ΜΙΣΘΟΙ ΚΑΙ ΑΝΕΡΓΙΑ ΣΤΗΝ ΕΛΛΑ Α: ΜΙΑ ΠΟΛΥΜΕΤΑΒΛΗΤΗ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ

Transcript

1 ΜΙΣΘΟΙ ΚΑΙ ΑΝΕΡΓΙΑ ΣΤΗΝ ΕΛΛΑ Α: ΜΙΑ ΠΟΛΥΜΕΤΑΒΛΗΤΗ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ Ν. ριτσάκης, Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Πανεπιστηµίου Μακεδονίας.. Τζιλιλής, The Management School, Imperial College of Science, Technology and Medicine. Α. Κάπαρης, Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Πανεπιστηµίου Μακεδονίας. ΠΕΡΙΛΗΨΗ Η εργασία αυτή αναφέρεται στην οικονοµετρική διερεύνηση των δυναµικών αλληλεξαρτήσεων µεταξύ των µισθών και της ανεργίας στην Ελληνική οικονοµία. Τα αποτελέσµατα της ανάλυσης παρέχουν ενδείξεις για την ύπαρξη σηµαντικών αµφίδροµων στο σύνολό τους σχέσεων αιτιότητας µεταξύ των µεταβλητών που χρησιµοποιήθηκαν στο υπό εξέταση υπόδειγµα. Για την εκτίµηση του υποδείγµατος χρησιµοποιήθηκαν τριµηνιαία στοιχεία για την περίοδο 1960Q1-1997Q4, και εφαρµόστηκε η τεχνική της πολυµεταβλητής συνολοκλήρωσης (multivariate cointegration, σε συνδυασµό µε ελέγχους αιτιότητας κατά Granger.

2 Εισαγωγή Η αρχική θεµελίωση της καµπύλης Phillips (1958 πρότεινε την ύπαρξη µιας συναλλαγής (trade-off µεταξύ πληθωρισµού και ανεργίας η οποία είναι δυνατή µέσω της µείωσης της συνολικής ζήτησης. Η αρχική εξίσωση συσχέτιζε τον ονοµαστικό πληθωρισµό των µισθών (nominal wage inflation µε την ανεργία. Η σύγχρονη αντίληψη για την καµπύλη Phillips πηγάζει από τον Friedman (1968. Η ιδέα του ήταν ότι µιας και οι εργαζόµενοι διαπραγµατεύονταν στη βάση των πραγµατικών µισθών δεν θα µπορούσε να υπάρχει µακροχρόνια (long-run συνδιαλλαγή µεταξύ ανεργίας και πληθωρισµού. Αλγεβρικά η θεωρία του Friedman ξεκινά: w t - p e t = w t-1 - p t-1 + prod + a - b 1 u (1 και καταλήγει στην τυπική accelerationist καµπύλη Phillips : p t = p t-1 + a - b 1 u t (2 Ο πληθωρισµός θα είναι µια συνάρτηση της ανεργίας και θα είναι σταθερός µόνο αν η ανεργία ισούται µε την NAIRU (µη επιταχυνόµενος ρυθµός αύξησης ανεργίας που ορίζεται u * = a / b 1. Η σχέση ανάµεσα στους πραγµατικούς µισθούς (real earnings, ανεργία, παραγωγικότητα και πληθωρισµό έχει µελετηθεί εκτενώς. Μία πιθανή σχέση ισορροπίας για τους πραγµατικούς µισθούς είναι:

3 (e-p = b 1 + b 2 u + b 3 prod + b 4 e (3 Η κλασσική θεωρία της επιχείρησης δικαιολογεί την σχέση παραγωγικότητας και πραγµατικών µισθών. Τα µοντέλα insider-outsider διαπραγµάτευσης µισθών (wage bargaining θα θεωρούσαν την ανεργία ως µη σηµαντική (b 2 =0 εκτός και αν η ανεργία περιλαµβάνονταν στην αντικειµενική συνάρτηση των εργατικών ενώσεων (unions οπότε b 2 <0. Η σχέση του πληθωρισµού µε τους πραγµατικούς µισθούς εξαρτάται από την φύση των µισθολογικών συµφωνιών. Ιδιαίτερα η τιµαριθµοποίηση (wage indexation θεωρείται µία από τις κύριες αιτίες του πληθωρισµού και της επιµονής του. Αυξήσεις στους πραγµατικούς µισθούς θα οδηγήσουν σε αύξηση της ανεργίας όταν το κόστος αύξησης χρηµατοδοτείται αποκλειστικά από τις επιχειρήσεις. Αυτή η αύξηση των µισθών θα οδηγούσε σε αύξηση της συµµετοχής του πληθυσµού στο εργατικό δυναµικό µε αποτέλεσµα την αύξηση της ανεργίας ακόµα και µε σταθερό αριθµό εργασιακών θέσεων. Η παραγωγικότητα επιδρά στην ανεργία µέσω δύο διαφορετικών µηχανισµών: Σε πρώτο στάδιο η αύξησή της οδηγεί σε µείωση ζήτησης εργατικού δυναµικού για την επίτευξη δεδοµένου επιπέδου παραγωγής. Αύξηση της ανεργίας θα οδηγούσε σε µείωση της συνολικής ζήτησης. Από την άλλη µεριά η αύξηση της παραγωγικότητας θα οδηγούσε σε µείωση τους κόστους παραγωγής των επιχειρήσεων και σε χαµηλότερες τιµές των προϊόντων. Οι χαµηλότερες τιµές τελικών προϊόντων θα µπορούσαν να αυξήσουν την συνολική ζήτηση οδηγώντας σε αύξηση της απασχόλησης. Τα παραπάνω αποτυπώνονται στην εξίσωση: u = b 1 + b 2 (e-p+ b 3 prod (4

4 Οι Shapiro και Stiglitz (1984 υποστηρίζουν ότι η ανεργία παίζει τον ρόλο µιας µακροοικονοµικής "µηχανής πειθαρχίας" (discipline device για να παρακινήσει τους εργαζοµένους να εντείνουν την προσπάθεια στο χώρο εργασίας. Βασίζονται στα λεγόµενα µοντέλα αµέλειας (shirking models όπου η επιχείρηση διαφοροποιούµενη από τις αποδοχές ανεργίας (επιδόµατα κ.α., αυξάνει το κόστος απόλυσης για τον εργαζόµενο οδηγώντας τον στην καταβολή µεγαλύτερης προσπάθειας Ο Blanchard (1998 ερευνά το φαινόµενο της αύξησης της ανεργίας και της αύξησης του µεριδίου του κεφαλαίου στην Ευρώπη από το Όσον αφορά στην ανεργία τα συµπεράσµατα είναι ότι η αύξησή της από τα µέσα της δεκαετίας του 1970 µέχρι τα µέσα της δεκαετίας του 1980 οφειλόταν στην αδυναµία των µισθών να προσαρµοσθούν στην επιβράδυνση της παραγωγής. Η αρχική επιβάρυνση των επιχειρηµατικών αποδόσεων µετακυλίσθηκε στην αγορά εργασίας µε αποτέλεσµα την σταθερή αύξηση της ανεργίας. Παρόλο που άλλαξαν οι πολιτικές µετά το µέσα του 1980 η ανεργία δεν έχει καµφθεί. ύο πιθανές εξηγήσεις είναι η τάση για βελτιστοποίηση στις επιχειρήσεις που έγινε έντονη την περίοδο αυτή (mergers, consolidation και η εισαγωγή τεχνολογιών που αντικαθιστούν εργατικό δυναµικό µε κεφαλαιακή επένδυση. Οι Brayton, Roberts και Williams (1999 προσπαθούν να διερευνήσουν αν η καµπύλη Phillips ισχύει για τη δεκαετία του 1990 όπου συνυπάρχουν χαµηλός πληθωρισµός και χαµηλή ανεργία. Οι τριµηνιαίες µεταβλητές τους είναι έξι διαφορετικοί δείκτες πληθωρισµού, παρελθούσες τιµές (max 25 lags του πληθωρισµού, ένα δηµογραφικά σταθµισµένο δείκτη για την ανεργία, τον εισαγόµενο πληθωρισµό (relative price inflation of imports και έναν δείκτη για τους τοµείς τροφίµων και ενέργειας (foodenergy aggregate από το 1967 µέχρι το 1998.

5 Οι συγγραφείς θεµελιώνουν ότι η καµπύλη Phillips δεν µπορεί να εξηγήσει τον χαµηλό πληθωρισµό τα τελευταία χρόνια. Ο βαθµός χρήσης της δυναµικότητας (capacity utilisation δίνει καλύτερα αποτελέσµατα για τα τελευταία χρόνια αλλά δεν ισχύει το ίδιο για ολόκληρο το δείγµα. Τεκµηριώνουν επίσης την σηµαντική µείωση του ΝΑΙRU µετά το Τέλος προτείνουν ένα µοντέλο προσαρµογής (errorcorrection των τιµών µε το µακροχρόνιο µοναδιαίο εργατικό κόστος (trend unit labour cost. Οι Marcelino και Mizon (1999 εξετάζουν τη σχέση µεταξύ µισθών, τιµών, παραγωγικότητας, πληθωρισµού και ανεργίας. Τα στοιχεία τους είναι τριµηνιαία από 1965Q1-1993Q1, αφορούν την Ιταλία την Πολωνία και το Ηνωµένο Βασίλειο και µοντελοποιούνται ως ένα συνολοκληρωµένο VAR µοντέλο µε αλλαγές πολιτικής (regime shifts. Αναλύουν τις αγορές εργασίες των χωρών αυτών και ανακαλύπτουν ότι έχουν υπάρξει αλλαγές στις δοµές των σχέσεων µισθών-τιµών και ανεργίαςπληθωρισµού στην διετία 1979/80. Τα ποιοτικά συµπεράσµατα είναι ότι έχουν υπάρξει σηµαντικές αλλαγές στην αγορά εργασίας των τριών αγορών (προς την κατεύθυνση της µεγαλύτερης ευελιξίας. εν υπάρχει όµως µια βάση κοινών χαρακτηριστικών πράγµα λογικό αν αναλογιστεί κανείς τις διαφορετικές αφετηρίες και πολιτικές που υιοθετήθηκαν στις τρεις χώρες. Η πιο πάνω διαπίστώση αποτελεί το βασικό κίνητρο για την παρούσα µελέτη. Συγκεκριµένα, στην εργασία αυτή γίνεται µια προσπάθεια να διερευνηθεί το πλέγµα των δυναµικών αλληλεξαρτήσεων µεταξύ του γενικότερου µακροοικονοµικού περιβάλλοντος της οικονοµίας µε ειδικότερη αναφορά στη διαµόρφωση των πραγµατικών µισθών. Στην εµπειρική ανάλυση χρησιµοποιήθηκαν τριµηνιαία στοιχεία για την περίοδο 1960Q1 1997Q4 και εφαρµόστηκε η τεχνική της

6 πολυµεταβλητής συνολοκλήρωσης σε συνδυασµό µε ελέγχους αιτιότητας κατά Granger. Το υπόλοιπο µέρος της εργασίας ακολουθεί την εξής διάρθρωση, Στο πρώτο τµήµα αναπτύσσεται η µεθοδολογία εν συντοµία καθώς και τα τεχνικά εργαλεία που χρησιµοποιούνται στην εµπειρική ανάλυση. Στο δεύτερο τµήµα παρουσιάζονται τα αποτελέσµατα της ανάλυσης, ενώ τα γενικότερα συµπεράσµατα της µελέτης αναφέρονται στο τρίτο τµήµα. 1. Μεθοδολογία 1.1 Στασιµότητα Τα συµπεράσµατα που προκύπτουν από µία οικονοµετρική ανάλυση στις περιπτώσεις που χρησιµοποιηθούν µη στάσιµες χρονικές σειρές είναι αµφίβολα ( Phillips Άρα θα πρέπει κατά συνέπεια να ελεγχθεί στην αρχή η τάξη ολοκλήρωσης των χρονικών σειρών που περιέχονται στο υπόδειγµα που εξετάζεται. Οι έλεγχοι που χρησιµοποιήθηκαν για την ολοκλήρωση των χρονικών σειρών έγιναν µε τη βοήθεια των test D-F και του επαυξηµένου ελέγχου των D-F (ADF στην περίπτωση που ο διαταρακτικός όρος αυτοσυσχετίζεται (Dickey Fuller 1981, ενώ για τον έλεγχο των χρονικών υστερήσεων χρησιµοποιήθηκαν τα κριτήρια του Akaike και του Schwarz Bayesian.

7 1.2 Συνολοκλήρωση Στην εφαρµοσµένη οικονοµετρία ιδιαίτερο ενδιαφέρον παρουσιάζει ο προσδιορισµός της τάξης ολοκλήρωσης ενός γραµµικού συνδυασµού δύο ή περισσοτέρων χρονικών σειρών. Πάνω σ αυτή την ιδέα βασίζεται η έννοια των συνολοκληρωµένων διαδικασιών η οποία γίνεται µε τον έλεγχο του Johansen αφού προηγουµένως κάνουµε την εκτίµηση ενός VAR συστήµατος µε τη µέθοδο της µέγιστης πιθανοφάνειας. Στη συνέχεια εκτιµούµε τη µακροχρόνια σχέση ισορροπίας που υπάρχει µεταξύ δύο ή περισσοτέρων µεταβλητών. Βέβαια, βραχυχρόνια είναι πολύ πιθανό να µην υπάρχει ισορροπία. Ως εκ τούτου το πιθανό σφάλµα θα µπορούσε να θεωρηθεί ως «σφάλµα ισορροπίας». Το σφάλµα ισορροπίας θα µπορούσε να χρησιµοποιηθεί για να συνενώσει τη βραχυχρόνια µε τη µακροχρόνια περίοδο. Η µέθοδος που χρησιµοποιείται για τη συνένωση αυτή ονοµάζεται µηχανισµός διόρθωσης σφάλµατος (error correction mechanism ECM. 1.3 Αιτιότητα Ο συστηµατικός στατιστικός έλεγχος διερεύνησης των σχέσεων αιτίου και αποτελέσµατος ανάµεσα σε διάφορες οικονοµικές µεταβλητές έγινε δυνατός µε τις ιδέες του Granger (1969. Στην περίπτωση ενός VAR υποδείγµατος είναι δυνατόν να θεωρήσουµε ότι ένα σύνολο ταυτίζεται µε το σύνολο πληροφοριών οι οποίες εµπεριέχονται σε κάποιο υπόδειγµα. Κατά συνέπεια το πρόβληµα ελέγχου αν η µεταβλητή Χ είναι το αίτιο της Υ, ανάγεται στον έλεγχο απαλοιφής της Χ από εκείνη την εξίσωση του VAR υποδείγµατος η οποία περιγράφει την Υ. Η αρχή αυτή έχει

8 χρησιµοποιηθεί σε ορισµένα κριτήρια για τον έλεγχο της αιτιότητας, όπως το κριτήριο του Granger (1969 και το κριτήριο του Sims ( Εµπειρική ανάλυση 2.1 εδοµένα Για τη διερεύνηση των επιδράσεων ορισµένων µακροοικονοµικών µεταβλητών στον οικονοµικό τοµέα αναπτύξαµε ένα πολυµεταβλητό υπόδειγµα VAR. Χρησιµοποιήσαµε τριµηνιαία στοιχεία τα οποία καλύπτουν την περίοδο 1960 έως 1996 για όλες τις µεταβλητές: πραγµατικούς µισθούς (WR, δείκτη τιµών του καταναλωτή (CPI, παραγωγικότητα της εργασίας (LP, ποσοστό ανεργίας (UR, και ακαθάριστο εγχώριο προϊόν (GDP που αποτελούν το υπόδειγµα. Βέβαια, η συγκεκριµένη επιλογή των µεταβλητών βασίστηκε στη σχετική βιβλιογραφία και ειδικότερα στις εργασίες των Marcelino και Mizon. ιευκρινίζεται ότι το γράµµα µπροστά από το σύµβολο της µεταβλητής υποδηλώνει τις πρώτες διαφορές τους, το 2 τις δεύτερες διαφορές και το L τους φυσικούς λογαρίθµους. 2.2 Έλεγχος της τάξης ολοκλήρωσης των χρονικών σειρών Στην αρχή προσδιορίζουµε την τάξη ολοκλήρωσης όλων των χρονικών σειρών που χρησιµοποιήθηκαν στο υπόδειγµα και ο πιθανός µετασχηµατισµός τους σε στάσιµες σειρές. Οι έλεγχοι έγιναν µε τη βοήθεια των tests DF και ADF. Τα αποτελέσµατα των ελέγχων αυτών εµφανίζονται στον πίνακα 1. Στον ίδιο πίνακα εµφανίζεται και η

9 στατιστική Q των Ljung-Box µε την οποία έγινε ο έλεγχο για την ύπαρξη αυτοσυσχέτισης. Τα αποτελέσµατα υποδεικνύουν ότι η µηδενική υπόθεση ύπαρξης µοναδιαίας ρίζας στις χρονικές σειρές δεν µπορεί να απορριφθεί σε επίπεδο σηµαντικότητας 5%. Άρα καµία χρονική σειρά δεν είναι στάσιµη. Στη συνέχεια, οι ίδιοι έλεγχοι εφαρµόστηκαν στις πρώτες και δεύτερες διαφορές και τα σχετικά αποτελέσµατα εµφανίζονται στους πίνακες 2 και 3 από όπου προκύπτει ότι όταν οι χρονικές σειρές µετασχηµατιστούν σε δεύτερες διαφορές γίνονται στάσιµες και εποµένως οι αντίστοιχες µεταβλητές µπορούν να χαρακτηριστούν σαν ολοκληρωµένες δευτέρας τάξης Ι(2. Οι χρονικές υστερήσεις των χρονικών σειρών έγιναν µε τα κριτήρια του Akaike και του Schwarz Bayesian. 2.3 Ανάλυση συνολοκλήρωσης Αφού διαπιστώσαµε ότι οι µεταβλητές του υποδείγµατος είναι ολοκληρωµένες δεύτερης τάξης προχωρούµε στον προσδιορισµό του αριθµού των διανυσµάτων συνολοκλήρωσης µεταξύ των µεταβλητών. Η σχετική διαδικασία βασίστηκε στην προσέγγιση του Johansen, η οποία προϋποθέτει την εκτίµηση της σχέσης: Υ t = α 0 + α 2 Υ t-k + β 1 Υ t-1 + β 2 Υ t β κ-1 Υ t-(k e t όπου: Υ t είναι ένα διάνυσµα 5Χ1 το οποίο περιλαµβάνει τις µεταβλητές LRW, LCPI, LLP, LUR, LGDP. α 0 είναι το διάνυσµα των σταθερών όρων διαστάσεων 5Χ1. α 2 είναι µήτρα συντελεστή διαστάσεων 5Χ5.

10 β i ( i = 1,2,...k-1 είναι µήτρες συντελεστών διαστάσεων 5Χ5. e i είναι το διάνυσµα των διαταρακτικών όρων διαστάσεων 5Χ1. Επειδή για την εφαρµογή της τεχνικής του Johansen απαιτείται ένας ικανός αριθµός χρονικών υστερήσεων, ώστε να είµαστε σύµφωνοι µε την υπόθεση πως το διάνυσµα e t είναι λευκός θόρυβος, ήταν απαραίτητο να προσδιοριστεί η τιµή του k. Για τον προσδιορισµό της τιµής αυτής ακολουθήσαµε την διαδικασία που βασίζεται στον υπολογισµό της στατιστικής του ελέγχου LR (Likelihood Ratio (Sims Τα αποτελέσµατα έδειξαν ότι η τιµή k =3 αποτελεί την κατάλληλη εξειδίκευση για το παραπάνω υπόδειγµα. Στη συνέχεια µε τη βοήθεια της τεχνικής του Johansen προσδιορίζουµε τα διανύσµατα συνολοκλήρωσης του υποδείγµατος υπό την προϋπόθεση ότι ο πίνακας α 2 έχει βαθµό r < η (στην περίπτωση του υποδείγµατός µας η = 5. Η διαδικασία υπολογισµού του βαθµού r µε βάση την προσέγγιση του Johansen έχει σχέση µε την εκτίµηση των χαρακτηριστικών ριζών (ιδιοτιµών που είναι οι εξής: λ 1 = 0,33626, λ 2 = 0,15581, λ 3 = 0,14610 λ 4 = 0, λ 5 = 0, Στη συνέχεια προσδιορίζουµε τον αριθµό των στατιστικά σηµαντικών διανυσµάτων συνολοκλήρωσης στους πίνακες 4 και 5 του παραρτήµατος οι οποίοι υποδεικνύουν ότι ο αριθµός των στατιστικά σηµαντικών διανυσµάτων συνολοκλήρωσης είναι ίσος µε τρία και είναι τα ακόλουθα: LRW = 2,5554 LCPI + 2,4613 LLP + 0,0801 LUR -1,4269 LGDP (1

11 LRW = 6,7936 LCPI + 7,0409 LLP - 0,00118 LUR + 5,7755 LGDP (2 LRW = -1,8216 LCPI - 3,2813 LLP + 0,17942 LUR + 3,0230 LGDP (3 Σύµφωνα µε τα πρόσηµα που έχουν οι συνιστώσες των διανυσµάτων συνολοκλήρωσης και µε βάση την οικονοµική θεωρία, η σχέση (2 µπορεί να χρησιµοποιηθεί σαν µηχανισµός σφάλµατος στο VAR υπόδειγµα. 2.4 Το υπόδειγµα VAR µε µηχανισµό διόρθωσης σφάλµατος Αφού προσδιορίστηκε πως οι λογάριθµοι των µεταβλητών του υποδείγµατος είναι συνολοκληρωµένοι θα πρέπει στη συνέχεια να εκτιµήσουµε ένα υπόδειγµα VAR στο οποίο να ενσωµατώσουµε ένα µηχανισµό διόρθωσης σφάλµατος (EC. Στον πίνακα 6 εµφανίζονται οι εκτιµήσεις των συντελεστών των όρων διόρθωσης σφάλµατος στις πέντε µεταβλητές. Το αρνητικό πρόσηµο του συντελεστή του όρου EC στη µεταβλητή 2 LRW ( α 1 = -0,27110 είναι συνεπές µε την υπόθεση ότι ο όρος αυτός διορθώνει τις αποκλίσεις στους πραγµατικούς µισθούς από τη µακροχρόνια σχέση ισορροπίας. Επίσης στον πίνακα 6 φαίνεται η σηµαντικότητα των συντελεστών των µηχανισµών διόρθωσης σφάλµατος στις µεταβλητές του υποδείγµατος. Από τον πίνακα 6 φαίνεται ότι οι συντελεστές των µηχανισµών διόρθωσης σφάλµατος είναι στατιστικά σηµαντικοί στις συναρτήσεις των πραγµατικών µισθών, της παραγωγικότητας της εργασίας και του ακαθάριστου εγχώριου προϊόντος.

12 2.5 Έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger Το υπόδειγµα που εκτιµήθηκε στο προηγούµενο τµήµα, χρησιµοποιήθηκε προκειµένου να διερευνήσουµε τις αιτιώδεις κατά Granger σχέσεις µεταξύ των υπό εξέταση µεταβλητών. Σαν κριτήριο ελέγχου χρησιµοποιήθηκε η στατιστική Χ 2 µε την οποία ελέγχθηκε για κάθε εξίσωση ξεχωριστά η υπόθεση της στατιστικής σηµαντικότητας συγκεκριµένων οµάδων ερµηνευτικών µεταβλητών. Τα σχετικά αποτελέσµατα εµφανίζονται στον πίνακα 7 του παραρτήµατος και οδηγούν στα ακόλουθα συµπεράσµατα, σχετικά µε την ύπαρξη αιτιωδών κατά Granger σχέσεων µεταξύ των µεταβλητών υπό διερεύνηση. ιευκρινίζεται ότι δίνεται ιδιαίτερη έµφαση στη µεταβλητή του πραγµατικού µισθού και της ανεργίας. Όσον αφορά τη µεταβλητή του πραγµατικού µισθού διαπιστώνεται ότι: Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών του καταναλωτή και του πραγµατικού µισθού µε ισχυρότερη επίδραση προς την κατεύθυνση από το δείκτη τιµών του καταναλωτή προς τον πραγµατικό µισθό. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ της παραγωγικότητας της εργασίας και του πραγµατικού µισθού µε κατεύθυνση από την παραγωγικότητα προς τον πραγµατικό µισθό. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ της ανεργίας και του πραγµατικού µισθού µε κατεύθυνση από την ανεργία προς τον πραγµατικό µισθό. Υπάρχει ισχυρή αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του ακαθάριστου εγχώριου προϊόντος και του πραγµατικού µισθού µε κατεύθυνση από το ακαθάριστο εγχώριο προϊόν προς τον πραγµατικό µισθό. Όσον αφορά τη µεταβλητή της ανεργίας διαπιστώνεται ότι:

13 Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του πραγµατικού µισθού και της ανεργίας µε κατεύθυνση από τον πραγµατικό µισθό προς την ανεργία. Φαίνεται να υπάρχει µονόδροµη σχέση µεταξύ δείκτη τιµών του καταναλωτή και της ανεργίας. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ της παραγωγικότητας της εργασίας και της ανεργίας µε κατεύθυνση από την παραγωγικότητα της εργασίας προς την ανεργία. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του ακαθάριστου εγχώριου προιόντος και της ανεργίας µε κατεύθυνση από το ακαθάριστο εγχώριο προιόν προς την ανεργία. 3. Συµπεράσµατα Στην παρούσα εργασία επιχειρήσαµε τη διερεύνηση των βραχυχρόνιων και µακροχρόνιων δυναµικών αλληλεξαρτήσεων µεταξύ των µισθών και ενός αριθµού µεταβλητών που περιγράφουν το γενικότερο µακροοικονοµικό περιβάλλον. Πιο συγκεκριµένα χρησιµοποιήθηκαν τριµηνιαία στοιχεία τα οποία καλύπτουν την περίοδο 1960Q1 έως 1997Q4 για τις ακόλουθες µεταβλητές: Πραγµατικοί µισθοί, δείκτη τιµών καταναλωτή, παραγωγικότητα, ποσοστό της ανεργίας, και ακαθάριστο εγχώριο προϊόν. Στα πλαίσια της εµπειρικής ανάλυσης που ακολουθήσαµε, εφαρµόσαµε την τεχνική της πολυµεταβλητής συνολοκλήρωσης, εξειδικεύσαµε στη συνέχεια ένα υπόδειγµα διόρθωσης σφάλµατος και διερευνήσαµε την ύπαρξη αιτιωδών κατά Granger σχέσεων µεταξύ των υπό εξέταση µεταβλητών. Τα αποτελέσµατα υπέδειξαν την ύπαρξη αµφίδροµων στο σύνολό τους σχέσεων αιτιότητας µεταξύ των µεταβλητών που περιγράφουν το γενικότερο µακροοικονοµικό περιβάλλον.

14 Βιβλιογραφία Blanchard, Ο. (1998. Revisiting European unemployment. Unemployment, capital accumulation, and factor prices. Brayton, F., Roberts, J. M., & Williams J. C. (1999. What's happened to the Phillips curve?. Division of Research and Statistics. Federal Reserve Board Dickey, D.A and Fuller, W.A. (1981. Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Econometrica, 49, Friedman, M. (1968. The role of monetary policy. American Economic Review, 58, 1-17 Granger, C. W. J. (1969. Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross - Spectral Methods. Econometrica, 37, Johansen, S. and Juselius, K. (1990. Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Application to the Demand for Money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, MacKinnon, J.G (1991. Critical Values for Cointegration Tests. In R. F. Engle and C.W.J Granger (Eds. Long - Run Economic Relationships: Readings in Cointegration pp Oxford University Press.

15 Marcelino, M., & Mizon, G. E. (1999. Modelling shifts in the wage-price and unemployment-inflation relationships in Italy, Poland and the UK. IGIER Working Paper, 145, Bocconi University Phillips, A. W. H. (1958. The relationship between unemployment and the rate of change of money wage rates in United Kingdom, Economica, 25, Phelps, E. S. (1967. Phillips curves, expectations of inflation, and optimal unemployment over time. Economica, 34, Phillips, P.C.B. (1986. Understanding Spurious Regressions in Econometrics. Journal of Econometrics, 33, Roberts, J. M. (1997. The wage curve and the Phillips curve. FEDS Paper, 97-57, Federal Reserve Board Sims, C. A. (1972. Money, Income and Causality. American Economic Review, 62, Sims, C. A. (1980. Macroeconomics and Reality. Econometrica, 48, Shapiro, C. & Stiglitz, J. (1984. Equilibrium unemployment as a discipline device, American Economic Review, 74(3,

16 Παράρτηµα Πίνακας 1 Έλεγχος στασιµότητας στους λογαρίθµους των µεταβλητών ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ Χωρίς χρονική τάση Με χρονική τάση p ADF Q p ADF Q LRW 10-0,87191 (-2, ,3320 [0,004] 10-1,4324 (-3, ,8855 [0,003] LCPI 9-0,32773 (-2, ,4618 [0,033] 9-2,6309 (-3, ,1344 [0,038] LLP 12-2,7637 (-2, ,9133 [0,002] 12-2,5716 (-3, ,1087 [0,002] LUR 6-1,2580 (-2, ,5260 [0,000] 6-2,1070 (-3, ,6579 [0,000] LGDP 3-0,27394 (-2, ,7617 [0,019] 3-1,9861 (-3, ,5798 [0,032] Πίνακας 2 Έλεγχος στασιµότητας στις πρώτες διαφορές των λογαρίθµων των µεταβλητών ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ Χωρίς χρονική τάση Με χρονική τάση p ADF Q p ADF Q LRW 9-2,0187 (-2, ,1320 [0,015] 9-1,8329 (-3, ,1345 [0,016] LCPI 8-2,0152 (-2,8822 9,3215 [0,043] 8-1,6870 (-3,4426 9,3317 [0,042] LLP 11-1,7507 (-2, ,3391 [0,009] 11-2,2155 (-3, ,3385 [0,010] LUR 5-2,1421 (-2, ,1744 [0,007] 5-3,2027 (-3, ,1712 [0,007] LGDP 4-2,7536 (-2,8822 5,3426 [0,254] 4-2,5953 (-3,4426 4,7008 [0,319]

17 Πίνακας 3 Έλεγχος στασιµότητας στις δεύτερες διαφορές των λογαρίθµων των µεταβλητών ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ Χωρίς χρονική τάση Με χρονική τάση p ADF Q p ADF Q 2 LRW 8-4,4944 (-2,8825 8,1764 [0,057] 8-4,6177 (-3,4430 8,1754 [0,058] 2 LCPI 7-5,0799 (-2,8825 7,1378 [0,096] 7-5,1804 (-3,4430 7,1366 [0,098] 2 LLP 10-6,7582 (-2, ,7212 [0,051] 10-6,7674 (-3, ,7195 [0,053] 2 LUR 4-4,4072 (-2, ,6431 [0,047] 4-4,3939 (-3, ,6389 [0,048] 2 LGDP 3-8,2938 (-2,8825 4,1324 [0,456] 3-8,3347 (-3,4430 4,1277 [0,467] Παρατηρήσεις: 1 Οι τιµές στις στήλες µε την ένδειξη p, αναφέρονται στην τάξη χρονικής υστέρησης στη σχέση Χ t = α 0 + α 1 t + α 2 Χ t-1 + β i X t i + e t p i= 1 όπου το Χ t παριστάνει µία από τις χρονικές σειρές LRW, LCPI, LLP, LUR, LGDP. Η επιλογή των χρονικών υστερήσεων έγινε µε τα κριτήρια του Akaike (AIC από τη σχέση AIC m = ln SSR n M + 2 n m και του Schwarz Bayesian (SBC από τη σχέση SBC m = ln SSR n M n + ln n m όπου m ο αριθµός των χρονικών υστερήσεων, η το µέγεθος του δείγµατος και SSR m το άθροισµα των τετραγώνων των καταλοίπων. 2 Οι τιµές στις παρενθέσεις στις στήλες µε την ένδειξη ADF είναι οι κριτικές τιµές σε επίπεδο σηµαντικότητας 5% από τους πίνακες του MacKinnon (1991. Η επιλογή τους έγινε µε βάση τον αριθµό των παρατηρήσεων και το γεγονός ότι η αντίστοιχη παλινδρόµηση περιέχει µόνο σταθερό όρο ή συγχρόνως σταθερό όρο και χρονική τάση.

18 3 Οι τιµές στις αγκύλες, στις στήλες µε την ένδειξη Q είναι οι τιµές πιθανότητας για τη στατιστική των Ljung - Box η οποία υπολογίζεται από τη σχέση Q = n (n+2 m 2 pk X 2 m k = 1 n k όπου p k είναι η τιµή της συνάρτησης αυτοσυσχέτισης και η ο αριθµός των παρατηρήσεων. Αν η στατιστική των Ljung - Box, η οποία ακολουθεί την Χ 2 κατανοµή µε m βαθµούς ελευθερίας, έχει τιµή χαµηλότερη της κριτικής τιµής των πινάκων, τότε δεχόµαστε ότι η θεωρούµενη χρονική σειρά δεν έχει αυτοσυσχέτιση. Πίνακας 4 Έλεγχος συνολοκλήρωσης ο οποίος βασίζεται στη µέγιστη ιδιοτιµή του στοχαστικού πίνακα Μηδενική υπόθεση (1 Εναλλακτική υπόθεση (2 Στατιστική ελέγχου (3 Κριτική τιµή (95% (4 Κριτική τιµή (90% (5 r=0 r=1 61, ,40 31,73 r<=1 r=2 35, ,27 25,80 r<=2 r=3 23, ,04 19,86 r<=3 r=4 9, ,87 13,81 r<=4 r=5 5,2760 9,16 7,53 Παρατηρήσεις: 1 Οι τιµές στη στήλη (3 έχουν υπολογιστεί µε βάση τη σχέση: λ max ( r = -T ln(1 - λ r+1 όπου Τ είναι το µέγεθος του δείγµατος λ i είναι οι ρίζες (ιδιοτιµές. 2 Οι κριτικές τιµές στις στήλες (4 και (5 έχουν ληφθεί από τους Johansen και Juselius (1990.

19 Πίνακας 5 Έλεγχος συνολοκλήρωσης ο οποίος βασίζεται στο ίχνος του στοχαστικού πίνακα Μηδενική υπόθεση (1 Εναλλακτική υπόθεση (2 Στατιστική ελέγχου (3 Κριτική τιµή (95% (4 Κριτική τιµή (90% (5 r=0 r>=1 124, ,98 71,81 r<=1 r>=2 63, ,48 49,95 r<=2 r>=3 37, ,87 31,93 r<=3 r>=4 14, ,18 17,88 r<=4 r=5 5,2760 9,16 7,53 Παρατηρήσεις: 1 Οι τιµές στη στήλη (3 έχουν υπολογιστεί µε βάση τη σχέση: n λ trace ( r = - T ln( 1 i= r+ 1 λ i όπου Τ είναι το µέγεθος του δείγµατος λ i είναι οι ρίζες (ιδιοτιµές. 2 Οι κριτικές τιµές στις στήλες (4 και (5 έχουν ληφθεί από τους Johansen και Juselius (1990. Πίνακας 6 Εκτιµήσεις των συντελεστών του µηχανισµού διόρθωσης σφάλµατος Ενδογενείς µεταβλητές 2 LRW 2 LCPI 2 LLP 2 LUR 2 LGDP Εκτιµήσεις των συντελεστών των Στατιστική t Τιµή πιθανότητας όρων EC α 1 = 0, ,7185 0,0083 α 2 = 0, ,4714 0,6184 α 3 = 0, ,1425 0,0042 α 4 = 0, ,1726 0,3253 α 5 = 0, ,5711 0,0497

20 Εξαρτηµένη µεταβλητή Πίνακας 7 Έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger Ελεγχόµενη υπόθεση Στατιστική ελέγχου 2 LCPI δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LRW 29,079 [0,004] 2 LRW 2 LLP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LRW 23,013 [0,032] 2 LUR δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LRW 32,148 [0,002] 2 LGDP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LRW 47,104 [0,000] 2 LRW δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LCPI 17,425 [0,094] 2 LCPI 2 LLP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LCPI 43,127 [0,001] 2 LUR δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LCPI 12,764 [0,205] 2 LGDP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LCPI 15,847 [0,194] 2 LRW δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LLP 22,114 [0,041] 2 LLP 2 LCPI δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LLP 19,125 [0,072] 2 LUR δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LLP 20,914 [0,052] 2 LGDP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LLP 31,147 [0,003] 2 LRW δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LUR 24,281 [0,039] 2 LUR 2 LCPI δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LUR 9,1453 [0,548] 2 LLP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LUR 19,161 [0,067] 2 LGDP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LUR 18,814 [0,069] 2 LRW δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LGDP 27,181 [0,019] 2 LGDP 2 LCPI δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LGDP 13,127 [0,148] 2 LLP δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LGDP 37,085 [0,002] 2 LUR δεν επηρεάζει κατά Granger την 2 LGDP 19,473 [0,060]

21 Abstract Wages and Unemployment in Greece: A multivariate empirical approach N. Dritsakis 1 A. Kaparis 1, D. Tzililis 2. University of Macedonia Department of Applied Informatics 1 The Management School, Imperial College of Science, Technology and Medicine 2 This paper investigates the dynamic interdependence between wages and unemployment in the Greek economy. The results indicate the existence of significant interactive causality relationships between the variables used in the model. Quarterly data from 1960 to 1997 were used to estimate a multivariate cointegration model with Granger causality tests.