برآورد تابع تقاضای پویای مخارج دفاعی (مورد مطالعه: کشورهای حوزه سند چشم‌انداز 1404)

نوع مقاله: پژوهش کاربردی

نویسنده

دانشجوی دکتری اقتصاد بخش عمومی دانشگاه لرستان

چکیده

حساسیت منطقه خاورمیانه و وجود مناقشات همیشگی در آن، سبب شده است تا سهم قابل توجهی از تولید ناخالص داخلی کشورهای این منطقه، به‌ بخش دفاعی اختصاص داده شود. بر این اساس، هدف اصلی مقاله حاضر، برآورد تابع تقاضای مخارج دفاعی در 13کشور خاورمیانه طی سال‌های 2014-1995 می‌باشد. به این منظور یک مدل عمومی مخارج دفاعی برای این کشورها طراحی و به‌منظور برآورد آن از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی (SGMM) در قالب داده‌های ترکیبی پویا استفاده شده است. نتایج برآورد مدل نشان می‌دهد که متغیرهای مخارج غیردفاعی (به‌عنوان هزینه فرصت مخارج دفاعی) و تراز تجاری، اثر منفی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌اند. جمعیت، در سطح معناداری پایین‌تری نسبت به سایر متغیرها، اثر مثبتی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌ است؛ که نشان می‌دهد دفاع یک کالای عمومی می‌باشد. متغیرهای درآمد سرانه، سهم پرسنل نیروهای مسلح از کل نیروی کار و وقفه بار دفاعی، مطابق انتظار، تأثیر مثبتی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌اند. متوسط بار دفاعی کشورهای خاورمیانه نیز بر بار دفاعی کشورهای این منطقه، اثر مثبتی داشته است که حاکی از وجود یک رقابت تسلیحاتی بین کشورهای خاورمیانه می‌باشد. هم‌چنین، متغیر مجازی کشورهای نفتی و متغیر خالص دموکراسی، به‌ترتیب اثر مثبت و منفی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌اند.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Estimating the Dynamic Demand Function of Defense Budget: A Case Series Study of Countries of 1404 perspective Document

نویسنده [English]

  • Abolghasem Golkhandan
Department of Economics, Faculty of Economics and Administrative, Lorestan University, Khoram Abad, Iran
چکیده [English]

Due to the sensitivity of and continual conflicts in the Middle East, many countries in this region allocate a significant amount of gross domestic product to the defense sector. Accordingly, the primary purpose of this paper is to estimate the demand function of the defense budget in 13 Middle East countries from 1995 to 2014. For this purpose, a general model of defense spending was designed for these countries, and then it was evaluated by System Generalized Method of Moments (SGMM) in a dynamic panel data model. The results of model estimation show that non-defense expenditure (as the opportunity cost of defense expenditure) and the trade balance had negative effects on the defense burden of Middle East countries. The population variable, although at a significantly lower level than other variables, has had a positive impact on the defense burden of the Middle East countries, indicating that defense is a public good. The variables of per capita income, the share of armed forces personnel (% of the total workforce) and the lagged defense burden, as expected, have had a positive impact on the defense burden of the Middle East countries. The average defense burden of all Middle East countries has a positive effect on the defense burden of the countries in this region, indicating an arms race between these countries. Also, the dummy variable of oil-exporting countries and net democracy variable, respectively, have had positive and negative effects on the defense burden of the Middle East countries.
JEL Classification: C23, D74, H56, O57

کلیدواژه‌ها [English]

  • Defense Burden
  • demand
  • Middle East Countries
  • System Generalized Method of Moments

مقدمه
پایان جنگ سرد، امیدهایی را برای کاهش بودجه دفاعی (نظامی) در گوشه و کنار دنیا ایجاد کرد. اگرچه آمار کلی، حکایت از گرایش عمومی برای کاهش مخارج دفاعی در سراسر جهان دارد، اما هنوز کشورهایی هستند که هر ساله سهم عمده‌ای از کل مخارج عمومی را به دلیل مسائل امنیتی، برای امور دفاعی صرف می‌کنند (حسنی و عزیزنژاد، 2007). کشورهای منطقه خاورمیانه، نمونه‌ای از این ادعا هستند. حساسیت منطقه خاورمیانه و وجود مناقشات همیشگی در آن، سبب شده است همواره دفاع و مخارج آن سهم بالایی از کل مخارج دولت را نسبت به سایر بخش‌ها به خود اختصاص دهد. نکته مهم آن است که با فرض ثبات میزان بودجه عمومی یک کشور، افزایش سهم بخش دفاع از کل مخارج عمومی، سبب کاهش سهم دیگر بخش‌های محرک رشد اقتصادی، مانند بخش‌های آموزش و بهداشت خواهد شد. بنابراین، تعیین سطح بهینه مخارج دفاعی می‌تواند نقش مهمی در تخصیص بهینه امکانات مالی بخش عمومی و درنتیجه رشد اقتصادی آن کشور داشته باشد.
تعیین سطح بهینه مخارج دفاعی نیز بدون شناسایی عوامل تأثیرگذار بر این مخارج، امکان‌پذیر نیست (داچ و سلمن، 2014). لذا هدف اصلی این مقاله، بررسی عوامل مؤثر بر مخارج دفاعی در کشورهای منطقه خاورمیانه است. به طور کلی بین عوامل اقتصادی تعیین‌کننده مخارج دفاعی، درآمد، ثروت، تراز تجاری و سایر کمیت‌های کلان اقتصادی مدنظر است و در گروه عوامل اجتماعی، بیشتر، جمعیت مدنظر است. بر شرایط سیاسی، جنگ، انواع تهدیدها، رقابت‌ها و همکاری‌های اقتصادی، نوع رژیم حاکم و نظایر آن نیز در گروه عوامل استراتژیک تأکید می‌شود (بیضایی، 2001). بر این اساس، در مقاله حاضر تابع تقاضای مخارج دفاعی کشورهای خاورمیانه طی دوره زمانی 2014-1995، با استفاده از یک مدل عمومی مخارج دفاعی (شامل متغیرهای اقتصادی، اجتماعی، استراتژیک، سیاسی و نظامی) و در قالب داده‌های ترکیبی پویا برآورد شده است. در ادامه مقاله حاضر در چهار بخش سازماندهی و تنظیم شده است.
1- ادبیات موضوع
1-1- روند هزینه‌های دفاعی جهان و منطقه خاورمیانه
تصویر شماره 1 روند کل مخارج دفاعی صرف‌شده جهان و منطقه خاورمیانه را در سال‌های 2014-1995 نشان می‌دهد. بر اساس این شکل، در فاصله زمانی سال‌های 1996 تا 2011 مخارج دفاعی جهان روندی صعودی داشته که این روند صعودی از سال 1996 تا 2001 با شیب ملایمی همراه بوده است. از سال 2001 به بعد مخارج دفاعی جهان با شیب تندی افزایش یافته است که می‌تواند از حادثه 11 سپتامبر سال 2001 نشأت گرفته باشد. در این سال‌ها، حملات تروریستی و جنگ افغانستان از مهم‌ترین دلایل برای افزایش مخارج دفاعی بوده است. به طور کلی می‌توان عوامل محرک متعددی برای افزایش مخارج دفاعی جهان طی این سال‌ها برشمرد که اهداف سیاست‌های خارجی کشورها، واقعیت درک تهدید، جنگ‌های مسلحانه و سیاست‌هایی برای کمک به عملیات حفظ صلح چندجانبه، همراه با دسترسی به منابع اقتصادی از آن جمله است. درباره روند مخارج دفاعی کشورهای منطقه خاورمیانه نیز همان‌طور که از تصویر شماره 1 مشخص است، می‌توان گفت این روند طی دوره بررسی‌شده، کاملاً صعودی بوده است.


تصویر شماره 2 سهم مخارج دفاعی مناطق مختلف جهان را از کل مخارج دفاعی صرف‌شده در جهان در سال 2014 را نشان می‌دهد. بر اساس این شکل، کشورهای واقع در شمال آمریکا با چیزی حدود 36 درصد از کل مخارج دفاعی جهان، بیشترین مخارج دفاعی را داشته‌اند. بعد از این منطقه، بیشترین مخارج دفاعی، به‌ترتیب مربوط به کشورهای واقع در شرق آسیا (حدود 17 درصد)، غرب اروپا (حدود 16 درصد) و خاورمیانه (حدود 10 درصد) است. این مناطق ‌روی ‌هم ‌رفته، بیش از حدود 79 درصد از کل مخارج دفاعی جهان را تشکیل می‌دهند. سهم سایر مناطق جهان نیز از کل مخارج دفاعی جهان در سال 2014، کم و ناچیز است؛ برای مثال، سهم مخارج دفاعی کشورهای مناطق آمریکای مرکزی و کارائیب، اروپای مرکزی و صحرای آفریقا از مخارج دفاعی جهان، بسیار ناچیز و تقریباً چیزی حدود 1 درصد است.
انتخاب شاخص سهم مخارج دفاعی از تولید ناخالص داخلی یا همان بار دفاعی به جای متغیر مخارج دفاعی، می‌تواند تحلیل دقیق‌تری از میزان اهمیت آن در مناطق مختلف جهان ارائه دهد (گل‌خندان، خوانساری و گل‌خندان، 2015). متوسط این شاخص درسال‌های 2014-1995 و برای مناطق مختلف جهان در جدول شماره 1 نشان داده شده است. بر اساس این جدول، مقدار شاخص یادشده برای کشورهای منطقه خاورمیانه با چیزی حدود 2/5 درصد بالاترین مقدار بوده، که نشان‌دهنده اهمیت مخارج دفاعی در این منطقه است. بعد از این منطقه نیز صحرای آفریقا و آفریقای شمالی به‌ترتیب با 9/4 و 9/2 درصد بیش‌ترین بار دفاعی را داشته‌اند. این سهم برای سه منطقه یادشده و مناطق اروپای شرقی و آمریکای شمالی، بالاتر از متوسط جهان بوده است.

 

2-2- مبانی نظری
در الگوی استاندارد نئوکلاسیک مرتبط با تقاضای مخارج نظامی، فرض بر این است که در جامعه، دولت می‌کوشد تا رفاه جامعه (W) به حداکثر برسد. این رفاه تابعی است از امنیت (S)، متغیرهای اقتصادی نظیر کل مصرف (C)، جمعیت (N) و سایر متغیرهای مربوط (ZW) که ZW تعیین‌کننده چگونگی انتقال تابع رفاه است (فرمول شماره 1):


W=W(S,C,N,ZW)
علت منظور‌شدن متغیر جمعیت در تابع رفاه این است که گرچه دفاع، کالایی است عمومی، اما مصرف، کالایی خصوصی تلقی می‌شود و از این رو مصرف سرانه در تابع رفاه، متغیری با اهمیت محسوب می‌شود. مسئله به‌حداکثر‌رساندن تابع رفاه منوط به در‌نظر‌گرفتن محدودیت بودجه و تابع مشخصی برای امنیت است. ساده‌ترین شکل محدودیت بودجه را می‌توان به صورت فرمول شماره 2 نشان داد (هارتلی و ساندلر، 2007):


Y=Pc C +Pm M
در این رابطه، Y درآمد کل اسمی، Pm و Pc قیمت‌های مصارف واقعی نظامی (M) و مصرف واقعی خصوصی (C) است. امنیت را می‌توان به منزله وضعیتی برای کشور که در معرض هیچ نوع خطر و تهدید به حمله نباشد، تعریف کرد. امنیت نیز مانند مطلوبیت و رفاه، متغیری مشاهده‌نشدنی است و سعی می‌شود در توابع اقتصادسنجی با برخی متغیرهای سنجش‌پذیر مانند: تعداد نیروهای نظامی کشور و سایر کشورها و همچنین، سایر متغیرهای راهبردی مربوط به ZS که تعیین‌کننده تغییر وضعیت در محیط امنیتی است، جانشین شود (فرمول شماره 3):


S=S(M, M1,…,Mn, ZS)
هدف بحث کنونی این است که با روش تعادل جزیی، میزان نیروی نظامی بهینه یک کشور، با فرض مشخص‌بودن نیروهای نظامی کشورهای دیگر تعیین شود. بنابراین از این طریق می‌توان میزان تقاضا برای مخارج نظامی را در حد مطلوب و از فرمول شماره 4 به دست آورد:

 

بر اساس مدل فرمول شماره 4، سطح مخارج نظامی به عواملی چون قیمت کالاهای نظامی، درآمد (به عنوان متغیرهای اقتصادی)، جمعیت (به عنوان متغیرهای اجتماعی) و مخارج نظامی سایر کشورها و عوامل استراتژیک وابسته است. حال با توجه به این مدل، در ادامه به تشریح عوامل مؤثر بر مخارج دفاعی می‌پردازیم.
یکی از متغیرهای اقتصادی مؤثر بر مخارج نظامی که در فرمول شماره 4 نیز وارد شده است، درآمد است. در این راستا مطالعه دگر (1986) نشان می‌دهد ارتباط مثبت و حائز اهمیتی بین متغیرهای مخارج دفاعی و درآمد وجود دارد. بر اساس این نتیجه‌گیری می‌توان ادعا کرد دفاع کالایی است لوکس، که همراه با افزایش درآمد، تقاضای آن نیز افزایش می‌یابد و احتمالاً جوامع نیز مانند خانوارها اعتقاد دارند که اگر ثروتمندتر شوند به سیستم پیچیده‌تر دفاعی نیاز خواهند داشت. با وجود این، زمانی‌که یک کشور به درجه خاصی از امنیت می‌رسد، همراه با افزایش درآمد و رشد اقتصادی، بودجه دفاعی تقریباً ثابت می‌ماند و درنتیجه، این امر موجب کاهش سهم مخارج دفاعی می‌شود (آنتوناکیس، 1996). متغیر اقتصادی دیگر فرمول شماره 4، قیمت کالاهای نظامی است. به هر حال انتظار بر آن است طبق برقراری قانون تقاضا، با افزایش قیمت کالاهای نظامی، میزان تقاضا برای آن کاهش یابد. نکته مهم در این زمینه آن است که اندازه‌گیری قیمت کالاهای نظامی، بالاخص در کشورهای در حال توسعه بسیار دشوار است و به همین دلیل بسیاری از محققان از وارد‌کردن این متغیر در مدل صرف‌نظر کرده‌اند (عبدالفتاح و همکاران، 2014).
مهم‌ترین متغیر اجتماعی مورد‌بحث در تابع مخارج نظامی نیز جمعیت یک کشور است. درباره تأثیر جمعیت بر مخارج نظامی دو دیدگاه کلی وجود دارد (هو، 2010). بر اساس دیدگاه نخست، جمعیت بزرگ‌تر نشان‌دهنده و القا‌کننده یک امنیت ذاتی است که نیاز به هزینه‌های نظامی را کاهش می‌دهد یا ممکن است با پذیرش تکیه بر یک ارتش بزرگ، به جای تجهیزات با فناوری بالا، هزینه‌های نظامی را کاهش دهد. از سوی دیگر، بر اساس تئوری کالای عمومی می‌توان گفت یک جمعیت بزرگ‌تر، هزینه‌های نظامی را مؤثرتر می‌کند؛ چراکه تعداد بیشتری از مردم به عنوان یک کالای عمومی خالص از دفاع منتفع می‌شوند (دون و پیرلو-فریمن، 2003). بنابراین بر اساس دیدگاه نخست انتظار می‌رود جمعیت بزرگ‌تر در یک کشور، کاهنده مخارج نظامی باشد. در مقابل و بر اساس دیدگاه دوم، بیان می‌شود که چون دفاع کالایی عمومی است، باید به لحاظ تحلیلی، رابطه‌ای مثبت با اندازه اقتصاد کشوری که باید از آن دفاع شود، داشته باشد؛ چراکه، جمعیت بیشتر مستلزم ارائه میزان گسترده‌تری از کالای عمومی است (دگر، 1986).
نکته مهم دیگر آنکه، می‌توان با وارد‌کردن سایر متغیرهای مؤثر بر سطح مخارج نظامی، فرمول شماره 4 را بسط و گسترش داد؛ برای مثال، محققانی نظیر دون و نیکلایدو (2001) و سلمن (2005)، وقفه متغیر مخارج نظامی (M-1) را نیز برای توجیه اثر هزینه‌های دفاعی گذشته و یا تعهدات مربوط به برنامه‌های دفاعی وارد مدل کرده‌اند. در عین حال بسیاری از محققان نظیردون و نیکلایدو (2001) و داچ و سلمن (2014)، مخارج غیردفاعی را به عنوان هزینه‌فرصت مخارج دفاعی وارد مدل کرده‌اند که اثر انتظاری منفی بر مخارج دفاعی می‌باشد، گروه دیگری از عوامل مؤثر بر مخارج نظامی که می‌توانند وارد فرمول شماره 4 شوند، منابع طبیعی هستند. این گروه، به‌تازگی در تحلیل‌های تجربی مورد توجه اقتصاددانان دفاع قرار گرفته و برای کشورهای منطقه خاورمیانه (به دلیل در‌ دست داشتن منابع عظیم انرژی جهان)، اهمیت ویژه‌ای دارند. فراوانی منابع طبیعی در یک کشور، از یک‌سو درآمدهای ارزی هنگفتی را نصیب دولت آن کشور می‌کند و از سوی دیگر، حفظ و صیانت از این منابع، نیازمند تجهیزات و ادوات نظامی گسترده‌تری است که این عوامل به افزایش هزینه‌های نظامی منجر می‌شود (علی و عبدالطیف، 2015).
عوامل استراتژیک فرمول شماره 4 می‌توانند به‌ شیوه‌های مختلفی اندازه‌گیری شوند؛ برای مثال، به پیروی از مرداک و سندلر (2002)، می‌توان با وارد‌کردن متغیر میزان مخارج نظامی همسایگان در مدل، بسته به علامت ضریب برآوردشده، نوعی رقابت تسلیحاتی یا اتحاد با این کشورها را نتیجه‌گیری کرد. به این صورت که چنانچه ضریب این متغیر تخمینی، مثبت و معنادار باشد، یک رقابت تسلیحاتی و مخاصمه نظامی با کشورهای همسایه وجود دارد و چنانچه این ضریب تخمینی منفی و معنادار باشد، بین کشور موردبررسی و کشورهای همسایه نوعی اتحاد نظامی وجود دارد یا اینکه به پیروی از دون و پیرلو - فریمن (2003)، می‌توان با وارد‌کردن متغیر مجازی جنگ، یک عامل مهم استراتژیک را در افزایش مخارج نظامی کشورها اندازه‌گیری کرد. این متغیر طی سال‌هایی که کشور درگیر جنگ بوده، مقدار یک و برای بقیه سال‌های بررسی‌شده مقدار صفر را به خود می‌گیرد. متغیر دیگر برای اندازه‌گیری عوامل استراتژیک، درجه دموکراسی است. به طور کلی، کشورهای دموکراتیک نسبت به کشورهای غیردموکراتیک، مخارج نظامی کمتری را صرف می‌کنند (رش، 1988).
دلایل متعددی مبنی بر این ادعا وجود دارد که کشورهای با دموکراسی بیشتر، ممکن است سطح هزینه‌های نسبی بالنسبه پایین‌تری داشته باشند. نخستین دلیل این است که دموکراسی بیشتر در یک کشور از طریق افزایش پاسخ‌گویی مقامات دولتی و بهبود کارایی، باعث افزایش تمایل رهبران این کشورها به اولویت‌بندی هزینه‌های اجتماعی مانند رفاه، بهداشت و آموزش نسبت به هزینه‌های نظامی می‌شود (برانر، 2015). دلیل دیگر برای این موضوع، آن است که احتمال تمایل به جنگ در دولت‌های دموکرات نسبت به سایر دول کمتر است. درنهایت، نظام‌های استبدادی به دلیل وجود دیکتاتورها، اغلب فاقد مشروعیت مردمی هستند و به جای تکیه بر قدرت مردم، برای حفظ قدرت، به ارتش متکی بوده‌اند که این مسئله سبب افزایش هزینه‌های نظامی می‌شود (برانر، 2015).
درباره رابطه بین مشروعیت دولت‌ها و هزینه‌های نظامی (دفاعی) یکی از مهم‌ترین مطالعات تجربی انجام‌شده، مطالعه رزستین (1987) است. موضوع بررسی‌شده در این مطالعه، این‌گونه تحلیل و تشریح می‌شود: اصولاً کشورها در مواقع برخورد با تهدیدهای داخلی، خارجی یا مختلط داخلی و خارجی، تمایل دارند برای مقابله با آن‌ها هزینه‌های نظامی خود را افزایش دهند. اما میزان این افزایش در هزینه‌های نظامی، در کشورهای با مشروعیت بالا، متوسط و پایین بسیار متفاوت است. برای مشخص‌شدن این تفاوت، رزستین (1987) سه گروه کشورها با مشروعیت بالا، متوسط و پایین را با سه وضعیت برخورد با تهدیدهای خارجی، مختلط و داخلی ترکیب کرد و میانگین سهم مخارج نظامی آن‌ها به مخارج دولت را در هریک از گروه‌های نُه‌گانه محاسبه کرد و نتایج را به صورت جدول شماره 2 ارائه کرد. از جدول شماره 2 نتیجه گرفته می‌شود که هرچه دولت‌ها مشروعیت بیشتری داشته باشند، کمتر منابع اقتصادی را صرف امور نظامی می‌کنند و هرچه کشورها بیشتر با تهدید خارجی روبه‌رو شوند، سهم مخارجی در دولت بیشتر می‌شود.
درباره بررسی رابطه بین نبود ثبات سیاسی و اجتماعی و مخارج نظامی، نتایج کمّی قابل توجهی در ادبیات مربوطه ارائه نشده است، اما سعی شده است با استفاده از تجزیه و تحلیل‌های کمّی انجام‌شده درباره رابطه بین رشد و توسعه از یک طرف و بی‌ثباتی از طرف دیگر، نتایجی توصیفی درباره موضوع مورد بحث استنتاج شود (آلسینا و پروتی، 1993). به طور کلی در این مطالعات به منظور کمّی‌کردن متغیر بی‌ثباتی، شاخصی موسوم به شاخص بی‌ثباتی اقتصادی و اجتماعی مرکب از متغیرهای سیاسی (تظاهرات، اعتراض‌ها، استعفاها)، متغیرهای اقتصادی (رکود اقتصادی، تورم)، متغیرهای ساختاری (دولت قدرت‌گرا یا دموکراتیک، سهم دولت در آرای مردم) و متغیرهای اداری (توالی تغییر مدیران اجرایی کشور) محاسبه می‌شود. نتایج ارائه‌شده درباره ارتباط مخارج نظامی و بی‌ثباتی سیاسی و اجتماعی را می‌توان در جملات زیر خلاصه کرد:
وخیم‌شدن ثبات سیاسی و اجتماعی در کشور، می‌تواند به افزایش مخارج نظامی منتهی شود. این موضوع زمانی اهمیت می‌یابد که کشور، درگیر مسابقه تسلیحاتی و با کشورهای متخاصم هم‌جوار باشد، که درصددند از شرایط کشور بهره‌برداری کنند. انتقال وضعیت کشور از دموکراتیک به نظامی و برعکس، احتمال به‌وجودآمدن حالت بی‌ثباتی را افزایش می‌دهد. در چنین دوره‌هایی می‌توان تصور کرد مخارج نظامی شتاب فزاینده‌ای به‌خود می‌گیرد. در شرایطی که دولت نظامی صحنه را ترک کند، دولت‌های غیرنظامی تمایل دارند ماشین‌های جنگی کشور را تا حد قابل قبولی به منابع دیگری تبدیل کنند. در هر دو حالت، می‌توان گفت در مراحل انتقالی، غالباً افزایش در مخارج نظامی مشاهده می‌شود (بیضایی، 2001).


2-3- مطالعات تجربی
تاکنون مطالعات داخلی معدودی عوامل مؤثر بر مخارج دفاعی را بررسی کرده‌اند. یکی از این معدود مطالعات، مطالعه (بیضایی، 2001) است. او در مطالعه خود با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی نشان داده است بین متغیر بار نظامی با متغیرهای مجازی نظام شاهنشاهی و جنگ و متغیر میزان صادرات نفتی، در ایران در دوره زمانی 1376-1351 رابطه‌ای مثبت و معنی‌دار وجود داشته است. اما از مطالعات تجربی خارجی انجام‌شده در زمینه موضوع تحقیق می‌توان به مطالعات زیر اشاره کرد:
دون و نیکلایدو (2001)، به برآورد تابع تقاضای مخارج دفاعی کشور یونان، طی دوره زمانی 1996-1960، پرداخته‌اند. نتایج این مطالعه با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی نشان می‌دهد اثر متغیرهای بار دفاعی کشور ترکیه، سهم مخارج غیردفاعی از تولید ناخالص داخلی کشورهای عضو ناتو و متغیر مجازی درگیری کشور ترکیه با قبرس بر بار دفاعی کشور یونان مثبت و اثر متغیرهای سهم مخارج غیردفاعی از تولید ناخالص داخلی، تولید ناخالص داخلی سرانه حقیقی و سهم تراز تجاری از تولید ناخالص داخلی کشور یونان بر بار دفاعی این کشور منفی است. همچنین، سایر متغیرها اثر معناداری بر بار دفاعی کشور یونان نداشته‌اند.
سلمن (2005)، در مطالعه‌ای به برآورد تابع تقاضای مخارج دفاعی کشور کانادا، طی دوره زمانی 2001-1952، پرداخته است. نتایج این مطالعه با استفاده از روش خود‌رگرسیون با وقفه توزیعی نشان می‌دهد متغیرهای وقفه مخارج دفاعی کانادا، تولید ناخالص داخلی حقیقی کانادا، متوسط مخارج دفاعی کشورهای عضو ناتو و مخارج دفاعی کشور آمریکا، اثر مثبت و معنادار و نسبت قیمت کالاهای نظامی به غیرنظامی و مخارج غیردفاعی کشور کانادا اثر منفی و معناداری را بر مخارج دفاعی کشور کانادا داشته است.
نیکلایدو (2008)، در مطالعه‌ای به برآورد تابع تقاضای مخارج نظامی کشورهای اتحادیه اروپا در دوره زمانی 2005-1961، پرداخته‌ است. نتایج این مطالعه با استفاده از روش خود‌رگرسیون با وقفه توزیعی نشان می‌دهد شباهت بسیار کمی در عوامل مؤثر بر تقاضای هزینه‌های نظامی این کشورها وجود دارد. به عبارت دیگر، تابع تقاضای مخارج نظامی هریک از این کشورها، بسته به شرایط اقتصادی، سیاسی و سایر عوامل دیگر، مختص آن کشور است.
فونفریا و مارین (2012)، تابع تقاضا برای مخارج دفاعی کشورهای عضو ناتو را طی دوره زمانی 2006-1996 بررسی کرده‌اند. به این منظور، از یک مدل، شامل سه دسته از متغیرهای اقتصادی، متغیرهای استراتژیک و نظامی و متغیرهای سیاسی استفاده شده است. نتایج این تحقیق با استفاده از رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته حاکی از آن است که متغیرهای درآمد سرانه، نیروهای مسلح و وقفه مخارج دفاعی، اثر مثبت و معنادار و متغیرهای قیمت کالاهای نظامی، کل مخارج دفاعی کشورهای عضو ناتو و دموکراسی، اثر منفی و معنادار بر مخارج دفاعی کشورهای مطالعه‌شده داشته‌اند.
داچ و سلمن (2014)، به برآورد تابع تقاضای مخارج نظامی کشورهای با قدرت نظامی متوسط در جهان (شامل: استرالیا، بلژیک، کانادا، دانمارک، فنلاند، ایتالیا، هلند، نروژ و سوئد)، طی دوره زمانی 2007-1995، پرداخته‌اند. نتایج این مطالعه با استفاده از روش اثرات ثابت نشان می‌دهد شاخص‌های اندازه‌گیری متغیر تهدید (شامل: موشک‌های بین‌قاره‌ای اتمی، کل مهمات اتمی، انفجار هسته‌ای و نسبت مهمات اتمی شوروی به آمریکا)، درآمد، متحد قدرتمند نظامی و کمک‌های خارجی، اثر مثبت و معنادار و مخارج غیرنظامی به عنوان هزینه‌فرصت مخارج نظامی، اثر منفی و معناداری را بر مخارج نظامی کشورهای مطالعه‌شده داشته است.
2- روش‌شناسی پژوهش
2-1- مدل تحقیق
در این مقاله، به منظور برآورد تابع تقاضای مخارج دفاعی کشورهای خاورمیانه، به ‌پیروی از مبانی نظری، مطالعات تجربی و ساختار کشورهای این منطقه، از یک مدل عمومی مخارج دفاعی (شامل متغیرهای اقتصادی، اجتماعی، استراتژیک، سیاسی و نظامی) به صورت نیمه‌لگاریتمی، در قالب داده‌های ترکیبی پویا استفاده شده است (فرمول شماره 5):


DBit=μi+β1 LnGDPpcit+β2 NDEit+β3 TOBit+β4 LnPOPit+β5DBME it+β6 DEMNET it+β7 AFit+β8 DBit-1 +β9 DUMOIL it+ηt+εit i=1,…,13 ,t=1995,…,2014
در فرمول شماره 5، i نشان‌دهنده کشورهای خاورمیانه (i=1,…,13)، t نشان‌دهنده بازه زمانی (2014-1995)، μi اثر ثابت کشورها، ηt اثر ثابت زمان و εit جزء خطای تصادفی است. سایر متغیرها به این صورت تعریف شده‌اند:DB: سهم مخارج دفاعی از تولید ناخالص داخلی (GDP)، به عنوان شاخص بار دفاعی (بر حسب درصد)؛ LnGDPpc: لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه، به عنوان شاخص درآمد (به قیمت‌های ثابت سال 2005 و بر حسب دلار آمریکا)؛ NDE: سهم مخارج بهداشتی دولت از تولید ناخالص داخلی، به عنوان شاخص مخارج غیردفاعی و هزینه‌فرصت مخارج دفاعی (بر حسب درصد)؛ TOB: سهم تراز تجاری از تولید ناخالص داخلی (بر حسب درصد)؛ LnPOP: لگاریتم طبیعی جمعیت کشور (بر حسب نفر)؛ DBME: متوسط بار دفاعی کل کشورهای منطقه خاورمیانه به‌جز کشور iام (بر حسب درصد)؛ DEMNET: درجه خالص دموکراسی یا همان شاخص Polity. این شاخص، برای سنجش درجه مشارکت مردم در دولت‌ به کار می‌رود و از طریق تفریق شاخص استبداد از شاخص دموکراسی به دست می‌آید. محدوده و مقدار این شاخص بین دو عدد 10+ و 10- تغییر می‌کند که عدد 10- به‌مفهوم استبداد مطلق و عدد 10+ به‌معنای دموکراسی کامل است. AF: سهم پرسنل نیروهای مسلح از کل نیروی کار (بر حسب درصد)؛ DUMOIL: متغیر مجازی (موهومی) کشورهای نفتی (این متغیر برای کشورهای نفتی منطقه خاورمیانه، مقدار عددی یک و برای کشورهای غیرنفتی مقدار عددی صفر را می‌پذیرد).
اطلاعات مربوط به داده‌های آماری متغیرها از مؤسسه بین‌المللی تحقیقات صلح استکهلم ، شاخص‌های توسعه جهانی متعلق به بانک جهانی و مرکز مطالعات Polity IV وابسته به دانشگاه مریلند جمع‌آوری شده است. به منظور تجزیه و تحلیل‌های آماری و اقتصادسنجی نیز از نسخه 7 نرم‌افزار Eviews و نسخه 10 نرم‌افزار Stata استفاده شده است. پیش از تخمین مدل، بر اساس مبانی نظری و مطالعات تجربی درباره علامت ضرایب تخمینی می‌توان فرمول شماره 6 را انتظار داشت:


2-2- روش تحقیق
از آنجا که در مدل تحقیق، متغیر وابسته به ‌صورت با وقفه در سمت راست معادله ظاهر شده است، با یک الگوی داده‌های پانل پویا مواجه هستیم. آنچه در این مدل‌ها مهم است، این است که حتی اگر ضریب وقفه متغیر وابسته چندان مهم نباشد، حضور این متغیر باعث خواهد شد ضرایب سایر متغیرها به‌درستی برآورد شوند (بالتاجی، 2005). هنگامی‌که در مدل داده‌های ترکیبی، متغیر وابسته به ‌صورت باوقفه در طرف راست ظاهر می‌شود، دیگر برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی سازگار نیست (آرلانو و باند، 1991) و باید به روش‌های برآورد حداقل مربعات دومرحله‌ای اندرسون و هسیائو (1981) یا گشتاورهای تعمیم‌یافته آرلانو و باند (1991) متوسل شد. برآوردکننده حداقل مربعات دومرحله‌ای ممکن است به دلیل مشکل در انتخاب ابزارها، واریانس‌های بزرگ برای ضرایب به دست دهد و برآوردها از لحاظ آماری معنی‌دار نباشند (طیبی، حاجی کرمی و سریری، 2011). بنابراین روش گشتاورهای تعمیم‌یافته دومرحله‌ای را آرلانو و باند (1991) برای حل این مشکل پیشنهاد داده‌اند.
در این روش ابتدا اقدام به تفاضل‌گیری می‌شود تا به این ترتیب بتوان اثرات مقاطع یا μi را به ‌ترتیبی از الگو حذف کرد. در مرحله دوم از پسماندهای باقی‌مانده در مرحله اول برای متوازن‌کردن ماتریس واریانس‌کوواریانس استفاده می‌شود. به عبارت دیگر این روش، متغیرهایی تحت عنوان متغیر ابزاری ایجاد می‌کند تا برآوردهای سازگار و بدون تورش داشته باشیم (بالتاجی، 2005). در روش گشتاورهای تعمیم‌یافته که آرلانو و باند (1991) ارائه دادند، از وقفه‌ متغیر وابسته به عنوان ابزار استفاده می‌شود (روش گشتاورهای تعمیم‌یافته دیفرانسیلی)، اما بلوندل و باند (1998) نشان داده‌اند وقفه متغیرها در سطح، ابزارهای ضعیفی برای معادله رگرسیونی در تفاضل هستند. برای رفع این مشکل، بلوندل و باند تخمین‌زن گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی را پیشنهاد داده‌اند که در یک رگرسیون، رگرسیون در سطح را با رگرسیون در تفاضل‌ها ترکیب می‌کند. روش گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی با بهبود دقت و کاهش تورش حجم نمونه، برآوردهای کاراتر و دقیق‌تری در مقایسه با روش گشتاورهای تعمیم‌یافته ارائه می‌دهد (بالتاجی، 2005). به همین دلیل در این تحقیق از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی استفاده شده است.
3- یافته‌های پژوهش
قبل از استفاده از داده‌های متغیرهای این تحقیق، لازم است نسبت به مانایی و نامانایی آن‌ها اطمینان حاصل کرد. در این مطالعه به منظور بررسی مانایی متغیرها از آزمون ایم، پسران و شین (2003) استفاده شده است.‌ فرضیه صفر در آزمون‌ IPS، مبتنی‌بر نامانایی متغیر بررسی‌شده است. خلاصه نتایج این آزمون‌ با فرض وجود متغیرهای روند زمانی و عرض از مبدأ، در جدول شماره‌ 3 ارائه شده است. با توجه به نتایج این جدول و سطوح احتمال محاسبه‌شده، نتیجه می‌گیریم که بعضی از متغیرها در سطح اطمینان 95 درصد در سطح مانا هستند (دارای درجه مانایی I(0)) و بعضی دیگر از متغیرها در سطح، نامانا هستند و پس از یک‌بار تفاضل‌گیری به صورت مانا درآمده‌اند. (دارای درجه مانایی I(1)).


با توجه به وجود متغیرهای نامانا در مدل و به منظور جلوگیری از اتکا به رگرسیون کاذب، پیش از برآورد مدل، باید وجود هم‌انباشتگی (رابطه بلندمدت) بین متغیرهای مدل تأیید شود. در این مقاله به منظور انجام آزمون‌های هم‌انباشتگی بین متغیرهای مدل‌، از آزمون‌های ارائه‌شده توسط پدرونی (2004) و کائو (1999)، استفاده شده است.
آزمون پدرونی مبتنی بر هفت آمار است که فرضیه صفر تمام آماره‌های این آزمون، نشان‌دهنده نداشتن هم‌انباشتگی و فرضیه مقابل آن اشاره به هم‌انباشتگی بین متغیرهای مدل دارد. نتایج این آزمون با وجود عرض از مبدأ و متغیر روند زمانی در قسمت بالایی جدول شماره 4 آمده است. همان‌طور که ملاحظه می‌شود، بر اساس نتایج ارائه‌شده در جدول مذکور، هم‌انباشتگی یا وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل در سه آماره پانل v، PP و ADF و دو آماره گروه PP و ADF در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود.
به منظور اطمینان کامل از هم‌انباشتگی بین متغیرهای مدل، از آزمون هم‌انباشتگی کائو (1999) نیز استفاده شده است. این آزمون با استفاده از آماره آزمون‌های مانایی دیکی‌فولر و دیکی‌فولر تعمیم‌یافته انجام می‌شود. در این آماره‌ها فرضیه صفر برابر نبود هم‌انباشتگی و فرضیه مخالف آن وجود هم‌انباشتگی بین متغیرهای مدل است. نتیجه آزمون هم‌انباشتگی کائو (1999) با استفاده از آماره آزمون دیکی‌فولر تعمیم‌یافته برای مدل تخمینی، در قسمت پایینی جدول شماره 4 نشان داده شده است. بر این اساس، فرضیه صفر در سطح اطمینان 99 درصد رد و وجود هم‌انباشتگی بین متغیرهای مدل نتیجه‌گیری می‌شود.


قبل از تخمین مدل به روش گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی، به منظور اطمینان از انتخاب بین روش‌های داده‌های ترکیبی (پانل) و داده‌های تلفیقی (پولینگ) از آماره F لیمر با درجه آزادی N-1, NT-K-N استفاده شده است که K تعداد متغیرهای توضیحی لحاظ‌شده در مدل، N تعداد مقاطع و T دوره زمانی است (فرمول شماره 7):



در فرمول شماره 7 RRSS مجموع مربعات باقی‌مانده مقید حاصل از تخمین مدل پانل به دست‌آمده از روش حداقل مربعات معمولی و URSS مجموع مربعات باقیمانده غیرمقید است. فرضیه صفر (H0) این آزمون نشان‌دهنده آن است که هریک از مقاطع عرض از مبدأهای یکسانی دارند (لزوم استفاده از داده‌های تلفیقی) و فرضیه مقابل (H1) اشاره به ناهمسانی عرض از مبدأهای هریک از مقاطع دارد (لزوم استفاده از داده‌های ترکیبی). از آنجا که محاسبات این تحقیق، احتمال پذیرش فرضیه صفر را 00/0 به دست آورده است، بنابراین فرضیه صفر مبنی بر قابلیت تخمین داده‌ها به ‌شیوه تلفیقی پذیرفته نمی‌شود و لازم است است مدل به ‌روش داده‌های ترکیبی برآورده شود.
نتایج برآورد تابع تقاضای پویای مخارج دفاعی کشورهای خاورمیانه، با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی در جدول شماره 5 آمده است. بر اساس نتایج این جدول تمام متغیرها در سطح اطمینان قابل قبولی معنادار بوده‌اند و اعتبار آماری دارند. همچنین علامت ضرایب محاسبه‌شده با توجه به مبانی نظری و مطالعات تجربی، انتظار ما را در تخمین مدل برآورده می‌کند.
در جدول شماره 5، نتایج آزمون‌های تشخیصی مدل نیز آورده شده است. بر اساس نتیجه آزمون والد که از توزیع کای‌دو، با درجه آزادی معادل تعداد متغیرهای توضیحی منهای جزء ثابت برخوردار است، فرضیه صفر مبنی بر صفر‌بودن تمام ضرایب در سطح معناداری یک درصد در مدل تخمینی، رد شده و درنتیجه اعتبار ضرایب برآوردی متغیرها تأیید می‌شود. نتیجه آزمون‌ سارگان نیز، با توجه به مقدار آماره و سطوح احتمال محاسبه‌شده، فرضیه صفر، مبنی بر همبسته‌نبودن پسماندها با متغیرهای ابزاری را رد نمی‌کند و حاکی از سازگاری تخمین‌زننده روش گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی است؛ بنابراین نتایج ضرایب برآوردشده، از نظر آماری تأیید می‌شوند و قابل تفسیرند.
وجود همبستگی سریالی در تفاضل مرتبه اول خطاها در مراتب بالاتر از یک، مانند AR(2) بر این موضوع دلالت دارد که شرایط گشتاوری به منظور انجام آزمون خودهمبستگی معتبر نبوده است؛ زیرا روش تفاضل‌گیری مرتبه اول برای حذف اثرات ثابت در صورتی روش مناسبی است که مرتبه خودهمبستگی جملات اختلال از مرتبه دو نباشد. به این منظور، باید ضریب خودرگرسیونی مرتبه اول، AR(1) معنی‌دار باشد و ضریب خودرگرسیونی مرتبه دوم، AR(2) معنی‌دار نباشد (گرین، 2012). بر اساس نتایج جدول شماره 5، فرضیه صفر، مبنی بر عدم خودهمبستگی درجه اول تفاضل مرتبه اول جملات اختلال را می‌توان، اما فرضیه صفر مبنی بر عدم خودهمبستگی سریالی درجه دوم تفاضل جملات اختلال را نمی‌توان رد کرد. بنابراین در مدل تحقیق تورش تصریح وجود ندارد.
بر اساس نتایج به دست‌آمده از جدول شماره 5، اثر بلندمدت وقفه بار دفاعی (DB(-1)) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، مثبت است و معنی‌داری بالایی دارد؛ به گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت، بار دفاعی این کشورها حدود 75/0 درصد افزایش می‌یابد. این نتیجه مطابق با مبانی نظری و مطالعات تجربی ارائه‌شده در زمینه موضوع تحقیق است، چراکه اثر هزینه‌های دفاعی گذشته یا تعهدات مربوط به برنامه‌های دفاعی بر بار دفاعی دوره جاری مثبت است.
اثر بلندمدت لگاریتم سرانه تولید ناخالص داخلی (Ln(GDPpc)) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، مثبت است و معنی‌داری بالایی دارد. ضریب این متغیر در بلندمدت، 004/0 برآورد شده است. همان‌طور که در بخش مبانی نظری نیز بیان شد، مخارج دفاعی به عنوان کالای عمومی محسوب می‌شوند و بر اساس نظریه‌های مربوط به مالیه عمومی، سطوح مخارج دفاعی کاملاً با درآمد ملی در ارتباط هستند. این مسئله به وسیله ضریب مثبت درآمد، قابل تحلیل است. بنابراین نتیجه به دست‌آمده قابل قبول و مطابق انتظار بوده است. این نتیجه همسو با نتایج مطالعات تجربی فونفریا و مارین (2012) برای کشورهای عضو ناتو و داچ و سلمن (2014) برای کشورهای دارای قدرت نظامی متوسط است. با وجود این، برخی از محققان اقتصاد دفاع نظیر آنتوناکیس (1996) و سزگین و یلدیریم (2002) معتقدند زمانی‌که یک کشور به درجه خاصی از امنیت می‌رسد، همراه با افزایش درآمد و رشد اقتصادی، بودجه دفاعی تقریباً ثابت می‌ماند و درنتیجه، این امر موجب کاهش سهم مخارج دفاعی می‌شود. بنابراین انتظار می‌رود ضریب رشد اقتصادی به صورت منفی با سهم مخارج دفاعی در این کشورها ارتباط داشته باشد. نتیجه‌ای که در این تحقیق به دست نیامده است.
اثر بلندمدت سهم مخارج بهداشتی دولت از تولید ناخالص داخلی، به عنوان شاخص مخارج غیردفاعی (NDE) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، منفی است و معنی‌داری لازم را دارد؛ به گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت، بار دفاعی این کشورها حدود 09/0- درصد کاهش می‌یابد. وارد‌کردن مخارج غیردفاعی دولت در مدل، نشان‌دهنده هزینه عمومی اقتصادی مربوط به دفاع است و انتظار نیز بر آن بوده است، که ضریب این متغیر علامت منفی داشته باشد، چراکه این متغیر را می‌توان به عنوان هزینه‌فرصت برای هزینه‌های دفاعی در نظر گرفت. این نتیجه با نتایج مطالعات تجربی بسیاری نظیر مطالعه دون ونیکلایدو (2001)، سلمن (2005) و داچ و سلمن (2014) همسو است.
اثرات بلندمدت سهم تراز تجاری از تولید ناخالص داخلی (TOB) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، منفی است و معنی‌داری لازم را دارد؛ به گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت، بار دفاعی این کشورها حدود 10/0 درصد کاهش می‌یابد. سهم تراز تجاری از تولید ناخالص داخلی، بازبودن اقتصاد را منعکس می‌کند و علامت آن از لحاظ نظری مبهم و نامعلوم است. برای کشورهای خاورمیانه که تقریباً واردکننده تجهیزات دفاعی محسوب می‌شوند و صنایع دفاعی در حال توسعه دارند، اثر منفی متغیر تراز تجاری بر بار دفاعی، منطقی و قابل توجیه به نظر می‌رسد. نتیجه به دست‌آمده مبنی‌بر تأثیر منفی تراز تجاری بر بار دفاعی، با نتایج مطالعات تجربی متعددی نظیر مطالعه سزگین و یلدیریم (2002) برای کشور ترکیه و عبدالفتاح و همکاران (2013) برای کشور مصر همسویی نزدیکی دارد.
اثر بلندمدت لگاریتم جمعیت (‌(Ln(POP) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، مثبت است و سطح معنی‌داری پایین‌تری نسبت به سایر متغیرها دارد. ضریب این متغیر، در بلندمدت، حدود 85/0 برآورد شده است. از لحاظ نظری و مطابق با مطالعه تجربی دگر (1986)، چون دفاع،کالایی عمومی است، می‌بایست به لحاظ تحلیلی، رابطه‌ای مثبت با اندازه اقتصاد کشوری که باید از آن دفاع شود، داشته باشد. بنابراین نتیجه به دست‌آمده مطابق مبانی نظری است.


اثر بلندمدت متوسط بار دفاعی کشورهای خاورمیانه (DEME) بر بار دفاعی کشورهای این منطقه، مثبت است و معنی‌داری بالایی دارد؛ به گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت، بار دفاعی کشورهای منطقه خاورمیانه حدود 35/0 درصد افزایش می‌یابد. این نتیجه گویای آن است که بین کشورهای منطقه خاورمیانه نوعی مخاصمه نظامی و یک رقابت تسلیحاتی وجود دارد و به پیروی از یکدیگر با افزایش مخارج دفاعی، این مخارج در کشورهای این منطقه افزایش یافته است. نتیجه به دست‌‌آمده، با توجه به حساسیت منطقه خاورمیانه و وجود مناقشات همیشگی بین کشورهای آن، مطابق با انتظار بوده است. در این راستا نتایج مطالعه سزگین و یلدیریم (2002) برای کشور ترکیه، نشان می‌دهد متوسط بار دفاعی کشورهای عضو سازمان ناتو، تأثیر مثبتی بر بار دفاعی کشور ترکیه داشته است. در مقابل، فونفریا و مارین (2012) نشان داده‌اند متوسط بار دفاعی کشورهای عضو سازمان ناتو، تأثیر منفی بر بار دفاعی کشورهای عضو داشته است که این حاکی از وجود اتحاد نظامی بین کشورهای این سازمان است.
اثر بلندمدت خالص دموکراسی (DEMNET) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، منفی است و معنی‌داری لازم را دارد. ضریب این متغیر در بلندمدت، حدود 05/0- برآورد شده است. در توجیه این نتیجه بایستی گفت یکی از دلایل پایین‌بودن مخارج دفاعی در کشورهای دارای دموکراسی بیشتر، اطمینان از این موضوع است که دولت می‌تواند در صورت لزوم از کمک‌های مردمی استفاده کند و نیازی ندارد همیشه مخارج دفاعی خود را در حدی که در شرایط بحرانی جنگی ضروری است، نگه دارد. نتیجه به دست‌آمده مؤید نتایج حاصل‌شده از مطالعه روزستین (1987) مندرج در جدول شماره 2، درباره رابطه مثبت بین رژیم‌های قدرت‌گرا و دارای مشروعیت پایین مردمی حاکم بر کشورها و بار دفاعی آن کشورهاست. همچنین، این نتیجه همسو با نتایج مطالعات تجربی فونفریا و مارین (2012) و عبدالفتاح و همکاران (2013) است. اثر بلندمدت متغیر، سهم پرسنل نیروهای مسلح از کل نیروی کار (AF) بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، مطابق انتظار، مثبت است و معنی‌داری لازم دارد؛ به گونه‌ای که با افزایش یک‌درصدی در این متغیر، در بلندمدت، بار دفاعی کشورهای این منطقه چیزی حدود 03/0 درصد افزایش می‌یابد.
در آخر، اثر متغیر مجازی کشورهای نفتی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه، مثبت است و معنی‌داری بالایی دارد. ضریب این متغیر، حدود 66/1 برآورد شده است که نشان می‌دهد کشورهای نفتی خاورمیانه در قیاس با کشورهای غیرنفتی این منطقه، مقدار بار دفاعی بالاتری دارند. با توجه به اینکه بیشتر کشورهای نفتی خاورمیانه از واردکنندگان عمده سلاح و مواد اولیه مربوط به آن هستند و همچنین با توجه به اینکه اقتصاد این کشورها، به‌شدت متأثر و وابسته به صادرات نفت است و درآمد ارزی ناشی از آن بر همه اجزای تقاضای کل، از جمله بودجه دولت و به‌ویژه مخارج دفاعی تأثیر می‌گذارد، نتیجه به دست‌آمده قابل توجیه و مورد قبول است. در مطالعات تجربی متعددی نیز، نظیر مطالعات چان (2010)، فرزانگان (2011) و علی و عبدالطیف (2013)، تأثیر مثبت نفت بر مخارج نظامی کشورهای صادرکننده نفت، نشان داده شده است.
4- بحث و نتیجه‌گیری
مطالعه حاضر با توجه به بالا‌بودن سهم مخارج دفاعی از تولید ناخالص داخلی در کشورهای منطقه خاورمیانه و همچنین، قرارگرفتن این کشورها در محیطی استراتژیک و بی‌ثبات و مواجهه با تهدیدات امنیتی گوناگون و به طور کلی اهمیت مخارج دفاعی در منطقه خاورمیانه، به برآورد تابع تقاضای پویای مخارج دفاعی برای این کشورها طی سال‌های 2014-1995 پرداخته است. به این منظور نخست با استفاده از مبانی نظری و مطالعات تجربی و ساختار کشورهای خاورمیانه، یک مدل عمومی مخارج دفاعی (شامل متغیرهای اقتصادی، اجتماعی، استراتژیک، سیاسی و نظامی) برای این کشورها طراحی شده و به منظور برآورد آن از روش اقتصادسنجی گشتاورهای تعمیم‌یافته سیستمی در قالب داده‌های ترکیبی پویا استفاده شده است. نتایج برآورد مدل نشان می‌دهد متغیرهای مخارج غیردفاعی (به عنوان هزینه‌فرصت مخارج دفاعی) و تراز تجاری، اثر منفی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌اند.
جمعیت به عنوان یک متغیر اجتماعی، در سطح معناداری پایین‌تری نسبت به سایر متغیرها، اثر مثبتی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌ است که نشان می‌دهد دفاع یک کالای عمومی است. متغیرهای درآمد سرانه، سهم پرسنل نیروهای مسلح از کل نیروی کار و وقفه بار دفاعی، مطابق انتظار، تأثیر مثبتی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌اند. متوسط بار دفاعی کشورهای خاورمیانه نیز بر بار دفاعی کشورهای این منطقه، اثر مثبتی داشته است که حاکی از وجود یک رقابت تسلیحاتی بین کشورهای خاورمیانه است. همچنین، متغیر مجازی کشورهای نفتی و متغیر خالص دموکراسی، به ترتیب اثر مثبت و منفی بر بار دفاعی کشورهای خاورمیانه داشته‌اند.
با توجه به اینکه طبق نتایج تحقیق حاضر بین کشورهای منطقه خاورمیانه یک رقابت تسلیحاتی وجود دارد و با توجه به موقعیت کشورهایی مثل ایران در این منطقه که با تهدیدات همیشگی بیگانگان روبه‌رو هستند، امکان کاهش در مخارج دفاعی کشور که عمدتاً صرف امنیت می‌شود تا حدود زیادی ممکن نیست. به همین دلیل، توصیه می‌شود سیاست‌مداران و برنامه‌ریزان این کشورها، هزینه‌های دفاعی خرج‌شده را صرف گسترش صنایع دفاعی پیشرفته کنند و با تجدیدنظر در روش‌های جاری تأمین نیروی انسانی و تدارکات بخش دفاعی، زمینه ارتقای کارایی در این بخش را فراهم کنند. تحت چنین شرایطی می‌توان با تولید اسلحه و ادوات نظامی در داخل کشور، به جای خرید از خارج، ضمن کاهش وابستگی دفاعی کشور به قدرت‌های نظامی جهان با ایجاد اشتغال، رونق اقتصادی و صادرات اسلحه به کشورهای مختلف جهان و بهبود تراز تجاری، با آثار تراوشی مثبت حاصله از بخش دفاعی، آثار منفی آن را جبران و رشد اقتصادی را فراهم کرد. همچنین، با توجه به نتایج این تحقیق مبنی‌بر اثر منفی مخارج غیردفاعی بر مخارج دفاعی، به عنوان هزینه‌فرصت مخارج دفاعی، پیشنهاد می‌شود سطح بهینه مخارج دفاعی از سوی سیاست‌گذاران بخش دفاعی کشورهای مطالعه‌شده تعیین شود، 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.
در آخر، اثرگذاری مثبت درآمدهای نفتی بر بار دفاعی کشورهای نفتی منطقه خاورمیانه این نکته را بیان می‌کند که امنیت این کشورها تا حد قابل ملاحظه‌ای وابسته به درآمدهای حاصل از صادرات نفت است که میزان آن در اختیار این کشورها نیست و از طریق شرایط بازار جهانی نفت تعیین می‌شود. این وضعیت باعث می‌شود امنیت ملی کشورهای نفتی منطقه خاورمیانه، وابسته به عاملی باشد که خارج از کنترل مقامات دولتی است. از این رو حفظ امنیت این کشورها ایجاب می‌کند در روش‌های تأمین بودجه لازم برای مخارج دفاعی، تجدید نظر شود و در این خصوص به نحوی برنامه‌ریزی شود که نوسانات بازار نفت نتواند آن را تحت تأثیر قرار دهد.

ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
همه اصول اخلاقی پژوهش در این مقاله رعایت شده است.
حامی مالی
این مقاله حامی مالی ندارد و برگرفته از پایان‌نامه نیست.
تعارض منافع
مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی ندارد.

  1. Abdelfattah, Y. M., Abu-Qarn, A., Dunne, P., & Zaher, Sh. (2014). The demand for military spending in Egypt. Defense and Peace Economics, 25(3), 231-45. [DOI:10.1080/10242694.2013.763454]
  2. Alesina A, Perotti R. (1993). Income distribution, political instability, and investment. Cambridge: Harvard University.
  3. Ali, H. E., & Abdellatif, O. A. (2015). Military expenditures and natural resources: Evidence from rentier states in the Middle East and North Africa. Defence and Peace Economics, 26(1), 5-13. [DOI:10.1080/10242694.2013.848574]
  4. Anderson, T. W., & Hsiao, C. (1981). Estimation of dynamic models with error components. Journal of the American statistical Association, 76(375), 598-606. [DOI:10.2307/2287517]
  5. Antonakis, N. (1996), Military expenditure and economic growth in Greece, 1960-90. Journal of Peace Research, 34(1), 89-100. [DOI:10.1177/0022343397034001007]
  6. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The Review of Economic Studies, 58(2), 277-97. [DOI:10.2307/2297968]
  7. Baltagi, B. (2005). Econometric analysis of panel data. New York: McGraw-Hill.
  8. Beyzaei, E. (2001). A comparative study of the rate of people participation in six presidential election in Iran after the victory of Islamic revolution (Persian)]. Alzahra University, 11(37-38):47-387.
  9. Blundell, R., & Bond, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 87(1), 115-43. [DOI:10.1016/S0304-4076(98)00009-8]
  10. Brauner, J. (2015). Military spending and democracy. Defence and Peace Economics, 26(4), 409-23. [DOI:10.1080/10242694.2014.960245]
  11. Chun, C. K. (2010). Do oil exports fuel defense spending? Pennsylvania: Strategic Studies Institute.
  12. Deger, S. (1986). Economic development and defense expenditure. Economic Development and Cultural Change, 35(1), 179-96. [DOI:10.1086/451577]
  13. Douch, M., & Solomon, B. (2014). Middle powers and the demand for military expenditures. Defence and Peace Economics, 25(6), 605-18. [DOI:10.1080/10242694.2013.861652]
  14. Dunne, P., & Nikolaidou, E. (2001). Military expenditure and economic growth: A demand and supply model for Greece, 1960-96. Defence and Peace Economics, 12(1), 47-67. [DOI:10.1080/10430710108404976]
  15. Dunne, P., & Perlo-Freeman, S. (2003). The demand for military spending in developing countries. International Review of Applied Economics, 17(1), 23-48. [DOI:10.1080/713673166]
  16. Farzanegan, M. R. (2011). Oil revenue shocks and government spending behavior in Iran. Energy Economics, 33(6), 1055-69. [DOI:10.1016/j.eneco.2011.05.005]
  17. Fonfría, A., & Marín, R. (2012). Determinants of the demand for defence expenditure in the NATO countires. Journal of the Higher School of National Defense Studies, 0, 9-30.
  18. Golkhandan, A., Khansari, M., Golkhandan, D. (2015). [Militarism and economic growth: Empirical evidence from the MENA region countries using dynamic panel model (Persian)]. Quarterly Journal of Economic Growth and Development Research, 5(18), 31-50.
  19. Green, W. H. (2012). Econometric analysis. New York: Upper Saddle River.
  20. Hartley, K., Sandler, T. (2007). Handbook of defense economics [E. Beyzaei, Persian Trans.]. Tehran: SAMT.
  21. Hassani, M. H., Aziznejad, S. (2007). [Defence expenditures effects on economic growth; The case of Iran (Persian)]. Iranian Journal of Economic Research, 9(30), 193-212.
  22. Hou, N. (2010). Arms race, military expenditure and economic growth in India [PhD. dissertation]. Birmingham: University of Birmingham.
  23. Im, K. S., Pesaran, M. H. & Shin, Y. (2003). Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels. Journal of Econometrics, 115(1), 53-74. [DOI:10.1016/S0304-4076(03)00092-7]
  24. Kao, C. (1999). Spurious regression and residual-based tests for cointegration in panel data. Journal of Econometrics, 90(1), 1-44. [DOI:10.1016/S0304-4076(98)00023-2]
  25. Murdoch, J. C., & Sandler, T. (2002). Economic growth, civil wars, and spatial spillovers. Journal of Conflict Resolution, 46(1), 91-110. [DOI:10.1177/0022002702046001006]
  26. Nikolaidou, E. (2008). The demand for military expenditure: Evidence from the EU15 (1961–2005). Defence and Peace Economics, 19(4), 273-92. [DOI:10.1080/10242690802166533]
  27. Pedroni, P. (2004). Panel cointegration: Asymptotic and finite sample properties of pooled time series tests with an application to the PPP hypothesis. Econometric Theory, 20(3), 597-625. [DOI:10.1017/S0266466604203073]
  28. Rosh, R. M. (1988). Third world militarization: Security webs and the states they ensnare. Journal of Conflict Resolution, 32(4), 671-98. [DOI:10.1177/0022002788032004004]
  29. Rothstein, L. R. (1987). National security, domestic resource constraints and elite choices in the Third World. In: S. A. R. W. Deger (Eds.), Defence, Security and Development(pp. 140-58). London: Frances Pinter.
  30. Sezgin, S. & Yildirim, J. (2002). Democracy and military expenditure: Cross country evidence. Paper presented at the Sixth Annual Conference on Economics and Security. London, England, 21-22 June 2002.
  31. Solomon, B. (2005), The demand for military expenditures in Canada. Defence and Peace Economics, 16(3), 171-89. [DOI:10.1080/10242690500123380]
  32. Stockholm International Peace Research Institute. (2014). Yearbooks armaments and disarmaments and international security. Solna: Stockholm International Peace Research Institute.
  33. Tayebi, S. K., Haji Karami, M., Sariri, H. (2011). [The effect of financial and trade openness on financial development: Evidence from Iran and its trade Partners (1996-2009) (Persian)]. Economic Development Research, 1(4), 39-60.