهم مخارج بخش دفاعی از کل مخارج عمومی مثبت و معنادار است و گسترش فساد سبب انتقال مخارج عمومی از بخش غیردفاعی به بخش دفاعی می‌شود.
هدف اصلی این مقاله بررسی تأثیر فساد بر تخصیص مخارج عمومی به بخش دفاعی در ایران طی دور‌ه‌ی زمانی 1394-1363 می‌باشد. برای نیل به هدف مذکور، از یک مدل عمومی مخارج دفاعی، شاخص فساد، آزمون هم‌انباشتگی کرانه‌ها و برآوردگر خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی (ARDL)، استفاده شده است. نتایج برآورد مدل تحقیق نشان می‌دهد که اثر بلندمدت و کوتاه‌مدت فساد بر سهم مخارج بخش دفاعی از کل مخارج عمومی مثبت و معنادار است و گسترش فساد سبب انتقال مخارج عمومی از بخش غیردفاعی به بخش دفاعی می‌شود.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Impact of Corruption on the Allocation of Public Expenditure to the Defense Sector in Iran

نویسندگان [English]

  • abolghasem golkhandan 1
  • Somayeh Sahraei 2
1 phd in public sector economics, lorestan university, khoramabad, iran
2 M.A in Economics, Science and Research Branch Khuzestan university, ahvaz, iran
چکیده [English]

The main objective of this paper is to investigate the effect of corruption on the allocation of public expenditures to the defense sector in Iran during the period of 1984-2015. To achieve the above objective is used a general model of defense expenditures, corruption index, bond Co integration test and Auto Regressive Distributed Lag (ARDL) estimator. Results of this study show that the long-term and short-term effects of corruption on the share of defense expenditure from total public expenditures is positive and significant and the spread of corruption leads to the transfer of public expenditures from the non-defense sector to the defense sector.
The main objective of this paper is to investigate the effect of corruption on the allocation of public expenditures to the defense sector in Iran during the period of 1984-2015. To achieve the above objective is used a general model of defense expenditures, corruption index, bond Co integration test and Auto Regressive Distributed Lag (ARDL) estimator. Results of this study show that the long-term and short-term effects of corruption on the share of defense expenditure from total public expenditures is positive and significant and the spread of corruption leads to the transfer of public expenditures from the non-defense sector to the defense sector.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Defense Expenditure
  • Corruption
  • Public Expenditures
  • Iran
  • Auto Regressive Distributed Lag (ARDL)

بانک جهانی، فساد را سوء استفاده از قدرت و مقام مأمور یا بدنه­ی دولت برای منافع شخصی تعریف می­کند.واژه فساد مفهومی وسیع و چندبعدی دارد و در حوزه­های مختلف از ورزش تا طرح­های غیرقانونی خصوصی­سازی، مشاهده می­شود (جعفری و گل‌خندان، 1394: 11). هم‌چنین، حالت­های فساد در بخش­های مختلف و کشورهای متفاوت، مشابه و یکسان نیستند؛ به طوری که آن‌چه در برخی جوامع از آن به فساد یاد می­شود، ممکن است در جامعه­ای دیگر به‌عنوان یک هنجار و قاعده اجتماعی تلقی شود (دی‌ساردن[1]، 1999).

    طی سال‌های اخیر، آثار فساد بر عملکرد اقتصاد، توجه بسیاری از محققان را به‌خود جلب کرده است. عمده­ترین دلایل این امر، گسترش دموکراسی، پدیده جهانی‌شدن، برخورداری از رسانه­های پویا و گسترش اطلاع رسانی، پررنگ­تر شدن نقش سازمان­های غیردولتی مانند سازمان شفافیت بین­المللی[2]، صندوق بین­المللی پول[3] و بانک جهانی در شناساندن مشکلات مربوط به فساد و تلاش برای اقدام­های ضدفساد و اعتماد بیش‌تر به بازار، است (تنزی[4]، 1998).

     ادبیات موجود در این زمینه به دو دسته تقسیم می­شود: دسته اول بر تعیین­کننده­های فساد تمرکز دارند. مطالعات تجربی مختلف نشان می­دهد که عوامل اصلی مؤثر بر دامنه و گستردگی فساد، کیفیت خدمات شهری، سطح دستمزد بخش دولتی، حاکمیت قانون، به‌ویژه قوانین ضد فساد و دسترسی به منابع طبیعی، درجه رقابتی بودن اقتصاد، بازبودن تجاری و سیاست صنعتی کشور می‌‌باشد. دسته دوم ادبیات موجود، بر عواقب فساد تمرکز دارند. به‌عبارت دیگر می‌توان به مطالعاتی نظیر تأثیر فساد بر رشد، کیفیت زیرساخت­های عمومی و سرمایه­گذاری عمومی، سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی، نابرابری درآمد و فقر و هزینه­های دولت اشاره کرد.

     در راستای دسته دوم مطالعات فوق، تأثیر فساد بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی در ایران، محور اصلی مقاله حاضر است. به‌عبارت دیگر، در این پژوهش به دنبال پاسخ دادن به این سؤال هستیم که آیا گسترش فساد، میزان مخارج عمومی اختصاص‌یافته به بخش دفاعی را تحت تأثیر قرار می­دهد؟ وضعیت نامطلوب کشور از لحاظ فساد (با توجه به گزارشات سالیانه سازمان شفافیت بین‌المللی) و هم‌چنین بالابودن سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی (با توجه به داده‌های ارائه‌شده از سوی بانک مرکزی)، اهمیت بررسی موضوع تحقیق را دوچندان می‌کند. بر اساس اعلام سازمان شفافیت بین‌المللی، کشور ایران در سال 2015 یا کسب شاخص 27 (از صد) در رده 130 کشورهای سالم از نظر فساد قرار گرفته است. هم‌چنین بر اساس داده‌های ارائه‌شده از سوی بانک مرکزی طی سال‌های 1391-1338، در بین بخش‌های مختلف اقتصادی کشور، متوسط سهم بخش دفاعی با مقداری بیش از حدود 24 درصد، در قیاس با سایر بخش‌ها، بیش‌ترین مقدار بوده است؛ که این موضوع نشان‌دهنده اهمیت بالای بخش دفاعی در کشور ایران است (گل‌خندان، 1395الف). بر اساس توضیحات فوق فرضیه اساسی این تحقیق به‌صورت زیر تدوین شده است:

«تأثیر فساد بر سهم مخارج بخش دفاعی از کل مخارج عمومی، مثبت و معنادار است».

 

1- ادبیات موضوع

1-1- پیشینه تحقیق

دی‌آگوستینو و همکاران[5] (2016) از یک مدل رشد درون­زا برای محاسبه اثرات فساد بر ترکیب مخارج دولت (به‌طور مشخص، مخارج نظامی و مخارج سرمایه­گذاری) استفاده کرده‌اند. نتایج این مطالعه در قالب داده‌های پانل 106 کشور جهان طی دوره زمانی 2010-1996 و با استفاده از روش‌های اثرات ثابت[6] (FE) و داده‌های ترکیبی پویا[7] (DPD) نشان می­دهد که تعاملات بین فساد، مخارج نظامی و سرمایه­گذاری تأثیرات منفی زیادی بر رشد اقتصادی دارد. نتایج دیگر این مطالعه حاکی از آن است که همبستگی مهمی بین فساد و هزینه­های نظامی وجود دارد. لذا مبارزه با فساد نه تنها اثرات مستقیم مثبت دارد، بلکه ممکن است اثرات غیرمستقیم مثبت نیز از طریق کاهش میزان تأثیر منفی بار نظامی داشته باشد.

جاکوویچ و دروبیسزووا[8] (2015) به بررسی اثر فساد بر تخصیص مخارج دولت با استفاده از داده‌های پانل 21 کشور عضو OECD بین سال‌های 2011-1998 پرداخته‌اند. نتایج این مطالعه نشان با استفاده از روش پانل دیتا می­دهد که به ازای سطوح بالاتر فساد، مخارج دفاعی و خدمات عمومی دولت افزایش می­یابد؛ در حالی‌که مخارج آموزشی، بهداشت، تفریح، فرهنگ و مذهب دولت کاهش خواهد یافت. این مقاله نتایج و شواهد جدیدی را درباره ارتباط بین فساد و تخصیص مخارج دولتی در کشورهای OECD ارائه می­دهد.

هاشم[9] (2014) در مطالعه‌ای رابطه بین فساد و ترکیب هزینه­های دولت (هزینه­های مربوط به آموزش و بهداشت) را در کشورهای عربی با استفاده از روش پانل دیتا بین سال­های 2010-1990 بررسی کرده است. نتایج نشان می­دهد که فساد، هزینه­های آموزشی و بهداشتی را به‌عنوان بخشی از کل هزینه­های عمومی کاهش می­دهد.

دلاوالده[10] (2006) در مطالعه­ای شامل 96 کشور درحال‌توسعه، به بررسی اثر فساد بر میزان و توزیع هزینه­های عمومی طی سال‌های 2001-1996 پرداخته است. نتایج حاصل از تخمین مدل داده‌های پانل با استفاده از روش FE شان می­دهد که فساد مقدار کل هزینه­های عمومی را افزایش می­دهد. هم‌چنین وی با استفاده از روش حداقل مربعات سه مرحله‌ای[11] (3SLS) نشان داده است که فساد، ساختار هزینه‌های دولتی را از طریق کاهش سهم هزینه­های اجتماعی (آموزش، بهداشت و حمایت­های اجتماعی) و افزایش سهم اختصاص داده‌شده به خدمات عمومی، نظم و امنیت، انرژی و دفاع، تغییر می‌دهد. گوپتا و همکاران[12] (2001) در مطالعه­ای شامل 120 کشور جهان، به بررسی اثر فساد بر مخارج نظامی طی سال‌های 1998-1985 پرداخته‌اند. نتایج حاصل از تخمین مدل داده‌های پانل با استفاده از روش‌های FE، 2SLS، حداقل مربعات تعمیم‌یافته[13] (GLS) و گشتاورهای تعمیم یافته[14] (GMM)، نشان می­دهد که فساد سهم مخارج نظامی از gdp (بار نظامی) و سهم مخارج نظامی از کل مخارج دولت را افزایش می­دهد.

مائورو[15] (1998) در مطالعه‌ای به بررسی اثر فساد بر ترکیب مخارج دولت در کشورهای در حال توسعه بین سال‌های 1995- 1982پرداخته است. نتایج این مطالعه نشان می­دهد که فساد، ترکیب مخارج دولت را تغییر می‌دهد؛ بر این اساس مخارج آموزشی و بهداشت عمومی کاهش و در مقابل مخارج بخش دفاعی افزایش می‌یابد.

در باب تأثیر عوامل مختلف اقتصادی و غیراقتصادی بر مخارج دفاعی (نظامی) و هم‌چنین، تأثیر فساد بر مخارج دولت، چندین مطالعات داخلی انجام شده است (مانند مطالعات گل‌خندان (1397)، گل‌خندان (1396الف)، گل‌خندان و بابایی آغ اسمعیلی (1396)، جعفری و گل‌خندان (1394) و کریمی و همکاران (1391))؛ اما، بر اساس بررسی­های انجام‌شده توسط نویسندگان، تاکنون هیچ مطالعه داخلی به بررسی تأثیر فساد بر مخارج دفاعی نپرداخته است. مطالعات خارجی انگشت‌شماری نیز با تمرکز بر تحلیل اثر فساد بر مخارج دفاعی انجام شده است. بر این اساس و با توجه نکات اشارشده هدف اصلی مقاله حاضر بررسی تأثیر فساد بر تخصیص میزان مخارج عمومی به بخش دفاعی در ایران می‌باشد.

 

1-2- مبانی نظری

به‌طور کلی فساد می­تواند هزینه­های نظامی (دفاعی) را از طریق کانال­های عرضه و تقاضا تحت تأثیر قرار دهد. فساد ممکن است با ملاحظات مربوط به سمت عرضه بر هزینه­های نظامی مؤثر واقع شود؛ به این معنی که تولیدکنندگان اسلحه ممکن است برای به‌دست‌آوردن قراردادها، به رشوه متوسل شوند و یا از طریق ملاحظات مربوط به سمت تقاضا موثر واقع شود؛ تا آن جا که بخش نظامی ممکن است در فعالیت­هایی که مستعد فساد هستند، شرکت کند (گوپتا و همکاران، 2001).

الف- ملاحظات مربوط به سمت عرضه

عرضه­کنندگان خارجی ممکن است به مقامات کشورهای وارد­کننده اسلحه و تجهیزات نظامی رشوه دهند؛ این موضوع می­تواند به‌وسیله کد مالیاتی کشورهای صادرکننده اسلحه تسهیل شود؛ که طبق آن رشوه می­تواند به‌عنوان هزینه­ای کسر شود. پرداخت رشوه به مقامات خارجی به‌عنوان یک اقدام جنایی در این کشورها محسوب نمی­شود. برای رسیدگی به این موضوع، OECD خواستار شفافیت بیش‌تری در نحوه برخورد قانونی با رشوه‌دهی همتایان خارجی در بین کشورهای عضو این سازمان شده است (سازمان همکاری و توسعه اقتصادی[16]، 1997).

از اواسط دهه 1980، کاهش مداوم هزینه­های نظامی در سراسر جهان باعث افزایش رقابت بین تولیدکنندگان سلاح شده است. پایان جنگ سرد و فروپاشی اتحاد جماهیر شوروی سابق، باعث تغییر تهدیدات و الویت­های امنیت ملی شد. در برخی کشورها، صنعت دفاعی با ظرفیت­های بیکار و هزینه­های ثابت کلان روبرو شد و هزینه­های تحقیق و توسعه (R&D) زیاد، اغلب تولیدکنندگان اسلحه را مجبور کرد تا با توسل بر رشوه‌دهی، به‌شدت بر بازارهای خارج از کشور تمرکز کنند (گوپتا و همکاران ، 2001).

ب- ملاحظات مربوط به سمت تقاضا

به‌طور معمول، در یک جامعه، دولت تأمین‌کننده خدمات و کالاهای نظامی می‌باشد. در این راستا، برخی از جنبه­های تدارکات نظامی، مستعد فساد می‌باشند. مقررات تصویب‌شده در این زمینه، به‌طور معمول قدرت را به مقامات مسئول و صاحب اختیار در قراردادها اعطا می­کند. رقابت محدود بین عرضه‌کنندگان، تمایل به رفتار رانت‌جویانه را در مقامات برای مشارکت در رفتار بدخواهانه ایجاد می‌کند (کیمنی و امباکو[17]، 1996؛ آدس و دی‌تلا[18]، 1999؛ امباکو، 2000).

محرمانه بودن هزینه­های نظامی خود زمینه‌ساز استفاده از فساد می­شود. به‌طور کلی شفافیت در عملیات دولتی به‌ویژه در زمینه تجهیزات نظامی، نسبت به سایر بخش­ها کم‌تر است. قراردادهای نظامی اغلب از قانون آزادی اطلاعات مثتثنی هستند و اغلب در قالب محرمانه و تحت اختیار مقامات مربوطه می‌باشند. روند­های اداری در هزینه­های نظامی ممکن است از سوی مقامات مالیاتی و گمرکی به‌صورت دقیق مورد نظارت قرار نگیرند و قراردادهای نظامی ممکن است به نظارت بودجه عادی (استاندارد) نرسند (مانند حسابرسی و تصویب قانونی). دارایی­های نظامی مانند زمین­های نظامی، سخت‌افزار، زمین­های آزمایشی، وسایل نقلیه حمل و نقل و امکانات مانند مراکز مسکونی و آموزشی به اندازه کافی بزرگ هستند و فرصت­های بیش‌تری را برای فساد در جهت افزایش مخارج نظامی فراهم می­کنند. برای مثال، با کنترل زمین، نیروهای نظامی اغلب استفاده و بهره­برداری از منابع طبیعی را کنترل می­کنند. در تعدادی از کشورها، ارتش در فعالیت­های تجاری، شامل تولید اسلحه، تجهیزات نظامی و فولاد، مدیریت فرودگاه‌ها و ... فعالیت می­کند. فعالیت­های تجاری توسط ارتش ممکن است که ورود شرکت­های خصوصی را محدود کند و قاچاق و ذخیره­سازی کالاها را تشویق کند (گوپتا و همکاران ، 2001). شایان ذکر است که هزینه‌های نظامی نیز دارای یک سری ویژگی­هایی هستند که زمینه را برای فساد مهیا می­کنند. پروژه­های دفاع تمایل به سرمایه فزآینده­ای دارند که سبب تمایل شرکت­ها برای رشوه‌دادن به مقامات دولتی در جهت کمک به آن‌ها در دست‌یابی به قراردادها و مناقصات می­شود. هم‌چنین دسترسی به اطلاعات طراحی یا مشخصات مناقصه، می­تواند از طریق رشوه دادن به مقامات دولتی در روند مناقصه به‌دست آید (همان).

پیرو ادبیات نظری و بالاخص مطالعه گوپتا و همکاران (2001) رابطه بین فساد و هزینه‌های نظامی را به شرح زیر مدل‌سازی می­کنیم:

(1)                                                                                                      

در رابطه (1) مخارج دولتی (G) به‌صورت ترکیبی از مخارج نظامی (M) و غیرنظامی (N) است که از طریق مالیات تأمین مالی می­شود؛ یعنی،  که در آن:  و  مالیات و  درآمد ملی است. هم‌چنین . برای تکمیل مدل، یک تابع مطلوبیت به‌صورت تابعی از مصرف خصوصی (C) و مخارج دولتی (G) در نظر می­گیریم که  و  و  و فرم خاص این تابع را به‌صورت زیر تعریف می­کنیم:

(2)

        

و سرانجام فرض می­کنیم که سرمایه­گذاری خصوصی صفر است. تابع مطلوبیت زیر را با فرض قیود، حداکثر می­کنیم:

(3)

 

(4)                

 

(5)      

از رابطه بالا مشتق می‌گیریم؛ با توجه به این نکته که:

 

F.O.C:

 (6)

(7)

        

با تقسیم دو طرف معادله رابطه (7) بر دو طرف معادله رابطه (6) داریم:

   (8)                    

حال اگر کلیه اقدامات فوق را یک بار دیگر انجام دهیم، با این تفاوت که این بار معادله شماره (5) را بر حسب متغیر G بازنویسی کنیم؛ می توانیم به معادله زیر برسیم:

(9)                                                                                             

طبق معادلات روابط  (8) و (9) در غیاب فساد، برای سطح معینی از ، سهم هزینه­های نظامی و غیرنظامی از مخارج کل دولت، به پارامترهای تابع مطلوبیت ( ، و ) بستگی دارد. اما در صورتی که پارامترهای تابع مطلوبیت ( ، و )، توسط فساد (R) تحت تأثیر قرار گیرد، داریم:

(10)               

   

با توجه به معادلات رابطه (10):

(11)               

 

که در معادلات فوق:

                         

در این حالت داریم:

                         If         

بر این اساس می‌توان گفت که فساد بر پارامترهای تابع مطلوبیت تاثیر می­گذارد؛ اما به‌عنوان یک عامل در تابع مطلوبیت معرفی نمی­شود؛ به این معنی که فساد با هزینه­های نظامی بالاتری همراه است، تا زمانی‌که حداکثرسازی مطلوبیت، افزایش در هزینه­های نظامی را به‌عنوان فرصتی برای استفاده از هزینه­های دولتی برای سود شخصی در جهت دست‌یابی به مطلوبیت شخصی بالاتر قلمداد ­کند (گوپتا و همکاران ، 2001). 

 

 2- مدل و روش تحقیق

2-1- مدل تحقیق

از آنجا که هدف اصلی این مقاله بررسی تأثیر فساد بر سهم مخارج بخش دفاعی از کل مخارج عمومی است، می‌بایست یک مدل بر این اساس و با توجه به متغیرهای کنترل مؤثر بر متغیر وابسته طراحی کرد. به‌طور کلی بر اساس یک مدل عمومی مخارج دفاعی، می‌توان متغیرهای مؤثر بر مخارج دفاعی را سه دسته متغیرهای اقتصادی (و اجتماعی)، متغیرهای راهبردی (سیاسی و نظامی) و رانت (درآمدهای) حاصل از منابع طبیعی تقسیم‌بندی کرد (گل‌خندان، 1396الف). بر این اساس، شکل کلی مدل تحقیق حاضر به‌صورت رابطه زیر نوشته می‌شود:

(13)

 

در رابطه فوق، t نشا‌ن‌‌دهنده بازه‌ی زمانی (1394-1363)،  عرض از مبدأ، Ln لگاریتم طبیعی، EV متغیرهای اقتصادی مؤثر بر مخارج دفاعی، SV متغیرهای راهبردی مؤثر بر مخارج دفاعی، RNR رانت حاصل از منابع طبیعی و   جزء خطاء تصادفی است. سایر متغیرها به‌صورت زیر تعریف شده‌اند:

: سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی دولت (به‌عنوان متغیر وابسته مدل).

: شاخص اندازه‌گیری فساد (به‌عنوان متغیر مستقل مدل). در این مطالعه به‌منظور اندازه‌گیری فساد از شاخص راهنمای بین‌المللی ریسک کشوری[19] (icrg) که ترکیبی از سه شاخص ریسک سیاسی، ریسک اقتصادی و ریسک مالی می‌باشد، استفاده شده است. این شاخص از سال 1982 منتشر شده و علاوه بر بررسی فساد در سیستم سیاسی و فساد مالی در سیستم دولتی، به فساد بالقوه و یا بالفعل در شکل‌های حمایت‌های بیش از حد، قوم و خویش‌گرایی، پیشنهاد شغل، بده و بستان لطف در مقابل لطف، بنانهادن گروه‌های مخفیانه و به‌طور خاص ارتباط نزدیک بین سیاست‌مدار و کسب‌وکارها نیز توجه دارد.

مقدار شاخص icrg بین دو عدد صفر و 100 است که عدد صفر، به‌معنای حداکثر فساد و عدد 100، به‌معنای عدم فساد می‌باشد. بر این اساس می‌توان گفت که شاخص icrg، یک شاخص‌های معکوس اندازه‌گیری فساد می‌باشد که مقادیر بالاتر (پایین‌تر) آن نشان از فساد کم‌تر (بیش‌تر) دارد. البته در این پژوهش، با توجه به آنکه این موضوع در هنگام تفسیر علامت ضرایب، ابهام ایجاد می‌کند، با تغییر مقیاس این شاخص، اعداد بزرگ‌تر نشان‌دهنده فساد بیشتر و اعداد کوچک‌تر نشان‌دهنده فساد کمتر است. به این شکل که مقدار شاخص icrg از عدد 100 کسر شده است.

: لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه (به قیمت‌های ثابت سال 1383)، به‌عنوان شاخص درآمد و یک متغیر اقتصادی.

: سهم مخارج غیردفاعی از کل مخارج عمومی، به‌عنوان هزینه فرصت مخارج دفاعی و یک متغیر اقتصادی.

: متوسط بار دفاعی کشورهای منطقه خاورمیانه، به‌عنوان شاخص تهدیدات بین‌المللی و یک متغیر راهبردی.

: سهم درآمدهای نفتی از gdp، به‌عنوان شاخص اندازه‌گیری رانت حاصل از منابع طبیعی.

: متغیر مجازی جنگ تحمیلی که در سال‌های جنگ، مقدار یک و برای بقیه سال‌ها مقدار صفر را می‌پذیرد.

با توجه به توضیحات فوق، در نهایت مدل برآوردی موردنظر این تحقیق به‌صورت زیر طراحی شده است:

(14)

 

منبع داده‌های آماری متغیرهای مورد استفاده، وب‌سایت‌های بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران[20]، ICRG وابسته به [21]PRS Group و مؤسسه بین‌المللی تحقیقات صلح استکهلم[22] (SIPRI) است.

2-2. روش‌شناسی تحقیق

تحقیق حاضر از نظر نوع تحقیق، کاربردی است. روش تحقیق هم توصیفی-تحلیلی است که در قسمت توصیف از روش اسنادی و کتابخانه‌ای استفاده شده است و بخش تحلیل متکی بر الگوهای اقتصادسنجی است.

رویکرد مورد استفاده در این مطالعه به‌منظور برآورد ضرایب، مدل خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی (ARDL) معرفی شده توسط پسران و همکاران[23] (2001)، برای بررسی هم‌انباشتگی و همچنین تخمین روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت است. مزیت‌های روش ARDL نسبت به سایر روش‌های آزمون هم‌انباشتگی عبارت است از: اول این‌که می‌توان این روش را برای متغیرهای I(1) و I(0) یا ترکیبی از هر دو، به‌کار برد. دوم این‌که، روش ARDL پویایی‌های کوتاه‌مدت را در بخش تصحیح خطا وارد نمی‌کند (بانرجی و همکاران[24]، 1993). سوم، این روش را می‌توان با تعداد مشاهدات کم نیز به‌کار برد (نارایان و نارایان[25]، 2004: 102) و در نهایت این‌که از این روش زمانی‌که متغیرهای توضیحی درون‌زا هستند، نیز می‌توان استفاده کرد (آلام و کوازی[26]، 2003: 93). به‌منظور تحلیل هم‌انباشتگی کرانه‌های پسران و همکاران (2001)، بایستی مدل تصحیح خطای نامقید[27] (UECM) زیر را برآورد کنیم:

(15)

 

که در آن  ضرایب بلندمدت،  عرض از مبدأ، W بردار اجزاء برون‌زا مثل متغیرهای مجازی و غیره، Δ عملگر تفاضل،  جمله اخلال وp   و  تعداد وقفه‌های بهینه است که به کمک معیارهایی مثل آکائیک (AIC)، شوارتز - بیزین (SBC)، حنان - کوئین (HQC) یا  تعیین می‌شود. مقادیر وقفه‌دار متغیر وابسته و مقادیر با وقفه و جاری متغیرهای مستقل نیز، نشان‌دهنده پویایی‌های کوتاه‌مدت می‌باشند. فرآیند آزمون کرانه‌ها برای عدم وجود ارتباط سطحی بین متغیر مستقل و متغیرهای وابسته از طریق برابر صفر قرار دادن ضرایب سطوح با وقفه متغیرهای مذکور در معادله فوق به‌دست می‌آید. بر این اساس فرض صفر مبنی‌بر عدم وجود هم‌انباشتگی به‌‎صورت زیر تعریف می‌شوند:

 

در آزمون هم‌انباشتگی کرانه‌ها، دو حد بحرانی ارائه شده است؛ کرانه بالایی برای سری‌های زمانی I(1) و کرانه پایینی برای سری‌های I(0). چنانچه مقدار آماره F محاسبه شده از مقدار کرانه بالایی بیشتر باشد، فرضیه صفر عدم هم‌انباشتگی رد می‌شود؛ و چنانچه مقدار F کمتر از کرانه پایینی باشد، فرض صفر رد نمی‌شود و در صورتی‌که آماره F بین محدوده‌ها قرار گیرد، از این روش نمی‌توان نتیجه‌ای گرفت (پسران و همکاران، 2001: 209). وقتی‌که وجود روابط تعادلی بلندمدت اثبات گردید در مرحله دوم، ضرایب بلندمدت و ECM متناظر با آن به‌کمک روش ARDL برآورد می‌شود (نارایان و نارایان، 2004: 103).

یک مدل ARDL به‌صورت زیر نمایش داده می‌شود:

(16)

 

که در رابطه فوق:                           

=1-

=

در رابطه (16)  عرض از مبدأ و  متغیر وابسته و L عامل وقفه است که به‌صورت  تعریف می‌شود. این معادله با استفاده از روش OLS برای  مدل مختلف ARDL تخمین زده می‌شود. که در آن d حداکثر وقفه تعیین‌شده از سوی محقق و k تعداد متغیرهای توضیحی مدل است. در مرحله‌ی بعد با استفاده از معیارهای اطلاعات[28] و یا ضریب تعدیل‌شده، تعداد وقفه‌های بهینه تعیین می‌شود. سپس یک رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مورد بررسی تخمین زده می‌شود. به باور انگل و گرانجر هر رابطه بلندمدت، یک ECM کوتاه‌مدت دارد که دستیابی به آن متضمن تعادل است و بالعکس (اندرس[29]، 2004). برای تنظیم الگوی تصحیح خطا کافی است که جملات خطای مربوط به هر رگرسیون همگرایی را با یک وقفه زمانی به‌عنوان یک متغیر توضیح‌دهنده در کنار سایر متغیرهای الگو قرار دهیم و سپس با کمک روش OLS ضرایب الگو را برآورد می‌کنیم. در نرم‌افزار Microfit زمانی‌که الگوی تعادلی بلندمدت مرتبط با الگوی ARDL استخراج شد، الگوی تصحیح خطای مرتبط با آن نیز ارائه می‌شود. فرم کلی معادله تصحیح خطای ARDL به‌صورت زیر می‌باشد:

(17)

 

که در آن:

   

و  عملگر تفاضلی مرتبه اول است. همچنین،  سرعت تعدیل به‌سمت بلندمدت را نشان می‌دهد. به‌منظور بررسی وجود همگرایی بین متغیرها، منفی و معناداربودن ضریب  در تخمین ضرایب کوتاه‌مدت، بیانگر وجود رابطه بلندمدت بین این متغیرها است (تشکینی، 1384).

 

  1. تجزیه و تحلیل نتایج تجربی

پیش از انجام آزمون هم‌انباشتگی کرانه‌ها، باید اطمینان حاصل کرد که متغیرهای مورد بررسی، دارای درجه انباشتگی بزرگ‌تر از I(1) نمی‌باشند. در حالی‌که متغیرها انباشته از درجه دو، یعنی: I(2) یا بیش‌تر باشند، مقدار آماره F ارائه‌شده توسط پسران و همکاران (2001) قابل‌ استفاده نیست (آنگ[30]، 2007: 4775). بنابراین باید پیش از ذکر نتایج این آزمون‌‌، درجه مانایی متغیرها تعیین شود.

در این مقاله به‌منظور بررسی مانایی متغیرها، از آزمون دیکی - فولر تعمیم‌یافته (ADF)[31]، در حالتی‌که در آن مدل دارای عرض از مبدأ و متغیر روند زمانی می‌باشد، استفاده شده است. در این آزمون، فرضیه صفر نشان‌دهنده نامانایی متغیر (وجود ریشه واحد) و فرضیه مقابل نشان‌دهنده مانایی متغیر (عدم وجود ریشه واحد) است. نتایج این آزمون در جدول (1) آمده است. بر اساس نتایج این جدول و سطوح احتمال محاسبه‌شده، کلیه متغیرها به‌جز سهم مخارج غیردفاعی از کل مخارج عمومی در سطح 5 درصد نامانا بوده، اما پس از یک‌بار تفاضل‌گیری به‌صورت مانا درآمده‌اند. لذا کلیه متغیرها، مانا از مرتبه I(0) و I(1) می‌باشند.

جدول 1.  نتایج آزمون‌ ریشه واحد دیکی فولر تعمیم‌یافته

درجه مانایی

Prob

متغیر

Prob

متغیر

I(1)

000/0

Δ(Ln(def/tpe))

361/0

Ln(def/tpe)

I(1)

000/0

Δ(Ln(gdp/pop))

255/0

Ln(gdp/pop)

I(0)

000/0

Δ(Ln(non-def/tpe))

038/0

Ln(non-def/tpe)

I(1)

000/0

Δ(Ln(corruption ))

681/0

Ln(corruption )

I(1)

000/0

Δ(Ln )

188/0

Ln

I(1)

000/0

Δ( Ln(oil/gdp))

552/0

Ln(oil/gdp)

*وقفه انتخابی برای آماره ADF توسط معیار شوارتز انتخاب شده است و علامت Δ، به تفاضل اشاره دارد.

مأخذ: محاسبات تحقیق

حال با استفاده از آزمون هم‌انباشتگی کرانه‌های پسران و همکاران (2001) به بررسی رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل می‌پردازیم. تعداد رگرسورها  بوده و الگوی فوق تنها دارای جمله ثابت است. با توجه به این موضوع مقادیر بحرانی ارائه‌شده توسط پسران و همکاران در سطوح معناداری مختلف از جدول ارائه‌شده توسط این محققان استخراج و در بخش پایینی جدول (2) آمده‌اند. بر اساس مقادیر بحرانی و آماره F محاسبه‌شده در بخش بالایی قسمت بالای جدول (2)، وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل، در سطح 1 درصد تأیید می‌شود؛ زیرا مقدار آماره F محاسبه‌شده مدل‌، بزرگ‌تر از کرانه بالایی مقدار بحرانی ارائه‌شده توسط پسران و همکاران در سطح 1 درصد است.

البته علاوه بر آزمون کرانه‌ها، از آزمون بنرجی، دولادو و مسترز نیز برای بررسی رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرهای مدل استفاده شده است. برای انجام این آزمون عدد یک از مجموع با وقفه متغیر وابسته کم شده و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم می‌شود. اگر قدر مطلق t بدست آمده از قدر مطلق مقادیر بحرانی ارائه‌شده توسط بنرجی، دولادو و مسترز بزرگتر باشد، فرضیه صفر را رد کرده و وجود یک رابطه بلندمدت پذیرفته می‌شود (تشکینی، 1384)، که در این مطالعه نیز این شرایط برقرار است که نتایج به‌منظور صرفه‌جویی ارائه نشده است.

آماره F

طول وقفه بهینه مدل

مدل تخمینی

***08/5

(1,0,1,0,0,0)

مدل رابطه (15)

مقادیر بحرانی آزمون پسران و همکاران (2001)

کرانه بالا I(1)

کرانه پایین I(0)

سطح معناداری

23/3

12/2

10%

61/3

45/2

5%

43/4

15/3

1%

جدول 2.  نتایج آزمون‌‌ هم‌انباشتگی کرانه‌ها

 علامت*  **معناداری در سطح 1 درصد است.

مأخذ: مقادیر بحرانی از جداول پسران و همکاران (2001: 300) و سایر نتایج بر اساس محاسبات تحقیق.

 پس از تأیید وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل، نوبت به برآورد این رابطه می‌رسد. در جدول (3) نتایج تخمین رابطه‌های بلندمدت گزارش شده است. البته علاوه بر رابطه‌های بلندمدت، نتایج رابطه‌های کوتاه‌مدت و آزمون‌های تشخیصی نیز در این جدول آمده‌اند. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده:

- اثرات بلندمدت و کوتاه‌مدت درآمد سرانه (gdp/pop) بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی کشور، مثبت و ناچیز و در سطح پائینی از معناداری برخوردار است؛ به‌گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌ترتیب، نسبت مخارج دفاعی به کل مخارج عمومی، حدود 004/0 و 001/0 درصد افزایش می‌یابد (نزدیک به صفر). در توجیه نتیجه حاصل می‌توان گفت که، زمانی‌که یک کشور (مانند ایران) به درجه خاصی از امنیت می‌رسد، همراه با افزایش درآمد، سهم مخارج دفاعی آن کشور از کل مخارج عمومی تقریباً ثابت می‌ماند و در نتیجه، این امر موجب عدم تأثیرگذاری قابل توجه این متغیر می‌شود.

- اثرات بلندمدت و کوتاه‌مدت سهم مخارج غیردفاعی دولت از کل مخارج عمومی (non-def/tpe) بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی کشور، منفی و در سطح 5 درصد، از معنی‌داری لازم برخوردار است؛ به‌گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌ترتیب، نسبت مخارج دفاعی به کل مخارج عمومی، حدود 38/0 و 10/0 درصد کاهش می‌یابد. وارد کردن مخارج غیردفاعی در مدل، نشان‌دهنده هزینه عمومی اقتصادی مربوط به بخش دفاع است و مطابق انتظار ضریب این متغیر دارای علامت منفی می‌باشد. چراکه، این متغیر را می‌توان به‌عنوان هزینه فرصت برای مخارج دفاعی در نظر گرفت. این نتیجه با نتایج مطالعات تجربی بسیاری نظیر دون و نیکلایدو[32] (2001)، سلمن[33] (2005) و گل‌خندان (1395ب) همسوست.

- اثرات بلندمدت و کوتاه‌مدت فساد (cor) بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی کشور (به‌عنوان موضوع اصلی این تحقیق)، مثبت و در سطح 5 درصد، از معنی‌داری لازم برخوردار است؛ به‌گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌ترتیب، نسبت مخارج دفاعی به کل مخارج عمومی، حدود 18/0 و 04/0 درصد افزایش می‌یابد. نتیجه به‌دست‌آمده مطابق با مبانی نظری ارائه‌شده و همسو با نتیجه مطالعه گوپتا و همکاران (2001) است. نکته قابل توجه آنست که با توجه به تأثیر منفی سهم مخارج غیردفاعی دولت از کل مخارج عمومی (non-def/tpe) بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی و در نتیجه جانشینی بین مخارج دفاعی و غیردفاعی، می‌توان گفت که چون با افزایش فساد، سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی افزایش می‌یابد، گسترش فساد (با توجه به محدودیت بودجه دولت) منجر به انتقال مخارج عمومی از سمت بخش غیردفاعی به بخش دفاعی می‌شود. در این راستا مطالعه جاکوویچ و دروبیسزووا (2015) نشان می‌دهد که سطوح بالاتر فساد، مخارج دفاعی و خدمات عمومی دولت را افزایش می‌دهد؛ در حالی‌که مخارج آموزشی، بهداشت، تفریح، فرهنگ و مذهب دولت کاهش خواهد یافت. هاشم (2014) نشان داده است که فساد، هزینه­های آموزشی و بهداشتی را به‌عنوان بخشی از کل هزینه­های عمومی کاهش می­دهد. همچنین دلاوالده (2006) نشان داده است که فساد، ساختار هزینه­های دولتی را از طریق کاهش سهم هزینه­های اجتماعی (آموزش و پرورش، بهداشت و درمان و حمایت­های اجتماعی) و افزایش بخش اختصاص داده‌شده به خدمات عمومی، نظم و امنیت، سوخت و انرژی و دفاع، دگرگون و دچار تغییر می­سازد.

- اثرات بلندمدت و کوتاه‌مدت متوسط بار دفاعی کشورهای خاورمیانه ( ) بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی کشور، مثبت و در سطح 1 درصد، از معنی‌داری لازم برخوردار است؛ به‌گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌ترتیب، نسبت مخارج دفاعی به کل مخارج عمومی، حدود 88/0 و 19/0 درصد افزایش می‌یابد. این نتیجه گویای آنست که بین ایران و کشورهای خاورمیانه یک رقابت تسلیحاتی قوی وجود داشته و با توجه به حساسیت منطقه خاورمیانه و وجود مناقشات همیشگی در آن، مطابق با انتظار بوده است. ضریب این متغیر نسبت به سایر متغیرهای دیگر بزرگ‌تر و قابل توجه‌تر می‌باشد که نشان‌دهنده این موضوع است که تهدیدات بین‌المللی نقش مهمی در افزایش سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی را در ایران دارند. در مطالعاتی نظیر گل‌خندان (1396الف و ب) وجود رقابت تسلیحاتی بین کشورهای منطقه خاورمیانه به اثبات رسیده است و در مطالعات گسترده‌ دیگر نظیر مطالعات اسکاستاد[34] (2016)، یسیلیورت و الهورست[35] (2017) و گل‌خندان (1396ج) نشان داده شده است که افزایش بار دفاعی کشورهای همسایه به‌عنوان یک تهدید بین‌المللی نقش مهمی در افزایش بار دفاعی یک کشور خواهد داشت.

- اثرات بلندمدت و کوتاه‌مدت سهم درآمدهای نفتی از gdp (oil/gdp) بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی کشور، مثبت و در سطح 1 درصد، از معنی‌داری لازم برخوردار است؛ به‌گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌ترتیب، نسبت مخارج دفاعی به کل مخارج عمومی، حدود 56/0 و 16/0 درصد افزایش می‌یابد. نتیجه به‌ دست آمده مبنی بر تاثیر مثبت درآمدهای نفتی بر هزینه‌های دفاعی، با مطالعات متعددی نظیر پیرلو‌-‌فریمن و بیرانر[36] (2012)، علی و عبدالطیف[37] (2013) و ال‌موالی[38] (2015) هم‌سویی نزدیک دارد. درآمدهای حاصل از منابع طبیعی می‌تواند از چهار کانال، هزینه‌های نظامی را متاثر کند (پیرلو‌-‌فریمن و بیرانر، 2012)؛ کانال نخست اثر دولت رانتیر[39] است که به دولت‌هایی گفته می‌شود، که از منابع مالی مستقل (به‌جز مالیات از جامعه) برخوردار بوده و لذا با استقلال بیشتری می‌توانند سیاست‌ها و خواسته‌های دولتی را به اجرا درآورند. بر این اساس، دولت به آسانی می‌تواند درآمدهای حاصل از منابع طبیعی را صرف خرید سلاح و تجهیزات نظامی کند. بر اساس کانال دوم، منابع طبیعی می‌توانند منشا تنش و درگیری بین‌المللی باشند که سبب افزایش مخارج نظامی می‌شود. علاوه بر این، حتی در کشورهایی که درگیری و تنش وجود ندارد، افزایش هزینه‌های نظامی می‌تواند با هدف حفاظت از منابع طبیعی در مقابل دشمنان داخلی و خارجی فرضی و یا واقعی افزایش یابد. به‌عنوان مثال، کشور برزیل هزینه‌های دفاعی خود را به‌منظور نیاز رو به رشد برای حفاظت از مرزهای برزیل، جنگل آمازون و اکتشافات نفتی عظیم دریایی بالا برده است (پیرلو- فریمن و بیرانر، 2012). بر اساس کانال سوم، نبود شفافیت در مدیریت درآمدهای حاصل از استخراج و اکتشاف منابع طبیعی مانند نفت و گاز به نفع حمایت از بودجه اختصاص‌یافته به هزینه‌های نظامی می‌انجامد (ال‌موالی، 2015: 50). بر اساس کانال آخر، رژیم‌های برخوردار از منابع طبیعی، متمایل هستند که درآمدهای حاصل از این منابع را برای کمک به باقی ‌ماندن در قدرت، صرف گسترش هزینه‌های نظامی کنند. در این راستا، مطالعه تجربی گوئسنت[40] (2013) نشان‌دهنده آنست که افزایش در هزینه‌های نظامی کشور چاد که به‌وسیله درآمدهای نفتی تأمین مالی شده، مرتبط با استراتژی بقای رژیم بوده است. مطالعه تجربی گل‌خندان نیز (1396الف) نشان داده است که در بین درآمدهای حاصل از منابع طبیعی، درآمدهای نفتی نقش مهمی در افزایش مخارج نظامی کشورهای خاورمیانه (شامل ایران) داشته‌اند.

- اثرات بلندمدت و کوتاه‌مدت متغیر مجازی جنگ (Dummywar)، بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی کشور، مثبت و در سطح احتمال 1 درصد معنادار می‌باشند؛ ضریب متغیر مجازی جنگ، در بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌ترتیب، حدود 09/0 و 02/0 برآورد شده است. وقوع جنگ تحمیلی با عراق، به‌طور طبیعی همه برنامه‌های اقتصادی کشور را به این موضوع معطوف کرد و باعث شد تا سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی در ایران افزایش یابد که نتایج تجربی به‌دست‌آمده نیز این موضوع را تأیید می‌کنند.

- ضریب جمله تصحیح خطا (ECT) در مدل، مطابق انتظار منفی و در سطح بالایی معنادار است. این ضریب تخمینی برابر با مقداری حدود 22/0- است؛ که نشان می‌دهد در هر دوره (سال) 22/0 درصد از عدم تعادل یک دوره (یک سال) در سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی در دوره بعد تعدیل می‌شود. بنابراین زمان تعدیل به‌سمت تعادل بلندمدت چیزی حدود 5 دوره به طول می‌انجامد.

 

جدول 3. نتایج تخمین رابطه‌های تعادلی بلندمدت و کوتاه‌مدت به‌روش ARDL

ضرایب تخمینی

نماد اختصاری

متغیر

بلندمدت

(125/0)  004/0

Ln(gdp/pop)

رشد اقتصادی

(005/0) 381/0-

Ln(non-def/tpe)

مخارج غیردفاعی

(011/0) 181/0

Ln(cor)

فساد

(000/0) 882/0

Ln

متوسط مخارج دفاعی خاورمیانه

(000/0) 558/0

Ln(oil/gdp)

درآمدهای نفتی

(000/0) 0882/0

Dummywar

مجازی جنگ

(086/0) 212/1

Constant

عرض از مبدأ

کوتاه‌مدت

(188/0) 001/0

Δ(Ln(gdp/pop))

رشد اقتصادی

(022/0) 101/0-

(Ln(non-def/tpe))

مخارج غیردفاعی

(029/0) 044/0

(Ln(cor))

فساد

(144/0) 188/0

(Ln )

متوسط مخارج دفاعی خاورمیانه

(000/0) 158/0

(Ln(oil/gdp))

درآمدهای نفتی

(000/0) 019/0

(Dummywar)

مجازی جنگ

(185/0) 261/0

Constant

عرض از مبدأ

(000/0) 221/0-

ECM(-1)

جزء تصحیح خطا

آزمون‌های تشخیصی

سطح احتمال

نوع آزمون

000/0

F-statistic

258/0

Serial correlation (chi-square)

551/0

Function Form (chi-square)

288/0

Normality (chi-square)

652/0

Heteroscedasticity (chi-square)

 اعداد داخل پرانتز نشان‌دهنده ارزش احتمال است.

مأخذ: محاسبات تحقیق       

گام آخر پس از تخمین مدل به روش ARDL، انجام آزمون‌های آسیب‌شناسی مدل به‌منظور اطمینان از صحت نتایج به‌دست‌آمده، است. این آزمون‌ها عبارت‌اند از: آزمون معناداری کل رگرسیون، آزمون وجود فرم تبعی مناسب مدل، آزمون توزیع نرمال باقیمانده‌ها و آزمون همسانی واریانس باقیمانده‌ها. در قسمت پایینی جدول (3)، این نتایج، آمده است.

بر این اساس، فرضیه صفر مبنی‌بر عدم معناداری کل رگرسیون (با استفاده از آماره F) را می‌توان رد کرد؛ زیرا سطح احتمال پذیرش فرضیه صفر این آزمون، 000/0 محاسبه شده است. فرضیه‌های صفر مبنی‌بر عدم خودهمبستگی سریالی، وجود فرم تبعی مناسب، توزیع نرمال و همسانی واریانس را نمی‌توان رد کرد؛ که این امر اعتبار نتایج را نشان می‌دهد. زیرا سطح احتمال پذیرش فرضیه صفر این آزمون‌ها، بیش‌تر از 10 درصد محاسبه شده است. به‌منظور آزمون ثبات ساختاری الگو نیز از آماره‌های پسماند تجمعی[41] (CUSUM) و مجذور پسماند تجمعی[42] (CUSUMQ) ارائه‌شده توسط براون و همکاران[43] (1975) استفاده شده است. بر این اساس، بایستی نمودارهای پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی مدل، بین دو خط بحرانی در سطح 5 درصد قرار گیرند. بر اساس این شکل‌ها (که جهت صرفه‌جویی ارائه نشده‌اند)، نمودارهای پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی مدل بین دو خط بحرانی در سطح 5 درصد قرار گرفته است؛ که این نتیجه بیان‌گر پایداری مدل‌ در بلندمدت است.

 

  1. جمع‌بندی و نتیجه‌گیری

مطالعه حاضر به برآورد تأثیر فساد بر سهم مخارج بخش دفاعی از کل مخارج عمومی در ایران طی دوره‌ی زمانی 1394-1363 پرداخته است. به این منظور نخست با استفاده از مبانی نظری و مطالعات تجربی و ساختار اقتصادی و سیاسی کشور ایران، یک مدل عمومی مخارج دفاعی (شامل متغیرهای: اقتصادی، استراتژیک و درآمدهای حاصل از منابع طبیعی) در کنار متغیر فساد، طراحی و سپس با استفاده از روش اقتصادسنجی خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی (ARDL)، این مدل برآورد شده است. نتایج برآورد مدل نشان می‌دهد که اثر فساد در بلندمدت و کوتاه‌مدت بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی مثبت و معنادار است و موجب انتقال مخارج عمومی از بخش غیردفاعی به بخش دفاعی شده است. در بین متغیرهای اقتصادی، درآمد سرانه و سهم مخارج غیردفاعی از کل مخارج عمومی (به‌عنوان هزینه فرصت مخارج دفاعی) به‌ترتیب اثر ناچیز (با معناداری اندک) و منفی بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی داشته‌اند. هم‌چنین، تأثیر متغیرهای استراتژیک، شامل متغیرهای مجازی جنگ تحمیلی و متوسط بار دفاعی کشورهای خاورمیانه بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی مثبت و معنادار بوده است که نشان‌دهنده یک رقابت تسلیحاتی بین ایران و کشورهای این منطقه می‌باشد.

با توجه به نتیجه اصلی این تحقیق مبنی‌بر اثر مثبت فساد بر سهم مخارج دفاعی از کل مخارج عمومی و درنتیجه کاهش سهم مخارج غیردفاعی، اعمال سیاست‌های مناسب به‌منظور کاهش و کنترل فساد از قبیل: اصلاح ساختار اداری، تعدیل دستمزدها، رفع موانع خصوصی‌سازی و ترغیب به اقتصادی رقابتی، شفاف‌سازی قوانین و مقررات به‌ویژه قوانین و مقررات مالیاتی و جای‌گزین ‌کردن سیستم‌های اینترنتی به‌جای افراد پیشنهاد می‌شود. علاوه برا این بایستی باید سطح بهینه مخارج دفاعی توسط سیاست‌گزاران بخش دفاعی کشور تعیین شده، تا از انحراف و اتلاف منابع در این بخش جلوگیری شود و منابع و هزینه‌های غیرضروری در بخش دفاعی به سایر بخش‌های غیردفاعی کشور مانند: بهداشت و آموزش که محرک رشد اقتصادی هستند، انتقال داده شود.[44]

 

[1]. De Sardan

[2]. Transparency International (TI)

[3]. International Monetary Fund (IMF)

[4]. Tanzi

[5]. D’Agostino et al.

[6]. Fixed Effect

[7]. Dynamic Panel Data

[8]. Jajkowicz & Drobiszova

[9]. Hashem

[10]. Delavallade

[11]. Three Stage least Square (3SLS)

[12]. Gupta et al.

[13]. Generalized Least Square

[14]. General Method of Moment

[15]. Mauro                                                                                                                                       

[16]. OECD

[17]. Kimenye & Mbaku

[18]. Ades & Di Tella

[19]. The International Country Risk Guide (icrg)

[20]. https://www.cbi.ir

[21]. https://www.prsgroup.com

  1. Stockholm International Peace Research Institute (https://www.sipri.org)

[23]. Pesaran et al.

[24]. Banerji et al.

[25]. Narayan & Narayan

[26]. Alam & Quazy

[27]. Unrestricted Error Correction Model

[28]. Information Criteria

[29]. Enders

[30]. Ang

  1. Augmented Dicky Fuller

[32]. Dunne & Nikolaidou

[33]. Solomon

[34]. Skogstad

[35].Yesilyurt & Elhorst

[36]. Perlo-Freeman & Brauner

[37]. Ali & Abedellatif

[38]. Al-Mavali

[39]. Rentier Government

[40]. Guesnet

[41]. Cumulative Sum

[42]. Cumulative Sum of Square

[43]. Brown et al.

[44]. نتایج مطالعات گسترده‌ای نظیر مطالعه مولایی و همکاران (1393) و گل‌خندان (1394) نشان داده است که افزایش مخارج دفاعی از سطح بهینه آن، اثر منفی بر رشد اقتصادی دارد. همچنین نتایج مطالعه مولایی و گل‌خندان (1394) نشان می‌دهد که هزینه‌های نظامی در ایران محرک رشد اقتصادی نمی‌باشند.

  • تشکینی، احمد (1384). اقتصادسنجی کاربردی به کمک Microfit.
  • جعفری، محمد و گل‌خندان، ابوالقاسم (1394). رابطه فساد و اندازه دولت در کشورهای منتخب اسلامی؛ آزمون علیت گرنجری پانلی مبتنی بر بوت‌استراپ، فصلنامه جستارهای اقتصادی، شماره 23، صص 32-9.
  • کریمی پتانلار، سعید، بابازاده، محمد و حمیدی، نعیمه (1391). اثر فساد مالی بر ترکیب مخارج دولت: مطالعه موردی کشورهای منتخب در حال توسعه، فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی (رویکرد اسلامی-ایرانی)، شماره 12، صص 156- 141.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1394). تعیین سطح بهینه‌ی بخش دفاعی در ایران از منظر اقتصادی، فصلنامه مدیریت نظامی، شماره 60، صص 212-176.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1395الف). تعیین‌کننده‌های قوی بار دفاعی در ایران، دوماهنامه اطلاعات راهبردی، شماره 136، صص 67-49.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1395ب). برآورد تابع تقاضای مخارج دفاعی در ایران، فصلنامه علوم و فنون نظامی، شماره 36، صص 55-29.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1396الف). تحلیل پویای رابطه منابع طبیعی و نظامی‌گری در کشورهای خاورمیانه، فصلنامه مطالعات راهبردی سیاست‌گذاری عمومی، شماره 22، صص 37-19.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1396ب). سنجش وابستگی متقابل دفاع بین کشورهای منطقه خاورمیانه، فصلنامه مطالعات خاورمیانه، شماره 1، صص 114-85.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1396ج). تحلیل اقتصادسنجی فضایی از رقابت تسلیحاتی در کشورهای حوزه‌ی خلیج فارس، فصلنامه علوم و فنون نظامی، شماره 39، صص 27-5.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم (1397). برآورد تابع تقاضای پویای مخارج دفاعی کشورهای خاورمیانه به‌‌روش SGMM، فصلنامه سیاست‌های راهبردی و کلان.
  • گل‌خندان، ابوالقاسم و بابایی آغ اسمعیلی، مجید (1396). تأثیر هزینه‌های نظامی بر نابرابری درآمد در کشورهای عضو سازمان کنفرانس اسلامی (OIC) با تأکید بر نقش فساد، فصلنامه علوم و فنون نظامی، شماره 41، صص 110-87.
  • مولایی، محمد و گل‌خندان، ابوالقاسم (1394). هزینه‌های نظامی و رشد اقتصادی در کشورهای منتخب اوپک: رهیافت آزمون علیت گرنجری در پانل‌های مختلط نا متجانسفصلنامه تحقیقات اقتصادی، شماره 2، صص 537-509.
  • مولایی، محمد، گلخندان، ابوالقاسم و گلخندان، داود (1393). رابطة مخارج دفاعی و رشد اقتصادی در ایران،فصلنامهراهبرد اقتصادی، شماره 9، 99ـ73.