Kaarzyna Śledziewska Wydział Nauk Ekonomicznych, Uniwersye Warszawski Barosz Wikowski Insyu Ekonomerii, Szkoła Główna Handlowa Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej Sreszczenie Głównym celem badania prezenowanego w arykule jes weryfikacja wysępowania efeku domina przy zawieraniu umów handlowych przez kraje Unii Europejskiej z krajami spoza Unii. Rozważania eoreyczne pozwalają na wyciągnięcie wniosków odnośnie moywów podpisywania nowych umów RTA. Według eorii domina (Baldwin 1995), rząd reporera, kóry będzie decydował się na podpisanie umowy RTA z krajem parnerskim, robi o ze względu na umowy handlowe wcześniej zaware przez kraj parnerski z innymi krajami, a główną przyczyną jes efek przesunięcia, kóry mógłby doknąć reporera. W analizie wykorzysany jes model logiowy dla danych panelowych, zaś efek przesunięcia mierzony jes liczbą umów podpisanych przez kraj parnerski, sopniem współpracy (ypem zawarej umowy) oraz wielkością preferencyjnego handlu. Wysępowanie efeku domina znajduje powierdzenie w opisywanych w lieraurze badaniach w odniesieniu między innymi do rozszerzenia Unii Europejskiej, jednak orzymane przez auorów wyniki nie powierdzają wysępowania efeku domina przy decyzji o zawieraniu nowych umów RTA przez kraje UE. Słowa kluczowe: inegracja gospodarcza, Poliyka handlowa, Unia Europejska, Efek domino, Efek przesunięcia, Dane panelowe, Model logiowy dla danych panelowych Absrac Domino effec and he European Union s Common Commercial Policy The main objecive of he sudy described in he aricle is o verify he domino effec when concluding regional rade agreemens (RTAs) by he counries of he European Union wih parners from ouside EU. Conclusions, based on heoreical consideraions, migh be drawn abou he moives of signing new RTAs. According o he domino heory (Baldwin 1995), he main reason for a reporer counry o sign o a RTA is he rade diversion effec. I has been hypohesized ha governmens decide on
198 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski signing a RTA wih a parner counry ha had previously signed he rade agreemens wih oher counries. In our empirical sudy we use a logi model for panel daa, and he diversion effec is measured by he number of conracs signed by he parner counry, he degree of cooperaion (a ype of agreemen) and he volume of preferenial rade. The exisence of domino effec is confirmed by previous sudies described in lieraure by oher auhors wih respec o, among ohers, widening he European Union. However, he resuls obained by us do no confirm he presence of he domino effec in he considered case of signing new RTAs wih counries from ouside EU. Key words: Economic inegraion, Trade policy, European Union, Domino effec, Trade diversion effec, Panel daa, Logi model for panel daa 1. Wprowadzenie Celem arykułu jes analiza przyczyn, dla kórych Unia Europejska angażuje się w podpisywanie regionalnych umów handlowych (RTA, Regional Trade Agreemens), a w szczególności, czy wysępuje w ym przypadku opisany przez Baldwina (1995) efek domina. Na bazie analizy eorii inegracji gospodarczej badamy związek między decyzją o podpisaniu kolejnej umowy przez UE a relacjami handlowymi wiążącymi poencjalnego parnera z innymi krajami. Śledzenie procesów i nowych umów regionalnych podpisywanych w ramach wspólnej poliyki handlowej (WPH) jes porzebne z kilku powodów. UE jes najbardziej akywnym uczesnikiem procesów regionalizmu na świecie i w ramach prowadzonej WPH podpisała najwięcej umów regionalnych. Umowy e doyczą bezpośrednio również Polski, kóra po akcesji przesała prowadzić auonomiczną poliykę handlową sając się uczesnikiem WPH Unii Europejskiej a kwesie doyczące handlu są regulowane przez Traka WE (obecnie Traka o Funkcjonowaniu UE). W pierwszej części opracowania omówiono umowy RTA prowadzące do uworzenia sref wolnego handlu, unii celnych oraz bardziej zaawansowanych form inegracji gospodarczej. Nasępnie przedsawiona jes eoria inegracji gospodarczej, w szczególności analizy z zakresu ekonomi poliycznej, kóre w modelowy sposób określają moywy pańsw do podpisywania kolejnych umów regionalnych, w szczególności opisana jes sformułowana przez Baldwina eoria domina. Kolejną część pracy sanowi empiryczna weryfikacja hipoezy o wysępowaniu eorii domina w poliyce handlowej UE po 1995 roku. W przeprowadzonym badaniu zbadany zosał wpływ umów handlowych zawarych przez poencjalnych parnerów z innymi pańswami na decyzję reporera o zawarciu z nimi umowy handlowej. Rozdział rzeci
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 199 sanowi syneyczny opis zasosowanej meody badawczej, zaś czwary zawiera orzymane wyniki empiryczne. Osani rozdział zawiera krókie podsumowanie najważniejszych orzymanych wniosków. 2. Regionalne umowy handlowe (RTA) Regionalne umowy handlowe podpisywane są przez kraje rozwinięe jak i rozwające się. Powsanie RTA pomiędzy krajami rozwinięymi wymaga wprowadzenia pełnej liberalizacji przepływu dóbr w ramach srefy wolnego handlu (FTA free rade agreemen) lub unii celnej (CU cusums union), naomias nie ma akich wymogów w sosunku do pańsw rozwających się, kóre mogą podpisywać porozumienia o niepełnej dyskryminacyjnej liberalizacji handlu (PSA parial scope agreemen). RTA mogą doyczyć liberalizacji przepływu dóbr jak i usług. Decydując się na rozszerzenie FTA bądź CU o liberalizację usług, kraje podpisują dodakowo umowę o inegracji gospodarczej (EIA, economic inegraion agreemen). PSA jes umową przewidzianą jedynie dla krajów rozwających się, na mocy kórej częściowo zniesione zosają cła i ilościowe ograniczenia handlu. Na le pozosałych RTA, ego rodzaju umowa może być porakowana jako najsłabsza, czy eż w najmniejszym sopniu inegrująca dwa kraje. Na mocy kolejnej z umów, FTA, zniesione zosają cła i ilościowe ograniczenia handlu. W en sposób produkom z krajów worzących srefę wolnego handlu umożliwia się bezcłowy dosęp do rynków parnera. Wymiana produków pochodzących z pańsw objęych FTA jes w pełni swobodna, naomias handel owarami pochodzącymi z pańsw rzecich pozosaje ograniczony insrumenami poliyki handlowej. Pańswa należące do srefy wolnego handlu nie prowadzą jednak wspólnej poliyki handlowej w sosunku do pańsw spoza inegrującego się obszaru. Każde pańswo członkowskie nadal sosuje bowiem własne cła w konakach z pańswami spoza FTA. W ramach CU, poza zniesieniem barier w przepływie dóbr między pańswami parnerskimi, wprowadzona zosaje wspólna, zewnęrzna aryfa celna oraz wspólna poliyka handlowa w sosunku do pańsw rzecich. CU różni się zaem od FTA ym, że kraje unii sosują e same cła na impor owarów spoza jej obszaru, nie urzymując narodowych sawek celnych. Wprowadzenie wspólnej zewnęrznej aryfy celnej oznacza, że pańswa należące do CU dobrowolnie rezygnują z prowadzenia samodzielnej poliyki handlowej i decydują o wspólnym prowadzeniu poliyki handlowej ugrupowania.
200 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski W przypadku umów ypu FTA i CU, sosowane jes w wielu przypadkach rozszerzenie EIA. Jes ono porozumieniem powsającym na bazie arykułu V GATS, kóre reguluje powsawanie umów o wolnym handlu usługami. Wprowadzenie swobodnego handlu usługami wymaga obecności na rynku parnera oraz swobodnego przepływu zarówno konsumenów jak i producenów usług, o zaś wymaga głębszej inegracji gospodarczej. Rosnąca liczba pańsw reguluje swoją współpracę gospodarczą z innymi pańswami podpisując kolejne umowy RTA - proces en nasilił się w szczególności po 1995 roku. Unia Europejska jes ugrupowaniem, kóre w procesie regionalizmu zawsze była liderem. Akualnie UE ma podpisane rzy umowy o CU, 19 o FTA i 7 o FTA rozszerzonymi o EIA. Najwięcej pańsw połączonych jes z UE srefą wolnego handlu, zaś parnerami UE są zarówno pojedyncze kraje jak i ugrupowania. 3. Podsawy eoreyczne Podpisanie RTA jes wynikiem decyzji poliycznych, podjęych przez rządzące ugrupowania. Decyzja o podpisaniu RTA jes więc endogeniczna; powsaje w efekcie kompromisów, dyskusji, gier poliycznych. Począkowo w rozważaniach eoreycznych związanych z handlem nie podejmowano dyskusji o moywacjach proekcjonizmu czy liberalizacji. Dopiero od la siedemdziesiąych zaczęo modelować mechanizmy worzenia endogenicznej poliyki handlowej (Michałek, 2000). Proponowane modele zakładały, że dobrze zorganizowane grupy właścicieli czynników produkcji mogą oddziaływać na poliykę handlową pańswa poprzez wpływanie na decydenów poliycznych, lobbując na rzecz podniesienia ceł ak, by doprowadzić do zwiększenia swoich przychodów. W modelach uwzględniano również konrybucje finansowe lobbysów na rzecz decydenów poliycznych. To podejście pozwoliło na analizę procesu poliycznego, kóry prowadzi do wdrożenia określonej poliyki handlowej. Rozważania nad moywami wprowadzenia FTA przeprowadzili Grossman i Helpman (1993). Przedsawili oni zależności, dzięki kórym dochodzą do ważnej konkluzji, iż FTA wymaga zgody dwóch rządów, zaś zgoda a jes ławiejsza do uzyskania w warunkach równowagi wymiany handlowej pomiędzy krajami parnerskimi, jak eż gdy umowa zapewnia zwiększenie, nie zaś redukcję proekcji w większości sekorów. Zwiększenie proekcji odnosi się do efeku przesunięcia, podczas gdy redukcja - do efeku kreacji. Grossman i Helpman pokazują nasępnie, że pozwolenie na wyłączenie pewnych sekorów z umowy o FTA, kóra wydawała się
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 201 wcześniej niemożliwa do osiągnięcia, może sprawić, że zawarcie umowy sanie się osiągalne. Baldwin (1995) poddał formalnej analizie moywy krajów spoza ugrupowań handlowych, kóre sarają się do ych ugrupowań przysąpić. Analizę eoreyczną oparł on na ogólnych rozważaniach doyczących poszerzania Wspólno Europejskich (obecnie Unii Europejskiej), korzysając z modelu Helpmana-Krugmana (1985) z zakresu ekonomii przesrzennej i modelu Grossmana-Helpmana (1993) z zakresu ekonomii poliycznej. Bazując na eorii z zakresu ekonomii przesrzennej, Baldwin wprowadza do modelu koszy ransporu jako bariery handlowe, sąd eż wejście kraju do ugrupowania modelowane jes jako redukcja ych koszów. Z kolei sam wpływ wejścia do RTA na syuację w kraju, kóry do ugrupowania nie należy, zosał przez Baldwina sformalizowany i pokazany jako różnica pomiędzy zyskiem operacyjnym, jaki ypowa firma uzyskuje gdy kraj należy do RTA, a ym jaki jes generowany jeśli jes krajem spoza ugrupowania (krajem rzecim). Wpływ przysąpienia do RTA z perspekywy zysków operacyjnych formy jes pozyywny 1. Baldwin znosi wprowadzone w modelu Grossmana-Helpmana założenie doyczące funkcji celu poliyki rządu, kóra jes proporcjonalna do wkładu finansowego firm eksporujących na rzecz rządu i dobrobyu społecznego. W modelu Grossmana- Helpmana eksporerzy (lobbyści) mogą udzielić wsparcia finansowego ex ane w zależności od podjęych działań rządu. Oznacza o, że działanie rządu ma miejsce po zadeklarowaniu lobbysów chęci udzielenia finansowego wsparcia a rząd, jeśli wybierze odpowiednią poliykę, a w kolejnym kroku orzymuje wkład finansowy lobbysów. Baldwin zauważa, że niemożliwe są akie konraky pomiędzy rządem a lobbysami. Dlaego proponuje wprowadzenie założenia o konrybucjach finansowych ex pos. Przyjęy przez Baldwina ok rozumowania prowadzi do nierówności (1), opisującej decyzję rządu kraju, kóry rozważa przysąpienie do isniejącego ugrupowania. Poparcie rządu dla wejścia do RTA zależy od poziomu konrybucji lobbysów, dobrobyu społecznego neo, w równaniu uwzględniono jednak akże wpływ przeciwników wchodzenia do ugrupowania, kórzy kierują się pozagospodarczymi racjami: 1 Zosało o sformalizowane poprzez równanie, w kórym zawaro dwie zależności. Pierwsza jes dodania i reprezenuje wzros zysków jakie firma mogłaby osiągnąć na wszyskich rynkach beneficjenów. Druga zależność pokazuje zmianę w zyskach ze sprzedaży na rynku krajowym i jes ujemna. Zyski wynikające ze sprzedaży na rynku pańsw rzecich nie zmieniają się po wsąpieniu do ugrupowania.
202 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski in ou in ou ( a) k[ Π Π ] + a[ W W ] R 1, (1) gdzie: R - naciski na rząd ze srony grup, kóre są przeciwne przysąpieniu do ugrupowania z powodów pozagospodarczych, a - paramer pomiędzy 0 a 1, równy 1 jeśli rząd maksymalizuje dobroby społeczny, malejący do 0 wraz ze wzrosem wpływu lobbysów na działania rządu, k - liczba firm przypadających na każdy kraj, in Π - zysk operacyjny firmy gdy pochodzi ona z kraju ugrupowania, ou Π - zysk operacyjny firmy gdy pochodzi ona z kraju rzeciego, in W - dobroby społeczny kraju w syuacji, gdy jes on w ugrupowaniu, ou W - dobroby społeczny kraju w syuacji, gdy nie należy on do ugrupowania. Nierówność wyprowadzona przez Baldwina wskazuje, że rząd podejmuje pozyywną decyzję o przysąpieniu do ugrupowania wedy, gdy konrybucja, jaką uzyskuje od grup przeciwnych RTA, jes mniejsza niż korzyści, jakie pańswo mogłoby uzyskać korzysając z preferencji handlowych doyczących wszyskich członków ugrupowania. W modelu Baldwina zakłada się, że wszyskie kraje są symeryczne gospodarczo, różnią się jedynie poziomem oporu przed inegracją, zaś sanowisko rządu rozważającego przysąpienie do ugrupowania jes wynikiem poliycznej równowagi bilansującej siły pro-członkowskie z any-członkowskimi. Do sił pro-członkowskich należą przede wszyskim firmy, kóre eksporują na rynki krajów ugrupowania. Inegracja wewnąrz ugrupowania jes przez firmy e odczuwalna, gdyż nie korzysają one z zysków, jakie mogłyby osiągnąć gdyby kraj należał do ugrupowania. Sąd eż angażują się one w poliyczny lobbing na rzecz przysąpienia doń. Jeśli rząd był wcześniej obojęny w kwesii przysąpienia do RTA, zwiększona akywność lobbysów może przesunąć san równowagi i spowodować, że rząd ugnie się i kraj przysąpi osaecznie do ugrupowania. Wraz z jego powiększeniem, rośnie zaineresowanie firm umiejscowionych w krajach zewnęrznych, co może spowodować dalsze rozszerzanie. Baldwin zwraca również uwagę na fak, że przysępowanie do ugrupowania nie jes niczym ograniczone: podaż członkoswa jes doskonale elasyczna. Powyższe rozważania posłużyły Baldwinowi do sformułowania eorii efeku domina. Przedsawia on sekwencyjne zachowania rządów pańsw spoza ugrupowania, wynikające z nacisków na wsąpienie do ugrupowania (prawa srona nierówności 1). Naciski e rosną, gdy ugrupowanie się powiększa, co nasępuje aż do osiągnięcia sanu równowagi, kiedy nie ma nowych bodźców do przysąpienia do ugrupowania w danym
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 203 regionie. Pogłębianie się inegracji, związane z wprowadzaniem nowych rozwiązań dla polepszania współpracy gospodarczej pomiędzy pańswami, jes jednym z bodźców do uruchomienia efeku domina. Dlaego przy inensyfikacji procesów inegracyjnych firmy z pańsw rzecich mają większą moywację do naciskania na rządy, by sarały się o przysąpienie do ugrupowania. Procesy inegracyjne, kóre zachodzą wewnąrz ugrupowania, oznaczają dla firm z pańsw rzecich większe zyski, kóre mogłyby osiągnąć. Firmy zwiększają zaem naciski na rządy, co prowadzi do przyjęcia nowych pańsw do ugrupowania. Wejście nowych pańsw jes przyczyną kolejnych nacisków na rządy w pozosałych pańswach rzecich i przyjmowaniu kolejnych pańsw. W związku z rozrasaniem się ugrupowania, powsaje pyanie jak długo będzie rwał efek domina i czy w ogóle można mówić o jego isnieniu. Teoria Baldwina zakłada, że podaż członkowswa jes elasyczna, zn. ak długo jak RTA jes oware na nowych uczesników, syuacja będzie sprzyjająca dla kandydaów na członków. To podejście było przedmioem dyskusji w nasępnych laach. Yi (1996), porównując oware unie celne z uniami o ograniczonym dosępie, doszedł do wniosku, że o ile oware na nowych członków unie celne są swoisą rampoliną do wolnego globalnego handlu, o unie niedopuszczające nowych członków działają na rzecz jego spowolnienia. Badania empiryczne poświęcone esowaniu efeku domina były jak doąd prowadzone w odniesieniu do Europy. Sukces regionalizmu europejskiego, a przede wszyskim fak, że UE inensywnie pogłębiała inegrację gospodarczą, jednocześnie poszerzając grono swoich członków, był przyczyną dla kórej dla powierdzenia efeku domina badano właśnie en region, odnosząc się do samego rozszerzenia Wspólno Europejskich. Sapir (2001) badał, czy wzros inegracji we Wspólnocie Europejskiej negaywnie wpłynął na kraje spoza ugrupowania. Spadki we współpracy handlowej czyli efek przesunięcia mogły być bodźcem dla rządów pańsw rzecich do wsąpienia do WE. Badanie swoje oparł na modelu grawiacji, czyli koncenrował się przede wszyskim na badaniu wielkości handlu, a sam efek domina uwzględnił poprzez wprowadzenie odpowiednich zmiennych binarnych. Według Sapira, dowodem na wysępowanie efeku domina był spadek udziału wymiany handlowej krajów należących do EFTA, przy jednoczesnym wzroście znaczenia WE w kolejnych badanych przedziałach czasu. Spadek handlu pańsw należących do EFTA miał miejsce od pierwszego powiększenia WE. Oszacowany współczynnik przy zmiennej reprezenującej handel wewnąrz EFTA obniżył się z 0,34 w roku 1986 do -0,5 na począku la dziewięćdziesiąych. Badanie wykazało dodakowo osłabianie współpracy handlowej pomiędzy krajami WE a EFTA. Ocena współczynnika przy odpowiedniej
204 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski zmiennej binarnej, kóra w okresie 1973-1985 wynosiła -0,29, w laach 1989 1992 spadła do poziomu -0,35. Według Sapira, wyniki powierdziły pozyywny wpływ pogłębiania inegracji gospodarczej w ramach WE na współpracę między jej członkami. Procesy e były przyczyną decyzji kolejnych krajów by przysąpić do UE. Według Sapira efek domina mógł być częściowo odpowiedzialny za sukcesywne powiększanie się Wspólno Europejskich z począkowych 6 krajów do ówczesnych 15. Badanie nie obejmowało okresu dalszego rozszerzania się Unii Europejskiej, jednak Sapir sugerował, że przysąpienie do ugrupowania rzech krajów w laach dziewięćdziesiąych i przygoowywanie się kilku kolejnych do pełnej akcesji, akże związane było z wysępowaniem efeku domina. Rozwinięciem badania Sapira jes praca Riedera (2006). Rieder rozszerzył badany okres do roku 2004, co pozwoliło na uwzględnienie w analizie dalszych efeków pogłębiania inegracji gospodarczej. Przy esowaniu hipoezy o wysępowaniu efeku domina zwiększona zosała liczba krajów, poprzez dodanie do ej grupy również nieeuropejskich krajów OECD. Rieder przeprowadził badanie na danych panelowych i nie ograniczył się do przebadania przepływów handlowych, ale oszacował akże wpływ zmiennych informujących o wysępowaniu efeku domina na prawdopodobieńswo, że dany kraj rozpocznie sarania o przyjęcie go do UE. Zaproponował badanie na bazie modelu logiowego, w kórym zmienna zależna określa fak członkoswa w UE, zmiennymi niezależnymi są wielkość bloku unnego (mierzona udziałem eksporu do krajów UE), sopień inegracji ugrupowania, mierzony wskaźnikiem zaproponowanym przez Mongellego i Dorucciego (2005), niepewność handlu (mierzona przez owarość gospodarki) i uczesnicwo w rundach WTO. Rieder argumenuje, że dwie pierwsze zmienne bezpośrednio nawiązują do eorii efeku domina, naomias dwie pozosałe rakowane są jako zmienne konrolne. Badanie pokazało, że za wzros prawdopodobieńswa wsąpienia do UE odpowiedzialny jes rozmiar RTA, powierdzając, że im ugrupowanie większe, ym kraje rzecie chęniej ubiegają się o członkoswo. Wpływ sopnia inegracji insyucjonalnej jes sporny, naomias zmienne konrolne nie są isone dla wyjaśnienia decyzji akcesyjnych kandydaa. 4. Specyfikacja ekonomeryczna W niniejszym arykule proponujemy zbadanie wysępowania efeku domina w odniesieniu do WPH (wspólnej poliyki handlowej) Unii Europejskiej. Rozważamy więc, czy w zachowaniu UE, objawiającym się przy podejmowaniu decyzji o zawarciu RTA z kolejnym krajem (bądź krajami), widoczny jes efek domina: czy fak, że
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 205 poencjalny parner zaangażowany jes w znacznego rozmiaru ugrupowanie, czyni go bardziej arakcyjnym, poencjalnym sygnaariuszem RTA z Unią Europejską, czy eż jes o bez znaczenia. Nauralnie, swierdzenie znaczenia ego faku sanowiłoby powierdzenie prawdziwości eorii Baldwina na polu współpracy handlowej UE z krajami zewnęrznymi. Akualnie prawie każde pańswo na świecie jes sygnaariuszem przyjnajmniej jednej umowy handlowej. Różne są zarówno ypy, jak i liczba umów podpisywanych przez poszczególne pańswa. Dlaego kraj reporer decydujący się na podpisanie kolejnej umowy rozważa jakie, ile i jakiego ypu umowy podpisał kraj parnerski. Nauralnym pyaniem jes: w jaki sposób i w jakim sopniu czynnik en wpływa na decyzję pochodzącego z UE reporera o podpisaniu umowy z poencjalnym parnerem? W nauralny sposób narzucającym się narzędziem możliwym do wykorzysania w celu zbadania ego wpływu jes model regresji binarnej, w kórym zmienną objaśnianą jes Y przyjmujące warość 1 jeśli w roku kraj i-y (reporer) podpisał z krajem j- ym (parner) umowę zacieśniającą sopień inegracji handlowej w sosunku do doychczas isniejącego, zaś 0 w pozosałych przypadkach, należy bowiem zauważyć, że bazując na ich charakerysykach, poszczególnym RTA można nadać swoisą hierarchię według wprowadzanego przez nie sopnia inegracji. Nauralnym, wynikającym z omówionych wcześniej charakerysyk, sposobem sorowania według ego kryerium jes kolejność: PSA, FTA, FTA&EIA, CU, CU&EIA (w kolejności od najsłabszej do najmocniejszej ). Takie zdefiniowanie zmiennej zależnej w szczególności oznacza, że jeśli na przykład między dwoma krajami podpisana była wcześniej umowa ypu PSA, FTA lub nie było podpisanej żadnej umowy, zmienna przyjmie warość 1 jeśli w roku kraje podpiszą umowę ypu FTA rozszerzoną o EIA, jednak przyjmie warość 0 jeśli umowę ypu PSA w roku podpiszą dwa kraje nie mające wcześniej ego ypu umowy, mające jednak umowę wyższego sopnia, na przykład ypu FTA rozszerzoną o EIA. Nauralnie zasosowanie ej meody wymaga wyeliminowania z próby obserwacji, w przypadku kórych nie byłoby możliwe zawiązanie umów wyższego rzędu, a więc krajów, kóre w roku mają już podpisane umowy ypu CU rozszerzone o EIA. Alernaywnym rozwiązaniem byłoby porakowanie każdej z rozparywanych umów osobno i rozparzenie odrębnych pięciu modeli dla pięciu ypów umów (a więc, przykładowo, w pierwszym z nich zmienna objaśniana przyjmowałaby warość 1 jeśli kraje w danym roku podpisały umowę ypu PSA o ile nie były wcześniej związane aką umową lub umową wyższego sopnia ). Takie rozgraniczenie, choć Y
206 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski meryorycznie uzasadnione, jes rudne do wdrożenia z uwagi na bardzo małą liczbę obserwacji możliwych do wykorzysania w esymacji w szczególności modeli opisujących decyzje o podpisaniu umów niższego sopnia. Należy bowiem zauważyć, że pary krajów mających podpisane umowy wyższego sopnia musiałyby zosać wyeliminowane z próby wykorzysywanej do esymacji modelu określającego decyzję o podpisaniu umowy niskiego sopnia, jako że zmienna objaśniana dla akiej pary z definicji nie mogłaby przyjąć warości jednoskowej. Jednocześnie ograniczenie grupy reporerów do pańsw należących do Unii Europejskiej powoduje znaczący spadek liczby obserwacji możliwych do wykorzysania. Dlaego proponujemy wykorzysanie modelu, w kórym zmienna objaśniana przyjmuje warość 1 jeśli w parze krajów nasąpi podpisanie umowy wyższego sopnia w sosunku do już isniejących, bez dezagregacji na modele dla poszczególnych ypów umów. Znaczne zwiększenie liczy obserwacji możliwe jes dzięki wykorzysaniu panelu złożonego z obserwacji na parach krajów z kolejnych la, ograniczając wykorzysywane pary do syuacji, w kórej reporer jes w roku członkiem Unii Europejskiej, a jednocześnie nie ma z parnerem podpisanej umowy najwyższego rozważanego sopnia, czyli CU rozszerzonego o EIA. Oznacza o, że panel z definicji nie będzie miał charakeru zbilansowanego nie ylko z uwagi na ewenualne braki danych, ale przede wszyskim w związku z fakem sopniowego poszerzania Unii Europejskiej o kolejne kraje: w przypadku krajów wchodzących do UE w okresie uwzględnianym w badaniu (1994-2009) wykorzysane są obserwacje ylko z la, w kórych dany parner był już członkiem Unii. Fak oparcia szacowanego modelu regresji logisycznej 2 na danych panelowych ma znaczący wpływ na dobór odpowiedniej meody esymacji. Model przyjmuje ogólną posać gdzie: ( Y *) = α + x ' β + ε ( Y *) ( Y *) 1 dla 0 Y = 0 dla < 0 dla i = 1,..., N; j = 1,..., N; i j; = 1,..., T, (2) 2 W pracy nie rozparujemy jako alernaywy liniowego modelu prawdopodobieńswa, kórego deficyy w przypadku wykorzysania do esymacji danych panelowych są nie mniejsze niż przy jego oparciu na danych przekrojowych.
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 207 Y - (obserwowalna) zmienna objaśniana, przyjmująca warość 1 w przypadku, gdy w roku kraj i-y i kraj j-y podpisały umowę zacieśniającą ich więzy handlowe w sosunku do sanu z la poprzednich, zaś 0 w pozosałych przypadkach, ( Y *) - ukrya zmienna objaśniana, określająca skłonność pary krajów do podpisania umowy zacieśniającej ich więzy handlowe, α - efek indywidualny dla pary i-ego i j-ego kraju, x - wekor warości zmiennych objaśniających dla pary i-ego i j-ego kraju w roku, β - wekor paramerów modelu, ε - składnik losowy objaśniających dla pary i-ego i j-ego kraju w roku, N liczba krajów w próbie, T liczba okresów (la) w próbie. Obecne w modelu efeky indywidualne zawierają zesaw akich cech danej pary krajów, kóre określają ich dodakową w sosunku do określonej przez zmienne objaśniające skłonność do zacieśniania (bądź poluzowania) sopnia inegracji poprzez podpisywania (bądź zaniechanie podpisywania) umów handlowych wyższego sopnia. Ławo bowiem zauważyć, że skłonność dwóch krajów zaprzyjaźnionych (np. Czech i Słowacji przed ich wejściem do UE) do zawierania sosownych umów będzie znacznie wyższa niż dwóch krajów sobie niechęnych (np. Korei Północnej i Korei Południowej), nawe gdyby warości wszyskich uwzględnionych w modelu zmiennych objaśniających w obu parach były akie same. Isonym elemenem konsrukcji modelu jes wybór sposobu porakowania efeków indywidualnych spośród dwóch klasycznych podejść: z efekami usalonymi (fixed effecs) i z efekami losowymi (random effecs). W obu podejściach zakłada się egzogeniczność zmiennych względem składnika losowego oraz jednakowe i niezależne rozkłady składnika losowego dla każdej pary obserwacji w każdym roku (założenie iid). W podejściu random effecs rakuje się ponado efeky indywidualne jako losowe, mające jednakowe i niezależne rozkłady dla każdej pary krajów. Oznacza o nie ylko brak zależności rozkładów poszczególnych efeków indywidualnych dla różnych par krajów wzajemnie, ale akże ich brak zależności z rozkładami składników losowych oraz idenyczność ich rozkładów bezwarunkowych i warunkowych przy danych warościach zmiennych objaśniających: gdzie: w f ( α ) = f ( α x),
208 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski f - funkcja gęsości bezwarunkowego rozkładu efeków indywidualnych, w f - funkcja gęsości warunkowego względem zmiennych objaśniających rozkładu efeków indywidualnych, x - wekor warości zmiennych objaśniających dla wszyskich par krajów ze wszyskich okresów. O ile założenie o braku wpływu warości zmiennych objaśniających dla pary złożonej z k-ego i l-ego kraju na rozkład α dla ( k, l) ( i, j) wydaje się racjonalne, o yle założenie, że f ( α ) = f w ( α x, x,..., x 1 2 T jes bardzo silne i w wielu przypadkach nie będzie spełnione, prowadząc do braku zgodności sosowanego dalej esymaora. Przykładem zmiennej, kórej uwzględnienie w konsruowanym modelu zapewne doprowadziłoby do jego naruszenia jes odległość między parą krajów (bądź jej funkcja). Należy bowiem zauważyć, że kraje odległe najczęściej będą prowadzić mniej inensywną wymianę handlową niż kraje położone blisko siebie, co z pewnością jes desymulaną podpisywania między nimi umów handlowych zacieśniających ich inegrację. Jednocześnie najczęściej bliskość geograficzna krajów wiąże się z ich wzajemną sympaią (ujęą w modelu poprzez efek indywidualny) i dodakowo nasiloną skłonnością do podpisywania umów uławiających wymianę handlową. Konsekwennie więc bezwarunkowy rozkład efeków indywidualnych i rozkład warunkowy względem odległości zapewne nie są akie same. Problem podobny do omówionego u jako przykład wysępuje akże w przypadku innych zmiennych objaśniających wprowadzanych do modelu, co czyni podejście z efekami losowymi rudnym do zaakcepowania. Alernaywą wobec powyższego jes wykorzysane w niniejszej pracy podejście z efekami usalonymi. Zakłada ono porakowanie grupy efeków indywidualnych nie jako zmiennych losowych, zaś jako paramerów przy grupie zmiennych binarnych wprowadzanych dodakowo do modelu. Każda z N ( N 1) zmiennych przyjmuje warość 1 ylko dla obserwacji na określonej, jednej z N ( N 1) par obserwacji, zaś zero w pozosałych przypadkach, naomias sojący przy ej zmiennej paramer jes efekem indywidualnym ypu usalonego dla danej pary krajów. Zasosowanie ego podejścia nie wymaga więc przyjmowania żadnych założeń odnośnie związku efeków indywidualnych ze zmiennymi objaśniającymi, a jedynie brak ich związku ze składnikami losowymi modelu. Tym samym podejście o pozwala znacznie ograniczyć zesaw przyjmowanych założeń w sosunku do podejścia random effecs, jednak jego )
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 209 zasosowanie ma dwojakiego rodzaju konsekwencje. Po pierwsze, wśród zmiennych objaśniających nie jes możliwe uwzględnienie akich zmiennych, kórych warości są sałe w czasie dla każdej pary krajów. Wynika o z faku, że zmienne akie byłyby współliniowe z grupą zmiennych zero-jedynkowych wprowadzanych do modelu dla efeków indywidualnych. Po drugie, zasosowanie do esymacji modelu regresji logisycznej z efekami usalonymi meody największej wiarygodności wiąże się z wysąpieniem problemu przypadkowych paramerów (incidenal parameer problem, Chamberlain, 1984). Esymaory MNW są bowiem nieobciążone i efekywne jedynie asympoycznie oraz zgodne. Jednak przy N i skończonym, niewielkim T, wraz ze wzrosem liczby jednosek (par krajów) dochodzi do wzrosu liczby szacowanych paramerów modelu, sąd do uzyskania zgodnego, nieobciążonego i efekywnego esymaora MNW niezbędne jes T, co nie jes syuacją realną w większości badań empirycznych i nie ma miejsca w rozważanym przypadku. Meodą esymacji sosowaną w większości przypadków do esymacji modeli regresji logisycznej dla danych panelowych nie jes więc meoda największej wiarygodności ylko jej warian określany mianem warunkowej meody największej wiarygodności (WMNW). Maksymalizowana w niej funkcja wiarygodności jes warunkowa względem sumy warości zmiennych objaśnianych dla danej jednoski (pary krajów) ze wszyskich okresów: gdzie L L w w = P Y = 1 L w 1 = y, Y, 2 2 = y,..., Y T = y w L jes składową warunkowej funkcji wiarygodności oparą na obserwacjach ze w wszyskich okresów dla pary złożonej z i-ego i j-ego kraju, zaś L jes łączną funkcją wiarygodności dla całego panelu, podlegającą maksymalizacji względem paramerów modelu. W ak skonsruowanej funkcji wyeliminowane zosają efeky indywidualne, pod warunkiem przyjęcia, ze składniki losowe T T = 1 Y = T = 1 y (3) ε mają idenyczne i niezależne rozkłady logisyczne. Pozwala o na uniknięcie problemu przypadkowych paramerów i maksymalizację warunkowej funkcji wiarygodności przy N bez konieczności zakładania T, bowiem po wyeliminowaniu z warunkowej funkcji wiarygodności efeków indywidualnych liczba paramerów od kórych zależy warość funkcji nie wzrasa przy rosnącym N (odwronie niż ma o miejsce w przypadku zwykłej funkcji wiarygodności). Chamberlain podaje szczegóły konsrukcji warunkowej funkcji wiarygodności, a akże pokazuje, że własności esymaora WMNW są akie jak
210 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski własności esymaora MNW. Wymieniona własność nie ma już jednak miejsca przy założeniu, że składniki losowe mają rozkład normalny (wielowymiarowy). Dlaego eż sosowany jes model logiowy ypu fixed effecs, nie zaś model probiowy. Należy zauważyć, że w przypadku pary krajów, dla kórych zmienna objaśniana w każdym okresie przyjmuje aką samą warość (konsekwennie 0 lub konsekwennie 1), prawdopodobieńswo warunkowe, sanowiące cząskową funkcję warunkowej wiarygodności dla pary złożonej z i-ego i j-ego kraju, wynosi 1, niezależnie od warości paramerów modelu, co w prakyce oznacza, że akie pary krajów nie zosają wykorzysane w procesie esymacji do idenyfikacji paramerów modelu. Z reguły jes o ożsame ze znacznym ograniczeniem liczebności próby, 3 co sanowi główny mankamen omawianego podejścia. Jes o podsawowy kosz, kóry zosaje poniesiony w zamian za znaczne ograniczenie założeń przyjmowanych przy podejściu z efekami losowymi. 5. Wyniki empiryczne W celu weryfikacji omówionej eorii efeku domina oszacowane zosały czery modele logiowe dla danych panelowych z efekami usalonymi o ogólnej posaci (2). Każdy z oszacowanych modeli opary jes na danych z la 1994-2009, jednak dynamiczna (choć nie auoregresyjna) posać modelu powoduje efekywne skrócenie wykorzysywanych szeregów o 1 lub 2 laa (sąd w części modeli najwcześniejsza wykorzysana warość zmiennej objaśnianej pochodzi z roku 1995, zaś w części z roku 1996). W każdej z ujęych w modelu par krajów reporerem jes jeden z krajów unnych (należących do Unii Europejskiej w roku, z kórego pochodzi dana obserwacja), zaś parnerem jeden z krajów świaa. Łącznie liczba wykorzysanych par krajów wyniosła blisko ysiąc, jednak była ona różna w poszczególnych laach, a akże różniła się nieznacznie (z uwagi na częściowe braki danych, różną dynamikę oraz w konsekwencji różnych ograniczeń wynikłych z zasosowania warunkowej meody największej wiarygodności) w poszczególnych modelach. Dokładna liczba wykorzysanych obserwacji zosała podana dla każdego przypadku osobno. Pierwsze dwa modele zawierają nasępujący zesaw zmiennych objaśniających: qpsa liczba umów ważnych ypu PSA wiążących kraj j-y z innymi krajami, 3 Gwoli ścisłości, omówiony fak ograniczenia liczebności próby wykorzysanej w esymacji WMNW powoduje, że esymaor en nie jes ak efekywny jak esymaor MNW, chyba że dla każdej jednoski w panelu przynajmniej raz doszło do zmiany warości zmiennej objaśnianej w czasie.
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 211 qfta liczba umów ważnych ypu FTA wiążących kraj j-y z innymi krajami, qftaeia liczba umów ważnych ypu FTA rozszerzonych o zapisy o EIA wiążących kraj j-y z innymi krajami, qcu liczba umów ważnych ypu CU wiążących kraj j-y z innymi krajami, lnexpor wielkość logarymu eksporu z kraju i-ego do j-ego (ceny bieżące), lngdp logarym PKB parnera (ceny bieżące), lndiffgdp logarym warości bezwzględnej różnicy PKB per capia kraju i-ego i kraju j-ego (według PPP), rok1995, rok1996,..., rok2008 wskaźnikowe zmienne zero-jedynkowe dla poszczególnych okresów (rok1995 przyjmuje warość 1 w roku 1995, zaś 0 w pozosałych id.). Wprowadzone do modelu zmienne objaśniające, określające liczbę umów poszczególnych ypów, kóre parner zawarł z innymi krajami, mają na celu umożliwienie weryfikacji eorii efeku domina: zgodnie z eorią, im większa jes liczba umów podpisanych przez parnera ym większe prawdopodobieńswo, że producenci kraju reporera będą naciskać na rząd by podpisał z krajem parnerskim umowę o preferencjach handlowych, co powinno skukować orzymaniem dodanich ocen paramerów przy zmiennych qpsa, qfta, qftaeia i qcu, a akże wnioskiem o saysycznej isoności ych zmiennych, przyjmujących warości 1 w poszczególnych laach. W modelu pominięe zosały wszyskie sałe w czasie zmienne charakerysyczne dla poszczególnych par (jak na przykład odległość między nimi), co jednak nie oznacza, że czynniki e nie są w konsruowanej funkcji uwzględnione: wpływ wszyskich akich czynników zawierają bowiem efeky indywidualne. Do modelu zosała naomias wprowadzona grupa zmiennych zero-jedynkowych rok1995, rok1996,... Celem wprowadzenia ej grupy zmiennych było uwzględnienie w modelu ogólnej endencji do podpisywania umów między krajami w różnych okresach niezależnie od charakerysyk parnera w związku z ogólną koniunkurą na rynku, zaś jej pominięcie mogłoby skukować wysąpieniem błędu pominięych zmiennych i wyciągnięciem nieadekwanych wniosków odnośnie badanego zjawiska. Z uwagi na współliniowość pominięa zosała zmienna poencjalnie przyjmująca warość 1 w osanim okresie, z kórego wykorzysano dane roku 2009, kóry ym samym jes okresem odniesienia dla inerpreacji ocen paramerów przy ej grupie zmiennych.
212 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski Tabela 1 Wyniki esymacji modeli logiowych z efekami usalonymi z uwzględnieniem liczy zawarych umów handlowych 1a 1b ocena błąd ocena błąd warość p parameru sandardowy parameru sandardowy warość p qpsa L1-18,989 3770,691 0,996 L2-14,519 4622,732 0,997 qfta L1-0,206 0,011 0,000 L2-0,174 0,012 0,000 qftaeia L1-0,291 0,018 0,000 L2-0,385 0,025 0,000 qcu L1-0,537 0,041 0,000 L2-1,131 0,136 0,000 lnexpor L1-0,096 0,060 0,110 L2-0,052 0,054 0,342 lngdp L1 2,357 0,479 0,000 L2 6,183 0,623 0,000 lndiffgdp L1-0,646 0,171 0,000 L2-0,096 0,171 0,577 rok1995-5,995 0,691 0,000 rok1996-25,091 1380,278 0,985-22,815 694,353 0,974 rok1997-7,765 0,635 0,000-5,611 0,619 0,000 rok1998-24,770 1463,687 0,986-21,265 889,318 0,981 rok1999-24,630 1511,045 0,987-20,526 962,404 0,983 rok2000-6,490 0,608 0,000-3,236 0,503 0,000 rok2001-6,883 0,634 0,000-3,959 0,538 0,000 rok2002-6,384 0,614 0,000-2,703 0,531 0,000 rok2003-5,669 0,560 0,000-2,142 0,528 0,000 rok2004-1,973 0,370 0,000 1,687 0,364 0,000 rok2005-2,817 0,343 0,000-1,004 0,314 0,001 rok2006-3,368 0,327 0,000-0,817 0,294 0,005 rok2007-1,902 0,235 0,000 0,325 0,211 0,124 rok2008 0,189 0,173 0,275 1,973 0,149 0,000 Dla modelu 1a: liczba par krajów N=988, liczba okresów T=15, łączna liczba obserwacji = 9412; dla modelu 1b: N=912, T=14, łączna liczba obserwacji=8146; L1 opóźnienie jednoroczne, L2 opóźnienie dwulenie.
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 213 Wprowadzona zmienna diffgdp pozwala na weryfikację wpływu różnicy w wyposażeniu w czynniki produkcji pomiędzy krajem UE a krajem parnerskim, na decyzje o podpisaniu umowy RTA, naomias zmienna GDP odnosi się do wpływu poencjału gospodarczego parnera na decyzje o podpisaniu z nim umowy. Dzięki ej zmiennej możliwe jes zweryfikowanie czy wielkość PKB poencjalnego parnera jes czynnikiem zachęcającym do podpisywania z nim dodakowych umów. W modelu nie zosały wprowadzone zmienne umożliwiające określenie zbieżności cykli koniunkuralnych i decyzji o podpisaniu umowy RTA. Uznano bowiem, że decyzje e mają charaker długookresowy, sąd zbieżność cykli koniunkuralnych nie powinna u być isonym czynnikiem. Różnica między modelem 1a i modelem 1b sprowadza się do rzędu opóźnienia wprowadzonych do modelu zmiennych objaśniających (poza zmiennymi rok1995,..., rok2008, kóre zosały uwzględnione w każdym przypadku w warościach bieżących). Należy zauważyć, że podjęcie decyzji o zawarciu umowy wyższego sopnia opare jes nie na bieżących, a na wcześniejszych warościach zmiennych określających arakcyjność danego kraju jako parnera (w oczach innych krajów). Proces zawierania umowy bywa ponado długorwały, a ym samym jako czynnik wpływający na podjęcie określonej decyzji należy uwzględnić opóźnienia poszczególnych zmiennych objaśniających. Nie jes jednak jasne, jaki powinien być adekwany rząd ego opóźnienia, a jednocześnie z uwagi na bardzo silną współliniowość zmiennych objaśniających nie jes możliwe uwzględnienie jednocześnie większej liczby opóźnień w jednym modelu. Dlaego eż rozważamy model 1a, w kórym jako zmienne objaśniające pojawiają się jednoroczne opóźnienia wszyskich zmiennych objaśniających oraz model 1b, w kórym jako zmienne objaśniające pojawiają się ich opóźnienia dwulenie. Pominięcie w esymacji za pomocą warunkowej meody największej wiarygodności efeków indywidualnych powoduje, że na podsawie modelu fixed effecs logi nie jes możliwe wyznaczenie bezpośrednio prawdopodobieńsw przyjęcia przez zmienną objaśnianą warości jednoskowej. Nie można bowiem oszacować poszczególnych α, a ponieważ są one rakowane nie jako zmienne losowe o znanych (bądź oszacowanych) warościach oczekiwanych, a jako dodakowe paramery, nie można akże przyjąć, że dla wybranej pary krajów efek indywidualny ma ypową warość, jako że nie jes znana warość ypowa. Jednak korzysając z ilorazów szans bądź krańcowych przyrosów prawdopodobieńswa można ławo zauważyć, że dodani paramer przy k-ej zmiennej objaśniającej oznacza spodziewany wzros prawdopodobieńswa przyjęcia przez zmienną objaśniana warości 1 (w więc wzros
214 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski prawdopodobieńswa zwiększenia sopnia inegracji między dwoma krajami) pod wpływem wzrosu zmiennej x k,. Korzysając z ego faku należy zauważyć, że w przypadku żadnej spośród uwzględnionych w modelu umów nie można swierdzić dodaniego wpływu liczby podpisanych przez parnera umów określonego ypu na prawdopodobieńswo zacieśnienia przezeń więzów handlowych przez reporera pochodzącego z Unii Europejskiej zarówno w horyzoncie jednorocznym, jak i dwulenim. Wręcz przeciwnie: na podsawie orzymanych oszacowań można się spodziewać, iż po podpisaniu przez poencjalnego parnera dodakowych umów ypu FTA, FTA&EIA bądź CU zaineresowanie podpisaniem z nim zacieśniających więzy handlowe umów przez kraje UE spadnie w kolejnych laach (wyjąek sanowi liczba zawarych umów ypu PSA, w odniesieniu kórej isoności nie swierdzono, można jednak przypuszczać, że jes o związane z bardzo małą zmiennością w czasie zmiennej qpsa i w konsekwencji jej bardzo małą wariancją). Wniosek en można wyciągnąć zarówno na podsawie modelu, w kórym jako zmienne objaśniające uwzględniono san umów zawarych rok, jak i dwa laa wcześniej. Powyższe wnioski nie powierdzają więc eorii domina, a wręcz wskazują, że kraje UE chęniej podpisują umowy z ymi pańswami, kórych udział w procesie regionalizmu jes niewielki, co sanowi dokładne przeciwieńswo eorii Baldwina. Oszacowania paramerów przy pozosałych zmiennych objaśniających prowadzą naomias do ypowych, zgodnych z oczekiwaniami wniosków. Wysokie PKB poencjalnego parnera jes czynnikiem zachęcającym do podpisywania z nim dodakowych umów, zapewne w związku z poencjałem jego rynku. Duża różnica PKB między poencjalnym reporerem a parnerem zmniejsza zaineresowanie zawarciem z nim dodakowych umów należy zauważyć, że w zdecydowanej większości przypadków różnica a jes na niekorzyść parnera (większość krajów poza UE ma PKB per capia niższe niż w krajach unnych). Oszacowania wskazują akże na brak saysycznej isoności opóźnionego o rok (lub, odpowiednio, o dwa laa) eksporu z kraju i-ego do j-ego przy podejmowaniu decyzji o zawieraniu zacieśniających więzy umów. Prawdopodobną przyczyną ego wniosku jes fak prowadzenia wspólnej poliyki handlowej przez kraje UE: wielkość eksporu w pojedynczej parze nie może być więc czynnikiem decydującym. Można oczekiwać, że wniosek en byłby inny, gdyby rozparywana grupa reporerów nie była ak homogeniczna i składała się ze wszyskich krajów świaa. Zmienne rok1995-rok2008 zosały wprowadzone głównie jako zmienne konrolne, w celu uniknięcia ewenualnego błędu pominięych zmiennych i związanego z nim obciążenia esymaora. Obserwacja oszacowań paramerów przy ej grupie zmiennych
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 215 (kaegorią odniesienia jes u rok 2009, dla kórego warość parameru wynosi zero) dosarcza jednak ineresującego wniosku: prawdopodobieńswo zawierania dodakowych umów było w rozparywanym okresie największe, ceeris paribus, w laach 2007-2009, a więc w okresie kryzysu. Można wnioskować, iż syuacja aka miała miejsce właśnie w związku z jego wysąpieniem i z poszukiwaniem nowych rynków zbyu i próbą ekspansji na nie w związku z ograniczeniem popyu wewnęrznego w UE. Uwzględnienie wśród zmiennych objaśniających liczby umów poszczególnych ypów zawarych przez poszczególne poencjalne kraje parnerskie z innymi parnerami może wydawać się zabiegiem dyskusyjnym, w szczególności w konekście orzymanych, podważających eorię efeku domina, oszacowań. Należy bowiem zauważyć, że fak zawarcia umowy handlowej między dwoma krajami nie zawsze oznacza, że kraje e w rzeczywisości będą między sobą prowadzić nasiloną wymianę handlową. Zaem sam fak, iż dany kraj jes sygnaariuszem wielu umów podpisanych z różnymi parnerami nie musi być posrzegany jako symulana do zawierania z nim umowy, jeśli kraj en z zawarych umów akywnie nie korzysa. Alernaywnie waro więc rozważyć jako czynnik, kóry zgodnie z eorią efeku domina powinien być bodźcem przyciągającym inne kraje, nie liczbę zawarych umów, a wielkość eksporu z danego kraju do innych krajów w oparciu o zaware przezeń umowy (czyli eksporu preferencyjnego). Sama wielkość eksporu jes jednak silnie uzależniona między innymi od syuacji rynkowej, kóra w dłuższym horyzoncie podlega zmianom w związku z okresami koniunkury i dekoniunkury, a akże od rozmiaru kraju. Tak skonsruowane zmienne określałaby zaem jedynie po części wpływ na arakcyjność wielkości eksporu do krajów, z kórymi rozważane pańswo ma podpisane umowy handlowe, ale po części akże wpływ koniunkury na rynku i wielkości pańswa. Rozwiązaniem problemu jes wprowadzenie zmiennych określających jaki udział w łącznym eksporcie z danego kraju do innych pańsw ma ekspor w oparciu o umowy handlowe różnych ypów. Udziały e zosały wprowadzone do modeli 2a i 2b w miejsce grup zmiennych zero-jedynkowych określających liczbę umów poszczególnych rodzajów zawarych z innymi krajami. Pełen zesaw zmiennych objaśniających w modelach 2a i 2b jes więc nasępujący: upsa udział eksporu z kraju j-ego do krajów, z kórymi ma on podpisane umowy ypu PSA w łącznym eksporcie kraju j-ego, ufta udział eksporu z kraju j-ego do krajów, z kórymi ma on podpisane umowy ypu FTA w łącznym eksporcie kraju j-ego,
216 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski uftaeia udział eksporu z kraju j-ego do krajów, z kórymi ma on podpisane umowy ypu FTA i EIA w łącznym eksporcie kraju j-ego, ucu udział eksporu z kraju j-ego do krajów, z kórymi ma on podpisane umowy ypu CU w łącznym eksporcie kraju j-ego, lnexpor, lngdp, lndiffgdp, rok1996, rok1997,..., rok2008 jak w modelach 1a i 1b. Ponado, ak jak we wcześniej omawianym przypadku, w modelu 2a jako zmienne objaśniające wprowadzono jednoroczne opóźnienia poszczególnych zmiennych, zaś w modelu 2b wprowadzono opóźnienia dwulenie. Wyniki esymacji modeli 2a i 2b prowadzą do bardzo podobnych wniosków, jak miało o miejsce w przypadku modeli 1a i 1b. Podsawowa znacząca różnica doyczy isoności zmiennej określającej wpływ na zmienną objaśnianą zawarych umów ypu PSA. Wnioskując na podsawie modeli 2a i 2b można swierdzić, że wpływ faku zawierania umów ego ypu i akywnego z nich korzysania na przyszłą chęć reporerów do podpisywania umów z krajem j-ym jes silnie negaywny, podobnie jak w przypadku pozosałych ypów umów (w modelach 1a i 1b nie swierdzono isoności ego czynnika). W pozosałych przypadkach wnioskowanie, przeprowadzone na podsawie modeli 2a i 2b nie różni się znacząco od wniosków przedsawionych w odniesieniu do modeli 1a i 1b. Wydaje się, że orzymane wyniki w znacznym sopniu wzmacniają wiarygodność wyników empirycznych uzyskanych na podsawie specyfikacji 1a i 1b i sugerują, że w isocie w przypadku WPH Unii Europejskiej efek domina nie wysępuje!
Efek domina a Wspólna Poliyka Handlowa Unii Europejskiej 217 Tabela 2 Wyniki esymacji modeli logiowych z efekami usalonymi z uwzględnieniem udziału eksporu na podsawie umów handlowych w łącznej warości eksporu upsa 2a 2b ocena parameru błąd sandardowy warość p ocena parameru błąd sandardowy warość p L1-101,316 13,687 0,000 L2-54,358 14,223 0,000 ufta L1-3,105 0,313 0,000 L2-2,694 0,338 0,000 uftaeia L1-5,837 0,446 0,000 L2-60,903 5,828 0,000 ucu L1-7,990 1,836 0,000 L2-92,852 10,690 0,000 Lnexpor L1-0,123 0,048 0,010 L2-0,054 0,052 0,295 LnGDP L1 1,016 0,339 0,003 L2 2,590 0,472 0,000 LndiffGDP L1-0,418 0,128 0,001 L2-0,191 0,163 0,243 rok1995-0,710 0,473 0,133 rok1996-19,507 948,112 0,984-55,118 941,329 0,953 rok1997-3,232 0,464 0,000-22,498 1168,720 0,985 rok1998-19,497 1028,559 0,985-52,136 956,483 0,957 rok1999-19,374 1023,876 0,985-22,441 2365,978 0,992 rok2000-2,082 0,400 0,000-2,608 0,466 0,000 rok2001-2,897 0,446 0,000-2,573 0,481 0,000 rok2002-2,671 0,429 0,000-2,483 0,475 0,000 rok2003-2,625 0,402 0,000-1,946 0,471 0,000 rok2004 0,400 0,252 0,113 1,150 0,324 0,000 rok2005-1,540 0,263 0,000-1,204 0,298 0,000 rok2006-2,023 0,270 0,000-1,196 0,285 0,000 rok2007-0,781 0,192 0,000-0,119 0,202 0,555 rok2008 1,214 0,142 0,000 1,820 0,146 0,000 Dla modelu 1a: liczba par krajów N=988, liczba okresów T=15, łączna liczba obserwacji = 9412; dla modelu 1b: N=912, T=14, łączna liczba obserwacji=8146; L1 opóźnienie jednoroczne, L2 opóźnienie dwulenie.
218 Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski 6. Główne wnioski Głównym celem arykułu było określenie na jakiej podsawie dokonuje się decyzja o podpisaniu z kolejnym krajem umowy RTA. Teoria inegracji gospodarczej rozwinięa przez Grossmana i Helmpana (1993) jak i Baldwina (1995) wskazuje na bardzo ważny wpływ lobbysów, kórzy przekonują rządy do podpisywania umów ak by korzysać z efeku przesunięcia lub eż po o by nie paść jego ofiarą. W arykule skoncenrowaliśmy się na eorii rozwinięej przez Baldwina (1995) zwanej eorią efeku domina i poddaliśmy weryfikacji wysępowanie ego efeku w poliyce handlowej UE, kóra jes głównym uczesnikiem procesów regionalizmu i podpisała najwięcej regionalnych umów handlowych zarówno bilaeralnych jak i mulilaeralnych. Z uwagi na rudności związane z kwanyfikacją efeku przesunięcia, jako przybliżone miary ego efeku porakowano liczbę umów handlowych podpisanych przez kraj reporera lub udział handlu preferencyjnego w handlu reporera. W celu zbadania wysępowania efeku domina, zasosowany zosał model regresji binarnej, kórego oszacowanie nie powierdziło wysępowania efeku domina. Można jednak na jego podsawie swierdzić, że w podejmowaniu decyzji o podpisaniu RTA ma udział GDP parnera jak i różnica w poziomie GDP per capia. Wyniki badania są rudne do porównania z wcześniejszymi badaniami. Podobną meodą badawczą posłużył się Rieder (2006) ale swoje badanie po pierwsze odnosił jedynie do rozszerzenia UE (nie zajmując się innymi umowami RTA, kóre podpisuje UE), a ponado przyjął on konrowersyjną miarę efeku przesunięcia, jaką jes wielkość eksporu do krajów UE. W naszym przekonaniu, proponowane w niniejszym arykule rozwiązanie meodologiczne w pełniejszym sopniu odnosi się do eorii Baldwina, zdecydowanie jej nie powierdzając w badanym obszarze. Z pewnością nie sanowi o dowodu niesłuszności eorii efeku domina w każdym z możliwych zasosowań (wydaje się bowiem, że efek en niewąpliwie wysąpił przy samym rozszerzaniu Unii Europejskiej), jednak sawia poważny znak zapyania w kwesii jej uniwersalizmu.