۴-۱-۱-آزمون F لیمر:

یکسان بودن عرض از مبدأ­ها (داده ­های تلفیقی^[۵۹]) در مقابل ناهمسانی عرض از مبدأ­ها (روش داده ­های تابلویی) را مورد بررسی قرار می­دهد انجام شده است. ‌می‌توان فرضیه ­های این آزمون را به صورت زیر نوشت:

H₀=α_۱=α_۲=…=α_n

H₁=حداقل یکی از عرض از مبداها با بقیه متفاوت است

اگر Fمحاسبه شده مربوط به آماره لیمر از F جدول به درجه آزادی ^[۶۰](N-1, NT-N-K) بزرگتر باشد، فرضیه رد می­ شود و استفاده از روش داده ­های تابلویی بهتر است. در غیر این صورت از روش داده ­های تلفیقی استفاده می­ شود.

۴-۱-۲- آزمون هاسمن^[۶۱]:

برآورد الگو با روش داده ­های تابلویی به دو صورت اثرات ثابت و تصادفی صورت ‌می‌گیرد، که به منظور انتخاب بین این دو روش از آزمون هاسمن استفاده می­ شود. که آماره آن H با توزیع خی دو با درجه­ آزادی k (تعداد متغیرهای توضیحی) ‌می‌باشد و به صورت زیر تعریف شده است.

(۴-۱)

که در آن و بوده و معرف تخمین زننده­های روش اثرات ثابت و نشان دهنده تخمین زننده­های روش اثرات تصادفی است.

آزمون هاسمن در حقیقت آزمون فرضیه­ ناهمبسته بودن اثرات انفرادی و متغیرهای توضیحی است که طبق آن تخمین­های حداقل مربعات تعمیم یافته (تحت فرضیه H₀) سازگار و تحت فرضیه H₁ ناسازگار است. از طرف دیگر تخیمن­های اثرات ثابت تحت دو فرضH₀ , H₁ سازگار ‌می‌باشد. به عبارت دیگر روش اثرات تصادفی که در آن از تخمین زننده­های حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده فرضیه H₀ سازگاری ضرایب را نشان می­دهد. تخمین زننده­های روش اثرات ثابت نیز، سازگار بودن ضرایب را تحت هر دو فرض H₀و H₁ نشان می­دهد (هسیائو^[۶۲]،۱۹۸۶). ‌بنابرین‏ در صورتی که فرضیه H₀ پذیرفته شود، روش اثرات تصادفی بر روش اثرات ثابت ترجیح داده می­ شود.

۴-۱-۳- آزمون ناهمسانی واریانس:

ماهیت داده ­های پنلی ایجاب می­ نماید که در بسیاری از مطالعات مبتنی بر این گونه داده ­ها، مشکل ناهمسانی واریانس بروز نماید. با توجه به تاثیر مهم ناهمسانی واریانس بر نتایج برآورد لازم است قبل از پرداختن به هر گونه تخمین، وجود یا عدم وجود واریانس ناهمسانی بررسی شود. این آزمون از طریق آزمون نسبت درست نمایی (LR) با بهره گرفتن از نرم افزار Stata12 انجام شده است.

۴-۱-۴ آزمون مانایی:

با توجه به اینکه داده ­های پنل درصورتی که بازه زمانی کمتر از ده سال را پوشش دهندند نیاز به آزمون مانایی ندارد ( اندرس^[۶۳]،۲۰۰۳)؛ در این پژوهش با توجه به قلمرو زمانی که از ۲۰۰۳ تا ۲۰۱۰ است نیاز به آزمون مانایی نیست.

۴-۲-تنایج تخمین الگوها:

۴-۲-۱- بررسی اثر بحران مالی بر تجارت دوجانبه خدمات:

طبق آنچه در فصل سوم و ابتدای فصل چهارم بیان شد برای بررسی اثر بحران مالی بر تجارت دوجانبه خدمات از الگوی (۴-۲) استفاده می­ شود.

(۴-۲)

در این الگو و درآمد سرانه کشورهای i و j است که جایگزین متغیرهای تولید ناخالص داخلی و جمعیت این کشورها شده است. متغیر درآمد سرانه در واقع اثرات تغییر در تولید ناخالص ملی و جمعیت را نشان می­دهد. با افزایش درآمد سرانه هر کشور مبادلات تجاری آن کشور نیز افزایش می­یابد. به طور کلی رابطه درآمد سرانه با تجارت مثبت است و انتظار می­رود علامت این متغیر مثبت باشد. برای برآورد الگوی اثر بحران مالی بر تجارت دوجانبه کل خدمات ابتدا آزمون F لیمر، هاسمن و LR انجام شده است. نتایج این آزمون های در جدول (۴-۱) آمده است.

جدول (۴-۱): نتایج آزمون F لیمر، هاسمن و LR برای الگوی (۴-۱).

آزمون

آماره آزمون

احتمال

آزمون F لیمر

۲۶/۲۹

آماره جدول: F(55,330)

۰۰۰/۰

آزمون هاسمن

۴۲/۲۲

درجه آزادی (۶)

۰۰۱/۰

آزمون LR

۱۸/۳۴۶

۰۰۰/۰

منبع: یافته های پژوهش

با انجام آزمون F لیمر، روش داده ­های تابلویی برای برآورد الگو در نظر گرفته شد و همچنین طبق آزمون هاسمن اثرات ثابت برای الگو قابل قبول است و با توجه به نتیجه آزمون LR، الگوی مورد بررسی دارای ناهمسانی واریانس است ‌بنابرین‏ با روش GLS برآورد شده است. نتایج این تخمین در جدول (۴-۲) آمده است.

جدول (۴-۲) نتایج برآورد الگو (۴-۲) اثر بحران مالی بر کل تجارت خدمات

متغیر

ضریب

احتمال

آماره Z

Ln(YP_i)

۶۶/۱

۰۰۰/۰

۷۱/۲۰

Ln(YP_j)

۳۴/۱

۰۰۰/۰

۸۱/۱۶

EV_i

۰۱۷/۰-

۰۰۷/۰

۷۱/۲-

EV_j

۰۲۰/۰-

۰۰۲/۰

۱۴/۳-

fci_t

۰۷/۰-

۵۰۲/۰

۶۷/۰-

LnDIS_ij

۵۱/۰-

۰۰۰/۰

۰۱/۹-

C

۱۶/۲۵

۰۰۰/۰

۵۲/۸

Wald chi2(6)= 97/612

Prob > chi2 = 000/0

منبع: یافته ­های پژوهش

تمامی متغیرهای الگو به جز شاخص بحران مالی در سطح اهمیت ۵% معنادار است. ضریب متغیرهای درآمد سرانه کشورهای شریک تجاری مثبت است که نشان دهنده رابطه مستقیم درآمد سرانه و تجارت دوجانبه است؛ ‌می‌توان بیان کرد که با افزایش یک درصدی درآمد سرانه کشورi حجم تجارت دوجانبه به میزان ۶۶/۱ درصد افزایش می­یابد و به ازای افزایش یک درصد درآمد سرانه کشور j تجارت دوجانبه بین این دو کشور به میزان ۳۴/۱ درصد افزایش دارد. تغییرات نرخ ارز در تجارت­های بین‌المللی و دوجانبه اثرگذار است و همین طور که از نتایج مشخص است تغییرات نرخ ارز اثر منفی بر تجارت دوجانبه دارد. چنانچه بازارهای مالی کشورها در سطوح توسعه و وضعیت اقتصاد کلان خود واگرا شوند، هزینه­ های یکپارچگی پولی بالا خواهد بود؛ زیرا پیش شرط­های لازم برای همگرایی اسمی ملتزم همگرایی اولیه روی نرخ­های بهره، تورم، نرخ­های ارز، بدهی­ها و کسری­های دولت است (لیم،۲۰۰۵). در این ارتباط کارن (۲۰۰۳)، معتقد است که تاثیر بازارهای مالی هم گرا شده اینگونه است که، برای کشورهای در حال توسعه حذف کنترل­های نرخ ارز موجب کاهش هزینه­ های مبادله­ مرتبط با تجارت می­ شود. واگرایی مالی که بین کشورهای مورد بررسی وجود دارد، اثر منفی بر تجارت دوجانبه بین کشورهای i و j دارد. به هر میزانی که این تغییرات شدید­تر باشد، حجم تجارت کاهش بیشتری خواهد داشت.

‌در مورد متغیر فاصله که علامت منفی دارد و نشان می­دهد که هر چه فاصله جغرافیایی بین دو شریک تجاری بیشتر باشد حجم تجارت دوجانبه آن­ها کمتر می­ شود؛ زیرا افزایش در فاصله جغرافیایی با افزایش هزینه های حمل و نقل و هزینه های بیمه و به طور کلی هزینه های مبادله از جمله کسب اطلاعات مناسب باعث کاهش مبادلات بین‌المللی می شود.

۴-۲-۲- بررسی اثر بحران مالی بر تجارت دوجانبه خدمات گردشگری:

برای بررسی اثر بحران مالی بر تجارت دوجانبه خدمات گردشگری از الگو (۴-۳) استفاده می­ شود. این معادله نیز مشابه معادله­ای است که برای بررسی اثر بحران مالی بر تجارت خدمات به کار گرفته شد زیرا صنعت گردشگری یکی از بزرگترین زیرمجموعه­های خدمات ‌می‌باشد.

(۴-۳)