ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΉ ΔΙΕΡΕΥΝΗΣΗ ΤΟΥ

ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88. ΧΡΗΠΟΣ ΚΟΜΙΛΙ* ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΉ ΔΙΕΡΕΥΝΗΣΗ ΤΟΥ ΕΞΟΠΛΙΣΤΙΚΟΥ ΑΝΤΑΓΩΝΙΣΜΟΥ ΕΛΛΑΔΟΣ - ΤΟΥΡΚΙΑΣ: 1950-1999 Περίληψη Στην ιστορική διαδρομ1j που έχουν διαγράψει, οι ελληνοτουρκικές σχέσεις έχουν διέλθει τόσο από περιόδους ύφεσης και ειρηνικής συνύπαρξης, όσο και από π ε ριόδους όξυνσης, εντονότατου ανταγωνισμού και σύγκρουσης. Οι στρατιωτικές δαπάνες των δύο χωρών αποτελούν αντιπροσωπευτικό δείκτη των διαχρονικών διακυμάνσεων στις διμερείς σχέσεις τους. Ο ελληνοτουρκικός εξοπλιστικός ανταγωνισμός έχει προσελκύσει το ενδιαφέρον αρκετών ερευνητών ταυ χιδρου των οικονομικών της άμυνας. Ειδικότερα, σε σειρά άρθρων έχει επιχειρηθεί η εμπειρική διερεύνηση και τεκμηρίωση του ανταγωνισμού αυτο13 με σημαντικές όμως διαφοροποιήσεις ως προς τα αποτελέσματα που έχουν δημοσι ε υθεί. Αντικείμενο της παρούσας μελέτης είναι η εμπειρική, οικονομετρική διερεύνηση της αιτιώδους σχέσης μεταξύ των στρατιωτικών δαπανιδν της Ελλάδος και της Τουρκίας καθ' όλη την μεταπολεμική περίοδο, δηλαδή 1950-1999, καθώς επίσης και για δύο υποπεριόδους, 1950-1974 και 1974-1999. Τα εμπ ε ιρικά αποτελ έσματα ενισχύουν την υπόθεση ότι υπάρχει μακροχρόνια σχέση μεταξύ των δύο μεταβλητών και ότι, ενώ ενδέχεται οι μεταβλητές αυτές να έχουν περιστασιακές αποκλίσεις από την μακροχρόνια σχέση, προοδευτικά οι δυνάμεις του συστήματος τις οδηγούν σε σύγκλιση. ΣΟΎΖΑΝΝΑ ΠΛΛΑΙΟΛΟΓΟΥ* Τμήμα Αιοlιcηmκ ΕJiιχειpήσιών ΤΕΙΛ6pισας Συμlk!ύλιο Οικονομικών Εμπιιpοyνωμciνων, Υπουρyεlο Οιιιονομrος & Οιιιονομιιιών Abstract Greek-Turkish bilateral relations haνe gone through periods of tension, friction and intense rivalry as well as though periods of cordial relations. Their respective allocations of human and material resources as these are reflected in their defence expenditures are indicative of the fluctuations that their bilateral relations have gone though.the Greek-Turkish rivalry has attracted considerable attention in the defence econoωics literature. Given the tense bilateral relations between the two countries, a number of studies have addressed the issue of a Greek-Turkish arms race. The empirical results that have been reported vary depending οη the methodology used and time period covered. This paper hopes to contribute to the Greek-Turkish arms race literature by addressing the causality issue for different periods during the post war era. Ιη particular, we address the arms race issue for the whole post war period i.e. 1950-1999 as \νell as two major sub-periods: 1950-1974 and 1974-1999. Oνerall the results reported here appear to suggest an armaments race between Greece and Turkey. * Οι απόψε ι ς που ε κφρ άζονται. στο άρθρο είναι προσωπικ έ ς και δεν εκφράζουν τις επίσημες θέσεις ε(τε του ΤΕΙ Λάρισας είτε του Υπουργ είου Οικονομ ίας και Οικονομικών. JEL Classification: Η56, C22 Key words: Greece, Turkey, Arms Race, Causality 65

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τ εύχος 5 (2004), 65-88 Εισαγωγή Τα ιστορικά γεγονότα της τελευταίας δεκαετίας του προηγούμενου αιώνα επέφεραν δραματικές γεωπολιτικές αλλαγές, σηματοδοτώντας το τέλος του Ψυχρού Πολέμου και την κατάρρευση του διπολικού συστήματος. Παρά τις αναμφίβολα κοσμογονικές αλλαγές που έχουν συντελεσθεί κατά την τελευταία περίπου δεκαετία και τη διαμόρφωση ενός εντελώς διαφορετικού διεθνούς περιβάλλοντος, βασικός συστατικό στοιχείο της διεθνούς ζω 1Ί ς και των διεθνών δρώμενων ήταν και παραμένει ο διεθνής καταμερισμός ισχύος που προσδιορίζει τα όρια εντός των οποίων μπορεί να κινηθεί κάθε κράτος στο ανταγωνιστικό περιβάλλον στο οποίο υποχρεούται να λειτουργήσει. Δύο βασικές και καθοριστικές συνιστώσες της ισχύος των κρατών είναι ο πλούτος και η δύναμη. Το δίπολο αυτό επηρεάζει την θέση που κατέχει μία χώρα στον διεθνή καταμερισμό ισχύος καθώς επίσης και την χάραξη της εθνικής στρατηγικής διότι προσδιορίζει τις δυνατότητες και τους περιορισμούς που υπάρχουν στην επίτευξη των εκάστοτε στόχων ενός κράτους. Ο πλούτος παραπέμπει στο επίπεδο οικονομικής ανάπτυξης και ευημερίας των κρατών με μονάδα μέτρησης το εθνικό εισόδημα και το κατά κεφαλή εισόδημα. Βασικός αλλά όχι μοναδικός συντελεστής της δύναμης είναι οι στρατιωτικές δυνατότητες των κρατών οι οποίες είναι κυρίως συνάρτηση της οικονομικής δυνατότητας των κρατών. Η αμυντική ικανότητα, η στρατιωτική δύναμη ενός κράτους είναι ευθεία συνάρτηση των οικονομικών πόρων που διατίθενται σε αυτόν τον τομέα. Κάθε κράτος, με την διάθεση πόρων στην άμυνα, παράγει ασφάλεια για τον εαυτό του έναντι υπαρκτών 11 εν δυνάμει εξωτερικών απειλών. Οι στρατιωτικές δαπάνες των κρατών δεν είναι παρά το κόστος παραγωγής άμυνας και ασφάλειας από μέρους τους καθώς είναι το τμήμα του εθνικού εισοδήματος που διαθέτουν για την παραγωγή στρατιωτικής δύναμης. Τα κράτη χρησιμοποιούν την στρατιωτική ισχύ που διαθέτουν τόσο στις αναμεταξύ τους στρατιωτικές αντιπαραθέσεις και πολεμικές συρράξεις όσο και ως μέσο πειθαναγκασμού -απειλή χρήσης στρατιωτικής βίας- για να επιτύχουν τους στόχους τους. Ακόμα και σήμερα η προσφυγή στην πολιτική της ισχύ ος, της προβολής στρατιωτικής δύναμης αποτελεί το δραστικότερο μέσο που διαθέτουν τα κράτη παρά το γεγονός ότι η λογική της στρατιωτικής δύναμης και του πολέμου φαίνεται να έχει υποβαθμισθεί σε σχέση με προηγούμενες ιστορικές περιόδους. Οι κοσμογονικές αλλαγές της τελευταίας δεκαετίας στις οποίες ακροθιγώς προαναφερθήκαμε, δεν άφησαν φυσικά ανεπηρέαστη και την Βαλκανικ1Ί χερσόνησο. Λόγω των εκτεταμένων και βαθύτατων αλλαγών που προκάλεσε η κατάρρευση του διπολισμού, ο γεωπολιτικός και γεωστρατηγικός χάρτης των Βαλκανίων έχει ριζικά μεταβληθεί γεγονός που επηρεάζει άμεσα την Ελλάδα και την Τουρκία και φυσικά τις διμερείς τους σχέσεις (Αλειφαντής και Χωραφάς 2000, Αλειφαντής 1996, Παπασωτηρίου 1994). Και οι δύο χώρες, αποτελούν δύο από τους βασικότερους παίκτες της περιοχής. 66

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Στην ιστορική διαδρομή που έχουν διαγράψει, οι ελληνοτουρκικές σχέσεις έχουν διέλθει τόσο από περιόδους ύφεσης και ειρηνικής συνύπαρξης, όσο και από περιόδους όξυνσης, εντονότατου ανταγωνισμού και σύγκρουσης (Βερέμης 1998, 1986, Αλεξανδρής et al 1991). Αν και για προφανείς λόγους είναι αδύνατον να προβλεφθεί η μελλοντική εξέλιξη των διμερών σχέσεων Ελλάδος-Τουρκίας, κάθώς αυτή μεταξύ πολλών άλλων παραγόντων εξαρτάται και από το ευρύτερο διεθνές περιβάλλον, εντούτοις, αν αναλογισθούμε τόσο τη φύση των ελληνοτουρκικών διαφορών όσο και τη γεωπολιτική και γεωστρατηγική θέση των δύο κρατών, τότε μπορούμε να εικάσουμε πώς οι σχέσεις τους θα συνεχίσουν στον πυρήνα τους να διατηρούν τα ανταγωνιστικά, ρηξιγενή και συγκρουσιακά τους χαρακτηριστικά ασχέτως των όποιων βραχυχρόνιων ή μεσοπρόθεσμων διακυμάνσεων που θα παρουσιαστούν. Στο βαθμό που αυτό ισχύει ή κατre ελάχιστο αποτελ ε ί μία εύλογη υπόθεση εργασίας, τότε και τα δύο κράτη θα συνεχίσουν να επιδιώκουν την διατήρηση κάποιας έστω και στοιχειώδου ς ισορροπίας δυνάμεων μεταξύ του ς και την εξισορρόπηση ενός ε κάστου. Για την ακρίβεια, η Ελλάδα είναι υποχρεωμένη να συνεχίσει να εξισορροπεί την Τουρκία που ε ίναι η αναθεωρητική δύναμη στην περιοχή, διεκδικ1ίσεις της οποίας θίγουν ζωτικά και μείζονα εθνικά συμφέροντα. Στο βαθμό που η εξισορρόπηση και όχι ο κατευνασμός ε πιλέγεται ως στρατηγική έναντι της Τουρκίας τότε αυτό συνεπάγεται την δημιουργία και διατήρηση, για όσο χρονικό διάστημα απαιτείται, ισορροπίας δυνάμεων ικανής να λειτουργεί αποτρεπτικά στις στρατηγικές επιδιώξεις του αντιπάλου. Αντικείμενο της παρούσας μελέτης είναι η εμπειρική, οικονομετρική διερεύνηση της αιτιώδους σχέσης μεταξύ των στρατιωτικά>ν δαπανών της Ελλάδος και της Τουρκίας καθ ' όλη την μεταπολεμική περίοδο, δηλαδή 1950-1999, καθώς επίσης και για δύο υποπεριόδους, 1950-1974 και 1974-1999. Το 1974 αποτελεί κομβική χρονιά για τις διμερείς ελληνοτουρκικές σχέσεις και την μετέπειτα πορεία τους καθώς η Τουρκική εισβολή στην Κύπρο μεταβάλει άρδην τόσο τις σχέσεις σε διπλωματικό επίπεδο όσο και την στρατιωτική διάσταση τους. Η Ελλάδα επιδίδεται σε μία έντονη οι εξοπλιστική προσπάθεια για να αντισταθμίσει την διευρυνόμενη ποσοτική υπεροχή της Τουρκίας αλλά και για να μεταβάλλει την μέχρι τότε δομή δυνάμεων η οποία ήταν πρωτίστως αποτέλεσμα της στρατιωτικού σχεδιασμού του ΝΑΤΟ στα πλαίσια της αντιπαράθεσης Ανατολής - Δύσης. Ταυτόχρονα όμως και η Τουρκία επιδίδεται σε τεράστια εξοπλιστικά προγράμματα που επιταχύνονται τις τελευταίες δύο περίπου δεκαετίες στην προσπάθειά της να αναδειχθεί σε περιφερειακή στρατιωτική υπερδύναμη. 1. Οι αμυντικές δαπάνες Ελλάδας - Τουρκίας Οι στρατιωτικές δαπάνες των δύο χωρών αποτελούν αντιπροσωπευτικό δείκτη των διαχρονικών διακυμάνσεων στις διμερείς σχέσεις τους. Ως γνωστό η Τουρκική εισβολή στην Κύπρο έχει οδηγήσει τις δύο χώρες σε ένα έντονο, συνεχώς κλιμακούμενο εξοπλιστικό ανταγωνισμό με αποτέλεσμα και οι δύο 67

- ---ι_ ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 να διαθέτουν ένα σημαντικό τμήμα του εθνικού τους εισοδήματος στην άμυνα. Ενδεικτικό του εξοπλιστικού ανταγωνισμού και της συσσώρευσης οπλικών συστημάτων εκατέρωθεν του Αιγαίου είναι το γεγονός πως οι ελληνικές και οι τουρκικές στρατιωτικές δαπάνες εκφρασμένες ως ποσοστό του ΑΕΠ είναι τα τελευταία έτη περίπου υπερδιπλάσ ι ες του αντίστοιχου μέσου όρου τόσο του ΝΑΤΟ όσο και της Ευρωπαϊκής Ένωσης (Γράφημα 1). Ειδικότερα, ο μέσος όρος των δαπανών άμυνας ως ποσοστό του ΑΕΠ για την περίοδο 1985-99 ήταν για την Ελλάδα 5.8%, ενώ για την Ε. Ε. ήταν 2.7% και για ΝΑ ΤΟ 3.3%. Τουρκία 4.6%. Η κατάταξη των δύο χωρών παγκοσμίως με βάση διάφορους δείκτες επιβεβαιώνει το γεγονός πως ο αμυντικός τομέας απορροφά πολύτιμους ανθρώπινους και υλικούς πόρους (Πίνακας 1 ). Γράφημα 1: Στρατιωτικές δαπάνες ως ποσοστό του ΑΕΠ 7 Τ 6-5 4 8 Ελλ:Jδα ο Τουρκία ΙΙΙΙΕΕ15 1 - - -----1 1 ---------j Η._j 3 >-- >-- 1 f-- 1---, ~ ι 2 ο" ~ ~ "... 1~1~1~1~1~1~1~1~1~1~1~1~1~1~1~ Πίνακας 1: Παγκόσμια κατάταξη Ελλάδος και Τουρκίας 1997 Ελλάδα Του κία ΑΕΠ 34 25 Στ ατιωτικές δαπάνες 24 17 ΣΔ/ΑΕΠ 30 41 50 42 30 67 20 50 46 95 68 17 27 6 6 23 14 7 25 20 30 46 22 40 68

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Σύμφωνα με τα στοιχεία του Πίνακα 1 σε απόλυτα μεγέθη η Ελλάδα κατατάσσεται με βάση το ΑΕΠ στην 34η θέση και η Τουρκία στην 25η παγκοσμίως ενώ με βάση το απόλυτο μέyεθος των στρατιωτικών δαπανών στην 24η και 17η αντιστοίχως. Στη βάση ενός άλλου μεγέθους, του πληθυσμιακού, η Ελλάδα κατατάσσεται στην 68η και η Τουρκία στην 17η θέση ενώ με βάση το απόλυτο μέγεθος των ενόπλων δυνάμεων η αντίστοιχη κατάταξη είναι 27η και 6η παγκοσμίως. Στη βάση του δείκτη ένοπλες δυνάμεις ανά 1000 κατοίκους η κατάταξη είναι η 6η θέση παγκοσμίως για την Ελλάδα και η 23η για την Τουρκία. Τα στοιχεία αυτά είναι ενδεικτικά του κόστους σε οικονομικούς πόρους του τομέα της άμυνας και στις δύο χώρες. Την εικόνα που αναδείχθηκε από τα προηγούμενα στοιχεία έρχονται να συμπληρώσουν τα στοιχεία που αφορούν στην μεταψυχροπολεμική εξέλιξη των στρατιωτικών δαπανών τόσο στην Ελλάδα όσο και στην Τουρκία. Έτσι, σύμφωνα με τα στοιχεία του SIPRI, την περίοδο 1989-2000 σε απόλυτα μεγέθη και σταθερές τιμές, οι συνολικές στρατιωτικές δαπάνες του ΝΑΤΟ παρουσίασαν φθίνουσα πορεία και μείωση της τάξεως του 23.4% περίπου (από $601 δισ. σε $460 δισ.) και της Ε. Ε. μία μείωση της τάξεως του 12% (από $209 δισ. σε $184 δισ.). Σε αντίθεση όμως με την πτωτική τάση που ακολουθούν οι στρατιωτικές δαπάνες των δύο αυτών οργανισμών για την. ίδια χρονική περίοδο, τόσο οι αμυντικές δαπάνες της Ελλάδος όσο και της Τουρκίας ακολουθούν μία αυξητική πορεία (Γράφημα 2). Στην περίπτωση της Ελλάδος η αύξηση σε σταθερές τιμές την περίοδο1989-2000 είναι της τάξεως του 35% (από $5001 εκατ. σε $6767 εκατ.) ενώ στην περίπτωση της Τουρκίας καταγράφεται μία ακόμα υψηλότερη αύξηση η οποία είναι της τάξεως του 128.8% περίπου (από $4552 εκατ. σε $10418 εκατ.). Δηλαδή, οι τουρκικές στρατιωτικές δαπάνες υπερδιπλασιάζονται, κάτι το οποίο οφείλουμε να το υπογραμμίσουμε καθώς αποτελεί ακόμα μία ένδειξη των φιλοδοξιών του πολιτικοστρατιωτικού κατεστημένου της Άγκυρας να καταστεί η Τουρκία περιφερειακή στρατιωτική υπερδύναμη. Έτσι, εν αντιθέσει με τις τάσεις που παρατηρούντάι διεθνώς μετά το τέλος του Ψυχρού Πολέμου με την επακολουθήσασα αποκλιμάκωση των εξοπλισμών, οι δύο χώρες συνεχίζουν με ιδιαίτερα έντονο ρυθμό τα εξοπλιστικά τους προγράμματα, αδυνατώντας να δρέψουν το επονομαζόμενο ' μέρισμα της ειρήνης ' όπως πιθανότατα συμβαίνει στις χώρες όπου η φθίνου σα πορεία των αμυντικών προϋπολογισμών έχει αποδεσμεύσει σημαντικούς πόρους οι οποίοι μπορούν να αξιοποιηθούν αναπτυξιακά σε άλλους τομε ίς. 69

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝ.ΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 Γράφημα 2: Στρατιωτικές δαπάνες Ελλάδος, Τουρκίας, ΝΑΤΟ και Ε.Ε.15 200 100... 4 2 1989 1990 1991 1992 1993 1994 199.5 1996 1997 1998 1999 2000 ι --ΕΕ15 -+--ΝΑΤΟ _._Ελλάδα --*-Τουρκί~ * σταθερές τιμές 1995 Η γραφική απεικόνιση της διαχρονικής εξέλιξης των δύο χρονοσειρών αναδεικνύει τον υψηλό βαθμό συσχέτισης μεταξύ των δύο μεγεθών και εν πολλοίς αντανακλά τον εξοπλιστικό ανταγωνισμό μ εταξύ των δύο χωρών (Γράφημα 3). Αν δε απεικονίσουμε γραφικά την ετήσια μεταβολή κάθε χρονοσειράς τότε αυτή η συσχέτιση μεταξύ των δύο μεγεθών γίνεται ακόμα εμφανέστερη (Γράφημα 4). Γράφημα 3: Ελληνικές και τουρκικές στρατιωτικές δαπάνες 17000 ---==-====---'----===- ι sοοο lsooo 4000 3000 2000 70

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Γράφημα 4: Ετήσιες μεταβολές ελληνικών και τουρκικών στρατιωτικών δαπανών 11500~------~-------------------- 1 1 1000 500 ~" "Qj o~~l'l.~~:te:~;."~:+-'t-*-f-+-r-~ t---i/f,r'~~+i--+t+-jr+tff\7v~~ 1-500 -1000 -- ~ ~~-~ ';_~==~-=---~~ - =..- ~ ---.-- Ελλάδα._Τουρκία L ---------------~- - - -- 1 Ενδιαφέρον επίσης παρουσιάζει η γραφική απεικόνιση της ετήσιας διαφοράς μεταξύ των δύο μεγεθών (Γράφημα 5). Μπορούμε να παρατηρήσουμε πως μέχρι και τα μέσα περίπου της δεκαετίας του '80 η εν λόγω χρονοσειρά έχει μία διακύμανση γύρω από των άξονα μηδέν όπως παραστατικότερα φαίνεται και από την γραμμή τάσης με την χρήση ενός κυλιόμενου μέσου των τριών ετών. Από τα μέσα περίπου της δεκαετίας του '80 η διαφορά των ελληνικών και των τουρκικών στρατιωτικών δαπανών σταθερά διευρύνεται με τάσεις αναστροφής από τα μέσα της δεκαετίας του '90. Αυτό που εν πολλοίς αντανακλάται στο συγκεκριμένο γράφημα είναι η στασιμότητα των ελληνικών στρατιωτικών δαπανών από τα μέσα της δεκαετίας του '80 έως και πριν από λίγα χρόνια και η επιτάχυνση των τουρκικών εξοπλιστlκών προγραμμάτων με τις συνεπακόλουθες επ ιπτώσεις στο συσχετισμό δυνάμεων σε τομείς όπως μονάδες επιφανείας και σύγχρονα μαχητικά αεροσκάφη τρίτης γενιάς. Τα δημοσιονομικά προβλήματα και δυσχέρειες της Ελλάδος την συγκεκριμένη περίοδο, τα αλλεπάλληλα σταθεροποιητικά προγράμματα καθώς επίσης και η προσπάθεια επίτευξης των κριτηρίων συμμετοχής στην ΟΝΕ με την απαιτούμενη δημοσιονομική πειθαρχία και περιοριστική πολιτική είναι οι λόγοι που οδήγησαν στην απόκλιση των δύο μεγεθών (Γραφήματα 3 και 5). 71

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 Γράφημα 5: Ετήσια διαφορά στρατιωτικών δαπανών Ελλάδος-Τουρκίας 1000 ~ ------------------------- 500-1000 -1500.2000-2500 -3000 j, 72 Ο ελληνοτουρκικός εξοπλιστικός ανταγωνισμός έχει προσελκύσει το ενδιαφέρον αρκετών ερευνητών του χώρου των οικονομικών τη ς άμυνας. Ειδικότερα, σε σειρά άρθρων έχει επιχειρηθεί η εμπ ε ιρική - οικονομετρική διερεύνηση και τεκμηρίωση του ανταγωνισμού αυτού με σημαντικές όμως διαφοροποιήσεις ως προς τα αποτελέσματα που έχουν δημοσιευθεί (Brauer 2001, Dunne et al 2001, Kollias & Makrydakis 1997, Georgiou et al 1996, Kollias 1994, Staνrinos 1992, Georgiou 1990, Majeski 1985, Majeski & Jones 1981). Ειδικότερα, στα άρθρα των Majeski (1985) και Majeski & Jones (1981) τα εμπειρικά αποτελέσματα που προκύπτουν από την χρήση στατιστικών ελέγχων αιτιότητα ς κατά Granger για την περίοδο 1949-75 προκύπτει σημαντική και αμφίδρομη αιτιώδης σχέση μεταξύ των στρατιωτικών δαπανιί>ν της Ελλάδος και της Τουρκίας. Οι δύο αυτές μελέτες αποτελούν και την πρώτη προσπάθεια εμπειρικής διερεύνησης και τεκμηρίωσης ενός ελληνοτουρκικού εξοπλιστικού ανταγωνισμού. Οι χρονοσειρές που χρησιμοποιούν είναι οι ελληνικές και τουρκικές στρατιωτικές δαπάνες σε απόλυτα μεγέθη και πρώτες διαφορές. Όμως, στη μελέτη του Georgiou (1990) για την περίοδο 1958-87 τα αποτελέσματα διαφέρουν. Τα στοιχεία που χρησιμοποιεί είναι οι δαπάνες άμυνας των δύο χωρών εκφρασμένες ως ποσοστό του ΑΕΠ. Τα αποτελέσματα δεν φαίνεται να τεκμηριώνουν εμπειρικά την ύπαρξη ενός ελληνοτουρκικού εξοπλιστικού ανταγωνισμού. Όπως παρατηρεί σε άρθρο του ο Kollias (1994) αυτό μπορεί να οφείλεται μεταξύ άλλων και στο γεγονός ότι η χρήση του λόγου των δαπανών άμυνας προς το ΑΕΠ μπορεί να μην αποτελεί την καταλληλότερη μεταβλητή για την διερεύνηση ενός εξοπλιστικού ανταγωνισμού μεταξύ κρατών. Και ο Brauer (2001) συμμερίζεται αυτόν τον προβληματισμό καθώς

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 αυτό που ενδιαφέρει τις εμπλεκόμενες σε εξοπλιστικό ανταγωνισμό χώρες δεν είναι τόσο το οικονομικό βάρος της εξοπλιστικής προσπάθειας που καταβάλλει ο αντίπαλος (όπως αυτό αντανακλάται στο λόγο των δαπανών άμυνας προς το ΑΕΠ) αλλά το απόλυτο ύψος των δαπανών που σtον ένα ή στον άλλο βαθμό αντανακλά την «αγοραστική δύναμη και προσπάθεια» της άλλης χάjρας να εξοπλιστεί με οπλικά συστήματα ούτως ώστε να μεταβάλλει υπέρ της τον συσχετισμό δυνάμεων μεταξύ των δύο ανταγωνιστών. Και οι al (1996) χρησιμοποιούν στις Georgiou et εκτιμήσεις τους το λόγο των δαπανών άμυνας προς το ΑΕΠ των δύο χωρών για την περίοδο 1960-90. Τα αποτελέσματα δείχνουν μονόδρομη φορά αιτιότητας από τις δαπάνες άμυνας της Ελλάδος σε αυτές τη ς Τουρκίας. Την αυτή φορά αιτιότητας από τις δαπάνες άμυνας της Ελλάδος σε αυτές της Τουρκίας αναφέρει και ο Stavrinos (1992) στα αποτελέσματα του που καλύπτουν την χρονική περίοδο 1949-88 με τη διαφορά ότι εν αντιθέσει με τις δύο προαναφερθείσες μελέτες των Georgiou (1990) και Georgiou et al (1996) ο Stavrinos (1992) χρησιμοποιεί στις εκτιμήσεις του με την οικονομετρική μέθοδο διόρθωσης σφάλματος τα επίπεδα των στρατιωτικών δαπανών Ελλάδος και Τουρκίας. Οι Kollias & Makrydakis (1997) χρη σιμοποιώντας την οικονομετρική μεθοδολογία V AR αναφέρουν αποτελέσματα τα οποία δείχνουν αμφίδρομη αιτιώδη σχέση μεταξύ των στρατιωτικών δαπανών της Ελλάδος και της Τουρκίας. Οι χρονοσειρές που χρησιμοποιούν είναι οι ελληνικές και τουρκικές στρατιωτικές δαπάνες σε απόλυτα μεγέθη και πρώτες διαφορές και καλύπτουν την περίοδο 1950-95 ενώ στις εκτιμήσεις τους ενσωματώνουν και δύο ψ ευδομεταβλητές τόσο για την τουρκική εισβολή στην Κύπρο το 1974 όσο και για το στρατιωτικό πραξικόπημα στην Τουρκία το 1981. Τέλος οι Dunne et al (2001) χρησιμοποιώντας την μεθοδολογία της συνολοκλήρωσης για την περίοδο 1960-96 αναφέρουν ότι υπάρχουν κάποιες ενδείξεις στις εκτιμήσεις τους για ύπαρξη συνολοκλήρωσης και μακροχρόνιας σχέσης μεταξύ των δύο χρονοσειρών (ελληνικές και τουρκικές στρατιωτικές δαπάνες σε απόλυτα μεγέθη και πρώτες διαφορές) αλλά όχι αρκετά σημαντικές με την στατιστική έννοια του όρου ούτως ώστε να τεκμηριώνεται η ύπαρξη ενός εξοπλιστικού ανταγωνισμού μεταξύ των δύο χωρών. Οι ακροθιγώς προαναφερθείσες διαφοροποιήσεις στα εμπειρικά αποτελέσματα των ανωτέρω άρθρων μπορεί να οφείλονται μεταξύ άλλων στην χρησιμοποιούμενη μεθοδολογία καθώς επίσης και στην χρονική περίοδο που εξετάζεται στις διάφορες μελέτες όπως αναφέρει και ο Brauer (2001) στην διεξοδική και λεπτομερή ανασκόπηση της σχετικής αρθρογραφίας. Το κοινό στοιχείο όλων των προαναφερόμενων εργασ ιών είναι η προσπάθεια εμπειρικής ανίχνευσης της ύπαρξης ή όχι ενός ελληνοτουρκικού εξοπλιστικού ανταγωνισμού που να μπορεί να τεκμηριωθεί εμπειρικά με βάση τα διαθέσιμα στοιχεία. Ουσιαστικά το ζητούμενο είναι η διέπουσα αιτιώδης διάταξη μεταξύ στρατιωτικών δαπανών της Ελλάδος και της Τουρκίας. Σε εμπειρικό επίπεδο εμπειρικής διερεύνησης, τέσσερις είναι οι πιθανές αιτιώδεις σχέσεις που μπορεί να διέπουν τις εν λόγω μεταβλητές: 73

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟ Υ - ΕΠΙθ Ε ΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗ Μ ΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 Λ ΣΔ Ελλάδος -... ΣΔ Τουρκίας Β ΣΔ Ελλάδος ~ ΣΔ Τουρκίας Γ ΣΔ Ελλάδος ~ ΣΔ Τουρκίας Δ ΣΔ Ελλάδος ΣΔ Τουρκίας Στην ανωτέρω παράθεση των τεσσάρων πιθανών σχέσεων που μπορεί να υπάρχουν τα βέλη υποδεικνύουν την φορά της αιτιότητας. Δηλαδή στην περίπτωση Α οι στρατιωτικές δαπάνες της Ελλάδος είναι αυτές που προκαλούν τις στρατιωτικές δαπάνες της Τουρκίας, στην περίπτωση Β ισχύει το ακριβώς αντίθετο, δηλαδή η φορά της αιτιότητας είναι από τις στρατιωτικές δαπάνες της Τουρκίας στις στρατιωτικές δαπάνες της Ελλάδος, στην περίπτωση Γ υφίσταται αμφ ίδρομη και ταυτόχρονη αιτιώδης σχέση μεταξύ των δύο μεταβλη τών ενώ τέλος η περίπτωση Δ αναφέρεται στην ανυπαρξία οιασδήποτε αιτιώδους σχέσης μεταξύ των δύο μεγεθών ή για την ακρίβεια στην αδυναμία ανίχνευσης με εμπειρικές, οικονομετρικές μεθόδους κάποιας αιτιώδους σχέσης. Αυτό φυσικά δεν σημαίνει ότι μία τέτοια σχέση δεν υπάρχει και στην πράξη. Τουναντίον. Απλά αναδεικνύει την αδυναμία των διαθέσιμων εμπειρικών μεθοδολογιών ανίχνευσης σχέσεων μεταξύ οικονομικών μεταβλητών καθώς εξ ορισμού μία τέτοια προσπάθεια στηρίζεται σε κάποια μικρότερη ή μεγαλύτερη (υπερ)απλούστευση μίας σύνθετης, πολύπλοκης και δυναμικής πραγματικότητας. Παραδείγματος χάρη, στην εν λόγω περίπτωση, ήτοι της αναζήτησης και τεκμηρίωσης με οικονομετρικές μεθόδους της ύπαρξης ή όχι ενός ελληνοτουρκικού ανταγωνισμού αυτό επιχειρείται μ έσω της εκτί μησης κάποιων πα λινδρομήσεων οι οποίες να τεκμηριώνουν (ή όχι) την ύπαρξη κάποιας σημα ντικής στατιστικής σχέσης - αιτιώδους διάταξης μεταξύ των δύο εμπλεκομένων χρονοσειρών δηλαδή των στρατιωτ ικών δαπανών Ελλάδος και Τουρκίας την περίοδο 1950-99. Κάποια από τα βασικά προβλήματα - εμπόδια που ανακύπτουν στην προσπάθεια είναι επιγραμματικά τα εξής: 74 Αποτελούν οι στρατιωτικές δαπάνες την σωστή μεταβλητή που πρέπει να χρησιμοποιήσουμε; Ως γνωστό στο μέγεθος αυτό συμπεριλαμβάνονται κατηγορίες δαπάνης όπως επί παραδείγματι κόστη συντήρησης υπάρχοντος υλικού, λειτουργικά κόστη, κόστη υποδομ1iς, εκπαίδευσης, σίτισης, έρευνας και ανάπτυξης, συντάξεις, μισθοί και φυσικά κόστη αγοράς νέου κεφαλαιουχικού εξοπλισμού. Από τα προαναφερθέντα ίσως το καταλληλότερο για να εντοπισθεί η ύπαρξη ενός εξοπλιστικού ανταγωνισμού μεταξύ δύο χωρών είναι το τελευ ταίο, δηλαδή οι δαπάνες αγοράς νέου υλικού. Φυσικά δεν είναι το μοναδικό. Ένα άλλο θα μπορούσε να είναι τα κόστη εκπαίδευσης και άσκησης καθώς όταν δύο χώρες έχουν εμπλακεί σε ανταγωνισμό είναι σίγουρο ότι εντατικοποιείται η εκπαίδευση και η άσκηση του προσωπικού για να είναι όσο το δυνατόν πιο ετοιμοπόλεμο. Όμως τέτοιου είδους επιμέρους δαπάνες δεν είναι άμεσα διαθέσιμες από συμβατές τουλάχιστον πηγές και για αρκετά μεγάλο χρονικό διάστημα ούτως ώστε να καθίσταται δυναηί η οικονομετρική εκτίμηση.

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Η εξεταζόμενη περίοδος δεν είναι ομοιογενής. Σημαντικότατες μεταβολές έχουν επέλθει τόσο στις διμερείς σχέσεις όσο και στο ευρύτερο γεωπολιτικό περιβάλλον (π.χ. τερματισμός Ψυχρού Πολέμου και διπολισμο11). Ως γνωστό οι παράγοντες που επηρεάζουν το ύψος, τη διάρθρωση αλλά και τις μεταβολές των στρατιωτικών δαπανών μίας χώρας είναι πολλοί και μεταβαλλόμενοι. Όλοι οι πιθανοί παράγοντες που κατά διαστήματα μπορεί σε μικρότερο ή μεγαλύτερο βαθμό να επηρεάζουν τις δαπάνες άμυνας ενός κράτους αποτελούν ουσιαστικά εξωτερικό θόρυβο ο οποίος παρεμβαλλόμενος επισκιάζει την θεμελιώδη σχέση που μπορεί να υφίσταται μεταξύ των δύο μεταβλητών και ως εκ τούτου να δυσχεραίνει την ανίχνευση της όποιας αιτιώδους σχέσης που μπορεί να υπάρχει. Ειδικότερα, τέτοιοι παράγοντες στην περίπτωση του ελληνοτουρκικού εξοπλιστικού ανταγωνισμού είναι μεταξύ άλλων η ευρύτερη γεωπολιτική αστάθεια και ρευστότητα που επικρατεί τα τελευταία χρόνια στην περιοχή και η οποία αυξάνει τα προβλήματα εξωτερικής ασφάλειας των δύο χωρών, οι διακυμάνσεις στις διμερείς σχέσεις με άλλες χώρες πέραν της υπό εξέταση δυάδας όπως Ιράν, Ιράκ, Βουλγαρία κλπ, οι συμμαχικές υποχρεώσεις στα πλαίσια του ΝΑΤΟ, οι αμυντικές ανάγκες κατά την διάρκεια του Ψυχρού Πολέμου αλλά και ο πόλεμος με τους Κούρδους στην π ερίπτωση της Τουρκίας που για μία δεκαπενταετία περίπου αποτέλεσε σημαντική πρόβλημα ασφάλειας με ιδιαίτερα υψηλό κόστος για την διεξαγωγή των επιχειρήσεων εναντίον του ΡΚΚ. Συνεπώς, όπως παραστατικά παρουσιάζεται και στο Σχήμα 1 η ύπαρξη εξωτερικού θορύβου μπορεί να καθιστά την ανίχνευση της όποιας αιτιώδους σχέσης από δύσκολη έως και αδύνατη. Σχήμα 1: Η αλληλεπίδραση των ελληνικών και τουρκικών στρατιωτικών δαπανών και οι επιπτώσεις του εξωτερικού θορύβου Στpαnωnκές Δαπάνες Ελλάδος Στpαnωnκές Δαπάνες Τουρκίας Ψυχpός Ιlόλεμος, ΝΑ ΤΟ, Βαλκάνια, Ιράν, Ιράκ, Κουρδικό, Καύκασος, Συρία, Βουλγαρία, Πόλεμος Κόλπου, Γw\)γκοσλαβία κλπ 75

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 2. Περιγραφή των μεταβλητών και εμπειρικά αποτελέσματα Στον Πίνακα 2, δίνονται οι συσχετίσεις των μεταβλητών που μας ενδιαφέρουν, δηλαδή οι Ελληνικές αμυντικές δαπάνες και οι Τουρκικές αμυντικές δαπάνες. Έχουν χρησιμοποιηθεί οι πρώτες διαφορές των δύο μεταβλητών έτσι ιδστε να μην περιλαμβάνουν την χρονική τάση. Από τον συντελεστή συσχέτισης φαίνεται να υπάρχει θετική συσχέτιση μεταξύ των δύο μεταβλητών. Αναλυτικότερα, για όλη την εξεταζόμενη περίοδο, 1950-1999, η συσχέτιση είναι θετική και ίση με 0.43. Στην πρώτη υπό-περίοδο, 1974-1999 η συσχέτιση είναι επίσης θετική και ίση με 0.62. Στην δεύτερη υπό-περίοδο, 1950-1974, η συσχέτιση είναι αρνητική και ίση με -0.23. Η συμμεταβλητότητα των δύο μεγεθών είναι πολύ χαμηλή και μάλιστα σε υψηλές τιμές της μίας αντιστοιχούν χαμηλές τιμές της άλλης και το αντίστροφο. Αυτό αποτελεί μία πρώτη ένδειξη της ανομοιογένειας της συνολικής υπό εξέτασης περιόδου, ήτοι 1950-99 και τούτο διότι η εισβολή στην Κύπρο το 1974 αποτέλεσε ένα σημαντικότατο κομβικό σημείο στις διμερείς σχέσεις και σηματοδοτεί την μετάβαση σε μία ποιοτικά διαφορετική σχέση μεταξύ των δύο χωρών, με περισσότερες εντάσεις και κρίσεις οι οποίες δεν αφήνουν ανεπηρέαστη κα τη όποια σχέση μεταξύ των δαπανών άμυνας καθώς είναι ευρύτατα αποδεκτό ότι έκτοτε υπάρχει μία εντατικοποίηση του εξοπλιστικού ανταγωνισμού. Η μεν Ελλάδα επιχειρεί να διατηρήσει ή και να καλυτερεύσει τον συσχετισμό δυνάμεων ή δε Τουρκία εντατικοποιεί τα εξοπλιστικά της προγράμματα ούτως ώστε να ενισχύσει την θέση της στην ευρύτερη περιοχή, αναδεικνυόμενη σε τοπική στρατιωτική υπερδύναμη, αλλά και για να πιέσει στρατιωτικά την Ελλάδα καθώς επιθυμεί την ουσιαστική αναθεώρηση των συνθηκών που διέπουν τις διμερείς τους σχέσεις και καθορίζουν τα ούνορα και τα κυριαρχικά δικαιώματα εκάστης. Από αυτά τα αποτελέσματα είναι αναμενόμενο ότι για την δεύτερη υπό-περίοδο, 1950-1974, δεν θα βρεθεί αιτιώδης σχέση μεταξύ των αμυντικών δαπανών Ελλάδας και Τουρκίας. Πίνακας 2: Συντελεστής Συσχέτισης Αμυντικών Δαπανών Ελλάδας-Τουρκίας 76 1 1 Ελληνικές Αμυντικές Δαπάνες l Τουρκικές Αμυντικές Δαπάνες 1950-1999 Εil.ηνικές Αμυντικές Δαπάνες Ι 1.0 τ 0.43 Τουρκικές ΑμυΥΤικές Δαπάνες Ι 0.43 τ 1.0 1974-1999 Ελληνικί: ς Αμυντικές Δαπάνες Ι 1.0 Τουρκικές Αμυντικές Δαπάνες Ι ' 0.62 1950-1974 Εil.ηνικές Αμυντικές Δαπάνες 1 1.0 Τουρκικές Αμυντικές Δαπάνες Ι -0.23 1 1 1 1 0.62 1.0-0.23 1.0

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Για των έλεγχο της αιτιώδους σχέσης μεταξύ αμυντικών δαπανών Ελλάδας και Τουρκίας χρησιμοποιήθηκαν ετήσια στατιστικά δεδομένα για την Ελλάδα και την Τουρκία που Καλύπτουν την χρονική περίοδο 1950-1999. Συγκεκριμένα, χρησιμοποιήθηκαν οι ακόλουθες μεταβλητές, εκφρασμένες σε λογαριθμική μορφή: οι αμυντικές δαπάνες της Ελλάδας σε σταθερές τιμές 1990, σε εκατομμύρια δολάρια ΗΠΑ (LMGR) και οι αμυντικές δαπάνες της Τουρκίας σε σταθερές τιμές 1990, σε εκατομμύρια δολάρια ΗΠΑ (LMTR). Όλα τα στατιστικά στοιχεία έχουν αντληθεί από το SIPRI ούτως ώστε να εξασφαλισθεί η ομοιογένεια των χρησιμοποιούμενων στοιχείων. Στο πρώτο στάδιο της εμπειρικής διερεύνησης, ελέγχεται ο βαθμός ολοκλήρωσης των μεταβλητών, δεδομένου ότι οι έλεγχοι αιτιώδους σχέσης είναι έγκυροι μόνον όταν οι μεταβλητές έχουν τον ίδιο βαθμό ολοκλήρωσης. Χρησιμοποιούνται οι κλασσικοί έλεγχοι για να δειχθεί εάν οι μεταβλητές έχουν μοναδιαίες ρίζες με βάση τις εργασίες των Dickey and Fuller (1979, 1981), Perron (1988), Phillips (1987) και Phillips and Perron (1988) και ένας νέος έλεγχος που αναπτύχθηκε τα τελευταία χρόνια, Enders (1995). Πίνακας 3: Έλεγχοι Υποθέσεων Μοναδιαίων Ριζών ηον Μεταβλητών OAugmeoted Dickey-Fuller (ADF) OPhillips-Perroo (ΡΡ) Ο ττ Τμ ττ Τμ LMGR -0.88-1.18 -l.15-1.76 LMTR -0.30-2.73-0.46-2.80 DLMGR -4.85* -4.88* -7.04* -6.99* DLMTR -6.03* -5.95* -5.96* -5.49* Σημειώσεις: * Επίπ ε δο στατιστική ς σημαντικότητας 5%. Οι κρίσιμες τιμές για τα ττ και τμ του ΑDF-τεστ, με 48 παρατηρήσεις σε επίπεδα σημαντικότητας 5% είναι: -2.92, χωρίς να περιλαμβάνει χρονική τάση και -3.50, περιλαμβάνει χρονική τάση. Οι ίδιες τιμές ισχύουν και γ ια το τ ε στ των Phillips-Penon. Στους Πίνακες 3, 4 και. 5 παρουσιάζοντα ι, σε επίπεδα και σε πρώτες διαφορές, οι έλεγχοι για τη στασιμότητα των στατιστικών σειρών που χρησιμοποιούνται στην εμπειρική ανάλυση. Τα συνδυασμένα αποτελέσματα των τριών ελέγχων που χρησιμοποιήθηκαν για όλες τις μεταβλητές υποδηλώνουν ότι οι υπό εξέταση χρονολογικές σειρές είναι ολοκληρωμένες πρώτου βαθμού, 1(1). Οι πρώτες διαφορές τους είναι ολοκληρωμένες μηδενικού βαθμού, Ι (Ο). 77

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠ/θΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 Για τον έλεγχο ύπαρξης μοναδιαίας ρίζας χρησιμοποιήθηκε και η μέθοδος του Enders (1995). Σύμφωνα με αυτήν την μέθοδο πρέπει να εκτιμήσουμε τις παλινδρομήσεις που δίνονται'στις εξισώσεις (1) για την Ελλάδα και (2) για την Τουρκία. (1) (2) Εάν το Dickey-Fuller (DF) τεστ για την υπόθεση ότι το γ = Ο γίνει δεκτό τότε ελέγχουμε για την ύπαρξη ντετερμινιστικής χρονικής τάσης. Εάν δεν αποδεχτούμε την υπόθεση, δηλαδή το γ * Ο, τότε συμπεραίνουμε ότι δεν υπάρχει μοναδιαία ρίζα στην συγκεκριμένη μεταβλητή και σταματάμε την διερεύνηση για την ύπαρξη μοναδιαίας ρίζας. Στην περίπτωση που θα βρούμε ότι το γ = Ο τότε συνεχίζουμε και ελέγχουμε για την ύπαρξη χρονικής τάσης: α 2 με δεδομένο ότι γ = Ο. Εάν η απάντηση είναι καταφατική τότε πρέπει να εκτιμήσουμε την εξίσωση (1) αφού αφαιρέσουμε την χρονική τάση. Εάν το DF-τεστ για γ = Ο γίνει δεκτό τότε ελέγχουμε για την ύπαρξη παρέκκλισης ( drift). Δηλαδ1i ελέγχουμε αν το α 0 = Ο με δεδομένο ότι το γ = Ο. Διαφορετικά συμπερένουμε ότι δεν υπάρχει μοναδιαία ρίζα. Έαν το α 2 7'- Ο τότε ελέγ χουμε αν το γ = Ο. Αν με κανονική κατανομή μπορούμε να επιβεβαιώσουμε ότι το γ = Ο τότε μπορούμε να συμπεράνουμε ότι το y 1 έχει μοναδιαία ρίζα. Εάν βρούμε ότι το α 0 *Ο, τότε ελέγχουμε αν το γ = Ο. Αν πάλι με κανονική κατανομή μπορούμε να επιβεβαιώσουμε ότι το γ = Ο τότε μπορούμε να συμπεράνουμε ότι το y 1 έχει μοναδιαία ρίζα. Στο τελευταίο στάδιο της διαδικασίας κατά Enders, εκτιμούμε την εξίσωση (1) χωρίς την χρονική υστέρηση και χωρίς την παρέκκλιση ( drift). Δηλαδή ελέγχουμε αν α 2 = Ο και α 0 = Ο. Αν το γ = Ο τότε μπορούμε να συμπεράνουμε ότι το y 1 έχει μοναδιαία ρίζα. Τα απο τελέσματα της παραπάνω διαδικασίας δίνονται στους Πίνακες 3 και 4. Τα επίπεδα στατιστικής σημαντικότητας ελέγχονται με βάση τα ττ που έχουν προταθεί στο Dickey and Fuller (1979). Ουσιαστικά συγκρ ίνουμε τα εκάστοτε t στατιστικά από κάθε παλινδρόμηση με τις κρίσιμες τιμές για το ττ στατιστικό. Τέλος, πρέπει να ελέγξουμε την υπόθεση μη ύπαρξης μοναδιαίων ριζών στις διαφορές, δηλαδή στα. Δgr 1 και Δtr 1. Τα αποτελέσματα δίνονται στον Πίνακα 5. Όπως μπορούμε να δούμε οι μεταβλητές έχουν μοναδιαία ρίζα. Άρα το βασικό συμπέρασμα που προκύπτει είναι ποιοτικός το ίδιο με εκείνο που προέκυψε από τους ελέγχους ADF και ΡΡ. 78

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Πίνακας 4: Έλεγχοι Υποθέσεων Μοναδιαίων Ριζών των Μεταβλητών μ~ την Μέθοδο Enders Μέθοδο Enders DF τ ι:στγια α2 = Ο ιu: α 0 = ο ιu: γ = Ο γ = Ο δι:δομi:νο ότι δ ε δομένο ότι Μετα~λ.!Jτί: s MGR ΟΧ Ι Όχι αλλά Ναι και Ναι ΝΑ Ι γ = () MTR ΟΧΙ Όχι αλλά Ναι και Ναι ΝΑΙ γ=ο γ = Ο Μοναδιαία Ρίζα ΝΑ Ι ΝΑΙ Υ = Ο Πίν ακας 5: Έλεγχοι Υποθέσεων Μοναδιαίων Ριζών των Μετ αβλητών για τα Δgr 1 και Δtr 1 Augmented Dickey-Fuller Μ~:ταβλητές Χωρίς Χρο\ ική Υστέρηση (1) Μι: Χ ρονική Υστ έ ρηση (2) ΔMGR -5.22* -5.19* ΔΜΤR -6.03* -6.88* Σημειώσεις: ~ * Επίπεδο στατιστική ς σημαντικότητας 5%. Οι κρίσιμες τιμές για τα ΑDF-τεστ, με 48 παρατηρήσεις σ ε επίπεδα σημαντικότητα ς 5% ε ίν αι: -2.92, χωρίς να περιλαμβάνει χρονική τάση και -3.50, περιλα μ βάν ε ι χρονική τάση. Στην συνέχεια χρειάζεται να ελεγχθεί η ύπαρξη μακροχρόνιας σχέσης ανάμεσα στις δύο μεταβλητές. Συγκεκρ ιμένα, ελέγχεται η ύπαρξη σχέση ς συ νολοκλήρωσης μεταξύ των δύο μεταβ λητών με τη χρησιμοποίηση της οικονομετρικής μεθοδολογίας της μέγιστης πιθανοφάν ε ιας, όπως έχε ι αναλυθεί από τον Johansen (1988) και Johansen and Juselius (1990, 1992). Στην εκτίμηση του διανυσματικού αυτοπαλίνδρομου υποδείγματος (V AR ) χρησιμοποιήθηκε μια χρονική υστ έρηση και ένας σταθερός όρ ος. Οι στατιστικοί έλεγχο ι έδει ξαν ότι στην περίπτωση μας οι δύο μεταβλητέ ς δεν κατευθύνονται μαζί από κοινές τάσεις και άρα δεν υπάρχει ούτε ένα διάνυσμα συνολοκλήρωση ς σε επίπεδο σημαντικότητας 5% και 10% μεταξύ των δύο μεταβλητών για τις χρο- 79

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 νικές περιόδους 1950-1999 και 1950-1974. Επόμενος δεν μπορούμε να εφαρμόσουμε τα διανυσματικά υποδείγματα διόρθωσης σφάλματος που περιλαμβάνουν έναν όρο διόρθωσης σφάλματος με χρονική υστέρηση στα υποδείγματα αυτών των χρονικών περιόδων. Στον Π ίνακα 6 συνοψίζονται τα αποτελέσματα της ανάλυσης συνολοκλήρωσης. Οι στατιστικοί έλεγχοι ( eigenνalue και trace statistic) δείχνουν ότι ο ι δύο μεταβλητές κατευθύνονται από κοινές τάσεις μόνο κατά την χρονική περίοδο 1974-1999. Άρα συνηγορούν υπέρ της ύπαρξης ενός διανύσματος συνολοκλήρωσης σε επίπεδο σημαντικότητας 5% και 10% μεταξύ των δύο μεταβληηί>ν. Η ύπαρξη συνολοκλήρωσης κατά την χρονικό περίοδο 1974-1999 σημαίνει ότι οι περιστασιακές ή προσωρινές αποκλίσεις από τη μακροχρόν ια σχέση, μακροχρονίως οι δυνάμεις του συστήματος οδηγούν στη σύγκλιση. Για να προσδιοριστεί ο αριθμός των χρονικών υστερήσεων των μεταβλητών που θα χρησιμοποιηθούν στην εκτίμηση του V AR, εκτιμήθηκαν τέσσερις εκδοχές του συστήματος με τέσσερις, τρεις, δύο και μία χρονική υστέρηση. Στην συνέχεια έγινε ο έλεγχος για την σωστή επιλογή του V AR με τα κριτήρια AIC (Akaike Information Criterion) και SBC (Schwarz Bayesian Criterion). Με βάση αυτά τα κριτήρια θα πρέπει πάντα να επιλέγουμε το V AR με την υψηλότερη τιμή στο AIC ή SBC. Συγκεκριμένα, όπως φαίνεται από τα αποτελέσματα του Πίνακα 6 πρέπει να χρησιμοποιήσαμε το υπόδειγμα V AR = 1 στην διαδικασία εκτίμησης της συνολοκλήρωσης μεταξύ των δύο μεταβλητών. Για την εκτίμηση της αιτιώδους σχέσης μεταξύ των δύο μεταβλητών βασιζόμαστε σε δυο υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος. Πρώτο, στο υπόδειγμα κατά Daνidson, Hendry, Srba και Υ eo (1978) και δεύτερο στο διανυσματικό υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος (VECM), εφόσον οι μεταβ λητές βρέθηκαν να είναι ολοκληρωμένες κατά την χρονική περίοδο 1974-1999. Συγκεκριμένα οι Daνidson, Hendry, Srba και Υ eo (1978) χρησιμοποίησαν έναν ομογενή μηχανισμό διόρθωσης σφάλματος σε ένα υπόδειγμα που αφορούσε την ιδιωτική κατανάλωση στην Αγγλία κατά την χρονική περίοδο 1950(1)-1970(1V). Ο όρος διόρθωσης σφάλματος στο υπόδειγμα ήταν η διαφορά μεταξύ των λογάριθμων των δυο μεταβλητών (κατανάλωση και εισόδημα) με τέσσερις χρον ικές υστερήσεις. Το υπόδειγμα που εκτίμησε ο Daνidso n είχε την ακόλουθη μορφή: ΔΥ 1 = α + βδζ 1 + γ(υι-ί - Z 1 _i) + ε t Το πρόσημο στον συντελεστή του όρου διόρθωσης σφάλματος (γ), το οποίο θα πρέπει να είνα ι αρνητικό, θεωρήθηκε σπουδαιότερο από την ίδια την στατιστική σημαντικότητα του. Ο τρόπος με τον οποίο έγινε η διόρθωση του σφάλματος στην εξαρτημένη μεταβλητή υπονοε ί την ύπαρξη μιας μακροχρόνιας σχέσης μεταξύ των μεταβλητών ανεξάρτητα από την διαχρονικά αυξητική τους τάση. Κατά συνέπεια το υπόδειγμα του Daνid son στην πραγματικότητα περιέχει την ολοκλήρωση των δύο μεταβλητών, με δεδομένο όμως ότι η κάθε χρονολογική σειρά είναι ολοκληρωμένη πρώτου βαθμού. 80

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Πίνακας 6: Έλεγχοι Συνολοκλήρωσης Johansen και Juselius Μεταξύ Ελληνικών και Τουρκικών Αμυντικών Δαπανών. Μεταβλητές: LMGR, LMTR, VAR =1 195θ-1999 Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική Eigenvalue Κρίσιμη Τιμή Κρίσψη Τιμή Υπόθεση 5 /ο lθ% r = Ο r = 1 2.70 14.80 12.98 r < 1 r = 2 0.40 8.07 6.5 Υπόθεση μηδ έ\' Εναλλακτική Trace Κρίσιμη Τιμή Κρίσιμη Τιμή Υπόθεση 5 /ο lθ% r=o r = 1 3.10 17.86 15.75 r < I r = 2 0.40 8.07 6.05 1974-1999 Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική Eigenvalue Κρίσιμη Τιμή Κρίσιμη Τιμή Υπόθεση 5% 10% r= Ο r = 1 16.07* 15.87 13.81 r < 1 r = 2 2.00 9.16 7.53 Υπόθεση μηδέν Εναλλακτιι.."ή Trace Κρίσιμη Τιμή Κρίσιμη Τιμή ~ Υπόθεση 5 /ο 1θ% r =Ο r = 1 18.08** 20.18 17.88 r < 1 r = 2 2.00 9.16 7.53 195θ-1974 Υπόθι: ση μηδί:ν Εναλλακτική Eigenvalue Κρίσιμη Τιμή Κρίσιμη Τιμή Υπόθεmι 5% lθ% - r = Ο r = 1 3.42 14.88 12.98 r < 1 r = 2 0.15 8.07 6.50 Υπόθ ι:ση μηδέν Εναλλακτική Trace Κρίσιμη Τιμή Κρίσιμη Τιμή Υπόθεmι 5% lθ% r = Ο r = 1 3.58 17.86 15.75 r < 1 r = 2 0.15 8.07 6.50 f@-\\,~f ~:~ m"!j.f: g,, ~~~t:... ~../Π' *',. ' (;.,.,,. Τεστ για τον αριθμό χρονικών υστερήσεων του VAR " :w Jl Akaike lnfonnation Cήterion Schwarz Bayesian Cήteήon -35.42 25.36 r = 3 35.85 28.30 r = 2 34.36 29.33 r = 1 - ΣημειώσεJ& Το r υποδηλώνει το αριθμό των σχέσεων συνολοκλήρωσης. Ο έλεγχος των λόγων πιθανοφάνειας συγκρίνεται με τις κρίσιμες τιμές των Johansen και Juselius (1990). * Απόρριψη της υπόθεσης μηδέν σε επίπεδο σημαντικότητας 5%. **Απόρριψη της υπόθεσης μηδ έν σε επίπεδο σημαντικότητας 10%. ' 81

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 Στον Πίνακα 7 ελέγχουμε την υπόθεση μη ύπαρξης μοναδιαίας ρίζας στα κατάλοιπα που θα περιληφθούν στο υπόδειγμα (VECM) για τον έλεγχο της αιτιώδους σχέσης κατά Granger. Πράγματι, από τον πίνακα 7 φαίνεται ότι τα κατάλοιπα δεν έχουν μοναδιαία ρίζα. Πίνακας 7: ~Ελεγχοι Υποθέσεων Μη Υπαρξης Μοναδιαίων Ριζών στα Κατάλοιπα κατά την Χρονική Περίοδο 1974-1999. OAugmented Dickey-Fuller (ADF) DPhillips-Perron (PP)D ττ τμ ττ τμ LMGR και LMTR -2.18* -4.24* -4.39* -5.07* Σημειώσεις: Επίπεδο στατιστικής σημαντικότητας 5%. Οι κρίσιμες τιμές για το ΑDF-τεστ, με 26 παρατηρήσεις σε επίπεδα σημαντικότητας 5% είναι : -1.95, χωρίς να περιλαμβάνει χρονική τάση και -3.62, περιλαμβάνε ι χρονική τάση. Οι κρίσιμες τιμές για το ΡΡ-τεστ, με 26 παρατηρήσεις σε επίπεδα σημαντικότητας 5% είναι: -1.95, χωρίς να περιλαμβάνει χρονική τάση και -3.60, περιλαμβάνει χρονική τάση. Συγκεκριμένα, στους Πίνακες 8 και 9 παρουσιάζονται τα ευρήματα σχετικά με την αιτιώδη σχέση κατά Granger. Η αιτιώδης σχέση κατά Granger στην περίπτωσή μας βασίζεται σε δύο υποδείγματα. Στο υπόδειγμα του Davidson και στο διανυσματικό υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος (VECM) για την χρονική περίοδο 1974-1999 για την οποία βρέθηκε ότι υπάρχει σχέση συνολοκλήρωσης μεταξύ των δυο μεταβλητών. Τα κατάλοιπα που προκύπτουν από την παλινδρόμηση συνολοκλήρωσης με μία χρονική υστέρηση στο διανυσματικό υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος (VECM) για την χρονική περίοδο 1974-1999 για την οποία βρέθηκε ότι υπάρχει σχέση συνολοκλήρωσης μεταξύ των δυο μεταβλητών. Τα κατάλοιπα που προκύπτουν από την παλινδρόμηση συνολοκλήρωσης με μία χρονική υστέρηση περιλαμβάνονται στο υπόδειγμα για τον έλεγχο της αιτιώδους σχέσης κατά GrangeιΌ Παραπάνω αναφέραμε πώς το υπόδειγμα του Davidson, Hendry, Srba και Yeo (1978) περιέχει ένα είδος μεταβλητής που λειτουργεί σαν όρος διόρθω \Jης σφάλματος επίσης με χρονική υστέρηση, ο οποίος εκτιμά τη μακροχρόνια ανισορροπία. Το μέγεθος και η στατιστική σημαντικότητα του όρου μακροχρόνιας ανισορροπίας σε κάθε εξίσωση προσδιορίζει την ταχύτητα με την οποία η κάθε εξαρτημένη μεταβλητή τείνει να επανέλθει στη μακροχρόνια ισορροπία της. Τα υποδείγματα για την Ελλάδα και την Τουρκία δίνονται από τις εξισώσεις (3) και ( 4) αντίστοιχα. (3) 82 (4)

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Ο προσδιορισμός της κατεύθυνσης της αιτιώδους σχέσης πετυχαίνεται μ ε τον έλεγχο της στατιστικής σημαντικότητας των ομάδων των συντελεστών αι και βz που έχουν εκτιμηθεί με την μέθοδο' των ελαχίστων τετραγώνων. Τα διανυσματικά υποδείγματα διόρθωσης σφάλματος (VECM) για την χρονική περίοδο 1974-1999 για την οποία βρέθηκε ότι υπάρχει σχέση συνολοκλήρωσης μεταξύ των δυο μεταβλητών δίνονται από τις εξισώσεις (5) και ( 6) αντίστοιχα. (5) (6) i = Ι... η. Οι στατιστικοί έλεγχοι των τεσσάρων εκτιμώμενών παλινδρομήσεων καταδεικνύουν την ύπαρξη αμφίδρομης αιτιώδους σχέσης κατά Granger μεταξύ των δύο μεταβλητών. Θα πρέπει να αναφερθεί ότι οι παραπάνω εξισώσεις εκτιμήθηκαν για όλη την περίοδο, 1950-1999 και δύο υπό-περιόδους. Η πρώτη υπό-περίοδος περιλαμβάνει τα έτη από το 1974 μέχρι το 1999 και τέλος η δεύτερη υπό-περίοδος περιλαμβάνει τα έτη από το 1950 μέχρι το 1974. Σε αυτήν την τελευταία υπό-περίοδο δεν βρέθηκε να υπάρχει αιτιώδης σχέση κατά Granger μεταξύ των δύο μεταβλητών. Το αποτέλεσμα αυτό ήταν αναμενόμενο, διότι πριν το 1974 οι Ελληνικές και Τουρκικές αμυντικές δαπάνες αλληλοεπηρεάζονταν σε πολύ μικρότερο βαθμό σε σχέση με την χρονική περίοδο μετά το 1974 με την τουρκική εισβολή στην Κύπρο και τις διμερείς ελληνοτουρκικές διαφορές που αποτέλεσαν και αποτελούν ακόμα την κύρια αιτία και προσδιοριστικό παράγοντα των ελληνικ(δν αμυντικών δαπανών τα τελευταία εικοσιπέντε χρόνια. Ο στατιστικός έλεγχο ς Wald που παρουσιάζεται στον Πίνακα 8, ακολουθεί την κατανομή χ2 με βαθμούς ελευθερίας ίσους με τον αριθμό των ελεγχόμενων περιορισμών, εφαρμόζεται για τον έλεγχο της στατιστικής σημαντικότητας του αθροίσματος των χρονικών υστερήσεων καθεμίας από τις μεταβλητές και ο στατιστικός έλεγχος t του όρου των διαφορών μεταξύ των δύο μεταβλητών υποδηλώνουν στατιστικά την κατά Granger εξωγένεια ή ενδογένεια της εξαρτημένης μεταβλητής. Στην περίπτωση μας η στατιστική σημαντικότητα του όρου των διαφορών των δύο μεταβλητών στα υποδείγματα κατά τις χρονικές περιόδους 1950-1999 και 1974-1999 φανερώνει ενδογένεια. Δηλαδή και από την στατιστική σημαντικότητα των πρώτων διαφορών των ερμηνευτικών μεταβλητών με μία χρονική υστέρηση, εξάγεται το συμπέρασμα για την παρουσία αιτιώδους σχέσης κατά Granger. Τα αποτελέσματα από τα Wald-τεστ φανερώνουν ότι οι Ελληνικές και Τουρκικές αμυντικές δαπάνες δεν είναι αυτόνομές, αλλά το μέγεθός τους 83

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 εξαρτάται από το μέγεθος των Τουρκικών αμυντικών δαπανών σε μεγαλύτερο βαθμό από ότι το μέγεθος των Τουρκικών αμυντικών δαπανών εξαρτάται από τις Ελληνικές αμυντικές δαπάνες. Δήλαδή, οι ασκούντες αμυντική πολιτική στην Ελλάδα προσδιορίζουν το ύψος των αμυντικών δαπανών με βάση το ύψος των αμυντικών δαπανών της Τουρκίας. Στον Πίνακα 9 επιβεβαιώνονται τα αποτελέσματα του Πίνακα 8, δηλαδή, κατά την εξεταζόμενη περίοδο (1974-1999) υφίσταται αμφίδρομη αιτιώδης σχέση μεταξύ των δύο μεταβλητών. Με αυτό τον τρόπο ενισχύεται ακόμα περισσότερο η άποψη ότι η αιτιώδης σχέση δεν έχει μεταβληθεί τα τελευταία χρόνια. Η παρούσα μελέτη διαφέρει από τις προηγούμενες που ερευνούν την ίδια αιτιώδη σχέση για την Ελλάδα, αφού κατά την εξεταζόμενη περίοδο περιλαμβάνονται τα μεγέθη των αμυντικών δαπανών κατά τα τελευταία χρόνια, έχουν χρησιμοποιηθεί διαφορετικές οικονομετρικές μέθοδοι, ενώ τα ποιοτικά αποτελέσματα της ε ίναι σύμφωνα με εκείνα των προηγούμενων. Κατά την εξεταζόμενη περίοδο (1950-1999) υφίσταται αμφίδρομη αιτιώδης σχέση μεταξύ των δύο μεταβλητών. Το ίδιο ισχύει για την δεύτερη υπό-περίοδο (1974-1999). Έτσι ενισχύεται η άποψη ότι η αιτιώδης σχέση δεν έχει μεταβληθεί τα τελευταία χρόνια. Κατά την χρονική περίοδο (1950-1974) δεν βρέθηκε να υπάρχει αιτιώδης σχέση μεταξύ των δύο μεταβλητών. Με αυτόν τον τρόπο ενισχύεται η άποψη ότι πριν το 1974 οι Ελληνικές και Τουρκικές αμυντικές δαπάνες δεν αλληλοεπηρεάζονται ή αν επηρεαζόταν τότε όχι σε μεγάλο βαθμό ώστε τα αποτελέσματα να είναι στατιστικά σημαντικό. Η περίοδος μετά το 1974 ήταν χαρακτηριστική για την ανοδική τάση των αμυντικών δαπανών λόγω της Ελληνοτουρκικής αντιπαράθεσης, ιδιαίτερα μετά την Τουρκική εισβολή στην Κύπρο το καλοκαίρι του 1974. Το γεγονός αυτό αποτέλεσε και τον κύριο προσδιοριστικό παράγοντα για τις αμυντικές δαπάνες στην Ελλάδα τις τελευταίες δεκαετίες. 84

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 Πίνακας 8: Αποτελέσματα Αιτιώδους Σχέσης με Βάση τα Υποδείγματα Διόρθωσης Σφάλματος κατά Davidson. 1950-1999 Έλεyχ,ος Υποθέσεως F-τεστ t-τεστ Wαld-τεστ αl =Ο 6.06* 3.37* 11.40* α2 =Ο -1.18 βl =ο 7.24* 3.44* 11.38* β2 =ο -1.82* 1974-1999 Έkγχος Υποθέσεως F-τεστ t-τεστ Wαld-τεστ αl =Ο 7.88* 3.93* 15.50* α2 = Ο -0.78 βl =ο 7.80* 3.93* 15.50* β2 =Ο -0.71 1950-1974 Έkγχος Υποθέσεως F-τεστ t- τεστ Wαld-τεστ αl =Ο 0.85-0.88 0.79 α2 = Ο -0.68 Σημειώσεις Επίπεδο στατιστική ς ση μαντ ικότη τας 5%. 85

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠ/θΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 Πίνακας 9: Αποτελέσματα Αιτιώδους Σχέσης με Βάση τα Διανυσματικά Υποδείγματα Διόρθωσης Σφάλματος (VECM) 1974-1999 Έληχος Υποθέσεως α11 = α12 = α13 = α14 =Ο F-τεστ 3.61* t-τεστ 1.78* -4.98* Ρ21 = Ρ22 =Ο Ρ22 =Ο λ1 =ο 4.00* 2.33* -3.32* Σημειώσεις: * Επίπεδο στατιστικής σημανιικότητας 5%. 3. Συμπεράσματα 86 Η εργασία αυτή είχε σαν στόχο της να διερευνήσει την σχέση μεταξύ των Ελληνικών και Τουρκικών αμυντικών δαπανών. Αρχικά έγινε μία ανάλυση των αμυντικών δαπάνες των δύο χωρών διότι αποτελούν αντιπροσωπευτικό δείκτη των διαχρονικών διακυμάνσεων στις διμερείς σχέσεις τους. Κατόπιν, διερευνήθηκε κατά πόσον υφίσταται μακροχρόνια σχέση μεταξύ των Ελληνικών και Τουρκικών αμυντικών δαπανών κατά την περίοδο 1950-1999. Τα εμπειρικά αποτελέσματα ενισχύουν την υπόθεση ότι υπάρχει μακροχρόνια σχέση μεταξύ των δύο μεταβλητών και ότι, ενώ ενδέχεται οι μεταβλητές αυτές να έχουν περιστασιακές αποκλίσεις από την μακροχρόνια σχέση, προοδευτικά οι δυνάμεις του συστήματος τις οδηγούν σε σύγκλιση. Η εκτίμηση του υποδείγματος έγινε με δύο τρόπους : α) με το υπόδειγμα κατά Daνidson, Hendry, Srba και Yeo (1978) και β) με το διανυσματικό υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος (VECM), εφόσον οι μεταβλητές βρέθηκαν να είναι ολοκληρωμένες κατά την χρονική περίοδο 1974-1999. Τα εμπειρικά αποτελέσματα μας

XRISTOS KOLLIAS, SOUZANNA PALEOLOGOU - REVIEW OF ECONOMIC SCIENCES - Νο 5 (2004), 65-88 οδηγούν σε ορισμένες διαπιστώσεις. Πρώτον, την ύπαρξη αμφίδρομης αιτιώδους σχέσης κατά Granger μεταξύ των δύο μεταβλητών κατά την χρονική περίοδο 1950-1999 και 1974-1999. Δεύτερον, η ύπαρξη σχέσης συνολοκλήρωσης που βρέθηκαι να υπάρχει μεταξύ των δύο μεταβλητών στην χρονική περίοδο 1974-1999 αποκλείει την πιθανότητα η σχέση να είναι πλασματική και υποδηλώνει την ύπαρξη αιτιώδους σχέσης κατά Granger. Τρίτον, τα στατιστικά αποτελέσματα των Wald-test συνηγορούν υπέρ της άποψης ότι οι Ελληνικές και Τουρκικές αμυντικές δαπάνες δεν είναι αυτόνομές. Το μέγεθός των Ελληνικών αμυντικών δαπανών εξαρτάται από το μέγεθος των Τουρκικών αμυντικών δαπανών σε μεγαλύτερο βαθμό από ότι το μέγεθος των Τουρκικών αμυντικών δαπανών εξαρτάται από τις Ελληνικές αμυντικές δαπάνες. Δηλαδή, οι ασκούντες αμυντική πολιτική στην Ελλάδα προσδιορίζουν το ύψος των αμυντικών δαπανών με βάση το ύψος των αμυντικών δαπανών της Τουρκίας. Βιβλιοη~αφία ΕΛΛΗΝΙΚΉ Αλειφαντής, Σ. & Ε. Χωραφάς (2000) [Επιμ. Έκδ.] ~ρονο Διεθνές Σύστημα & Ελ Δ_@_g, Στρατηγικές Εκδόσεις Αλειφαντής, Σ. (1996) "Ελληνική εξωτερική πολιτική: στρατηγικά προβλήματα και διλήμματα πολιτικής" στο Επετηρίδα ΙΔΙΣ 1996, Εκδόσεις Σιδ έρης Αλεξανδρής, Α., Θ. Βερέμης, Π. Καζάκος, Β. Κουφουδάκης, Χ. Ροζάκης & Γ. Τσιτσόπουλος (1991) Οι Ελληνοτουρκικές Σχέσεις 1923-1987, Εκδόσεις Γνώση Αντωνάκης, Ν. (1985) "Οικονομική ανάλυση των αμυντικών δαπανών στην Ελλάδα" ΣΠΟΥΔΑΙ, Τόμος ΑΕ', Τεύχος 3-4 Βερέμης, Θ. (1998) Ιστορία των Ελληνοτουρκικών Σχέσεων 1453-1998, Εκδόσεις Σιδ έρης Κόλλιας, Χ. (2001) Ελλάδα -Τουρκία. Άμυνα, Οικονομία και Εθνική Στρατηγικ1j, Εκδόσεις Πατάκη Κόλλ ιας, Χ. (2000) "Άμυνα, οικονομία και εθνική στρατηγική " στο Σ. Αλειφαντής & Ε. Χωραφάς [Επιμ. Έκδ.] Κόλλιας, Χ. ( 1998) Η Πολιτική Οικονομία της Άμυνας, Εκδόσεις Παρατηρητής Κόλλιας, Χ. (1997) 'Ό ελληνοτουρκικός συσχετισμός ισχύος και οι ελληνικές αμυντικές δαπάνες", Βήμα Διεθνών Σχέσεων, Τεύχος 5 Παπασωτηρίου (1994) Τα Βαλκάνια μετά το τέλος του Ψυχρού Πολέμου, Εκδόσεις Παπαζήσης ΞΕΝΟΓΛΩΣΣΗ Brauer, J. (2001) "Turkey and Greece: a comprehensiνe survey of the defence economics literature" forthcoming ίη C. Kollias & G. Gunluk-Senesen Greece and Turkey ίη the ~-~ Cent!!!}',_The Political Economy Pern:!ectiνe Charemza, W and Deadman, D (1997), New Directions ίη Econometric Practice, Edward Elgar, Second Edition. Daνidson, J, Hendry, D, Srba, F and Yeo, S (1978), Econometric Modelling of the Aggregate Time-Series Relationship between Consumers' Expenditure and lncome ίη the United Κingdom, Economic Journal (88), pp. 661-692. Dickey, D and Fuller, W (1979), Distribution of the Estiιnators for Autoregressiνe Time Series with Unit Root, Journal of American Statistical Association (74), pp. 427-431. 87

ΧΡΗΣΤΟΣ ΚΟΛΛΙΑΣ, ΣΟΥΖΑΝΝΑ ΠΑΛΑΙΟΛΟΓΟΥ - ΕΠΙθΕΩΡΗΣΗ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ - Τεύχος 5 (2004), 65-88 88 Dickey, D and Fuller, W (1981), The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica ( 49), pp. 1057-1076. Dunne, Ρ., Ε. Nikolaidou & R. Smith (2001), Άrms Race Models and Econometric Applications', Forthcoming ίη Levine, P.,.Sen, S. & Smith, R. [eds] (2001), The Arms Trade, Security and Conflict, Harwood Academic Publishers Enders, W (1995), Applied Econometric Time Series, Jol1n Wiley & Sons, lnc, Canίlda. Engle, R and Granger, C (1987), Cointegration and Error Correction: Represantation, Estimation and Testing, Econometrica (55), pp. 251-276. Georgiou, G. (1990) ''Is there an arms race between Greece and Turkey? Some preliminary econometric results", Cyprus Joumal of Economίcs, Vol 3 Νο 1 Georgiou, G.M., Ρ. Τ. Kapopoulos, and Sophia Lazaretou. "Modelling Greek-Turkisl1 Rivalry: Απ Empirical Investigation of Defence Spending Dynamics.".louι-nal of Peace Research Vol. 33 Νο. 2 Hendry, D and Ericsson, Ν (1991), Απ EconometΓic Analysis of LJK Money Demand in "Monetary Trends ίη the United States and the United Κingdom " by Milton Friedmand and Anna Schwartz, American economic Review (81), pp. 8-38. Johansen, S (1988), Statistical and Hypothesis Testing of Cointegπιtion Vectors, Journa! of Economic Dynamics and Control (12), pp. 231-254. Johansen, S and Juselius, Κ (1990), Maximum Likelihood Estimation and Inference οη Cointegration-with App!ications to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Eco noιnics (52), pp. 169-210. Johansen, S and Juselius, Κ (1992), Testing Structural Hypotheses ίη a Multivariate Cointegration Analysis of ΡΡΡ and the UIP for UK, Journal of Econometrics (53), pp. 211-244. Kollias, C. (1996) "The Greek-Turkish conflict and Greek militar)' expenditure 1962-90", Joumal of Peace Research, Vol 33, Νο 2 Kollias, C. (1994) ''Is there a Greek-Turkish arms race? The view fron1 Athens", Cyprus Journal of Economίc:,-, Vol 7 Νο 1 Kollias, C and Makrydakis, S (1997), Is There a Greek-Turkisl1 Arms Race?: Evidence from Cointegration and Causality Tests, Defence and Peace Economics (8), pp. 355-379. Majeski, S. (1985) ''Expectations and arms races", Ameιican Jounιal of Polίtίca l Sc ίen ce, Vol 29 Majeski, S. & D. Jones (1981) "Arms race modeling. C a ιιs a lity analysis and model specification", Jσumaf of Conflίct Resolutίon, Vol 25, Νο 2 Perron, Ρ (1988), Trends and Random Wa!ks ίη Macroeconomic Time Series: Further Evidence from a New Approach, Journal of Econoιnic Dynarnics and Control (12), pp. 297-332. Phillips, Ρ (1987), Time Series Regression with a Unit Root, Econometrica (55), pp.277-346. Phillips, Ρ and Perron, Ρ (1988), Testing for a Unit Root in Time Series Regression, Biometrica (75), pp. 335-346. Refenes, Α., C. Kollias & Α. Zapranis (1995) 'Έχteι-πa! security determinants of greek military expenditure: an empirical investigation using neural netwoι ks", Defence Economίcs and Peace Economί cs, Vol 6, Νο 1 Smith, R., Dunne, Ρ. & Nikolaidou, Ε. (2000), 'The Eco noιnetrics of Arιn s Races', Defence and Peace Economίcs, Vol 11 Stavrinos, V. (1992) "Defense expenditures in arms competition: madelling and causality analysis" Greek Ecorιomίc Revίew," Vol 14, Νο 1 Stockholm International Peace Research lnstitute, Yearbook (various issues), Taylor & Francis, London.