ΜΑΚΡΟΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟΙ ΠΡΟΣ ΙΟΡΙΣΤΙΚΟΙ ΠΑΡΑΓΟΝΤΕΣ ΤΗΣ ΕΙΣΡΟΗΣ ΞΕΝΩΝ ΑΜΕΣΩΝ ΕΠΕΝ ΥΣΕΩΝ ΣΤΗΝ ΕΛΛΑ Α

Transcript

1 Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 17 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (2004), σελ ΜΑΚΡΟΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟΙ ΠΡΟΣ ΙΟΡΙΣΤΙΚΟΙ ΠΑΡΑΓΟΝΤΕΣ ΤΗΣ ΕΙΣΡΟΗΣ ΞΕΝΩΝ ΑΜΕΣΩΝ ΕΠΕΝ ΥΣΕΩΝ ΣΤΗΝ ΕΛΛΑ Α Ταµπάκης Νικόλαος Τµήµα ιοίκησης Γεωργικών Εκµ/σεων Τ.Ε.Ι. Θεσσαλονίκης Χαψά Ξανθίππη Επιστηµονική Συνεργάτιδα Τ.Ε.Ι. Σερρών Παντελίδης Παναγ. Επιστηµονικός Συνεργάτης Τ.Ε.Ι. Σερρών ΠΕΡΙΛΗΨΗ Σκοπός της εργασίας αυτής είναι να διερευνήσει εµπειρικά τους µακροοικονοµικούς προσδιοριστικούς παράγοντες προσέλκυσης ξένων άµεσων επενδύσεων στην Ελλάδα. Τα αποτελέσµατα ανάλογων ερευνών σε διάφορες χώρες δίνουν µια µάλλον µικτή εικόνα. Πιθανές διαφοροποιήσεις, όσον αφορά τα αποτελέσµατα, ενδεχόµενα πηγάζουν, µεταξύ άλλων, και από την επιλογή της κατάλληλης οικονοµετρικής µεθοδολογίας. Στο εµπειρικό µέρος της εργασίας αυτής εφαρµόστηκε η µέθοδος συνολοκλήρωσης ARDL, η οποία δεν επηρεάζεται από την τάξη ολοκλήρωσης των µεταβλητών του υποδείγµατος. Τα αποτελέσµατα παρέχουν ενδείξεις για την ύπαρξη µιας µακροχρόνιας συστηµατικής σχέσης µεταξύ ξένων άµεσων επενδύσεων, δείκτη όγκου βιοµηχανικής παραγωγής και πραγµατικών επιτοκίων, υπονοώντας την ύπαρξη αιτιωδών σχέσεων µεταξύ των υπό διερεύνηση µεταβλητών, διαπίστωση ιδιαίτερα σηµαντική για την άσκηση οικονοµικής πολιτικής. 1. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Οι Ξένες Άµεσες Επενδύσεις (ΞΑΕ) (Foreign Direct Investments - FDI) έχουν µετατραπεί σε έναν ισχυρό παράγοντα ολοκλήρωσης της παγκόσµιας οικονοµίας, µε ρυθµούς ανάπτυξης οι οποίοι τα τελευταία έτη υπερβαίνουν εκείνους του εµπορίου. Η αύξηση των ξένων επενδύσεων έχει οδηγήσει σε µία θεωρητική αναζήτηση των παραγόντων οι οποίοι επηρεάζουν την ανάληψη επιχειρηµατικών σχεδίων σε ξένη χώρα. Αυτοί µπορεί να είναι: i) Μακροοικονοµικοί προσδιοριστικοί παράγοντες, όπως το µέγεθος της αγοράς, ο ρυθµός ανάπτυξης της χώρας υποδοχής, οι τιµές των παραγωγικών συντελεστών, τα επιτόκια, η επιχειρηµατική κερδοφορία και τέλος τα µέτρα προστασίας των εγχώριων παραγωγικών µονάδων (Dunning 1993, Katrakilidis κ.α. 1997, Apergis κ.α. 2002). ii) Μικροοικονοµικοί προσδιοριστικοί παράγοντες, οι οποίοι προκύπτουν από τη θεωρία της βιοµηχανικής οργάνωσης και έχουν να κάνουν µε χαρακτηριστικά της επιχείρησης, όπως η διαφοροποίηση του προϊόντος, η φάση του κύκλου ζωής του, καθώς και το µέγεθος της επιχείρησης (Dunning 1998). 415

2 iii) Θεσµικοί και άλλοι παράγοντες, όπως το επίπεδο του ανθρώπινου κεφαλαίου, κίνητρα και ρυθµίσεις σχετικές µε τις ΞΑΕ κ.ά., οι οποίοι επιδρούν κυρίως έµµεσα στην απόφαση για ανάληψη επιχειρηµατικής δράσης σε µία ξένη χώρα. Σκοπός της εργασίας αυτής είναι η εµπειρική διερεύνηση των µακροοικονοµικών προσδιοριστικών παραγόντων προσέλκυσης ξένων άµεσων επενδύσεων στην Ελλάδα. Μεταπολεµικά, η είσοδος των ξένων επενδύσεων αποτέλεσε µέρος της στρατηγικής ενσωµάτωσης της χώρας στη διεθνή αγορά, δεδοµένου ότι η προσέλκυσή τους θα έλυνε το πρόβληµα της σπανιότητας του κεφαλαίου, θα χρηµατοδοτούσε την εκβιοµηχάνιση χωρίς προσφυγή σε εθνικούς πόρους και θα µετέφερε τεχνολογία. Το γεγονός όµως ότι η ελληνική αγορά ήταν χαµηλού ενδιαφέροντος (µικρό µέγεθοςχαµηλό επίπεδο ανάπτυξης), η είσοδος ΞΑΕ στη χώρα ήταν περιορισµένη και η επίδρασή τους στην εκβιοµηχάνιση µάλλον περιθωριακή. Το υπόλοιπο µέρος της εργασίας ακολουθεί την εξής διάρθρωση. Στο τµήµα 2 προσεγγίζεται θεωρητικά το θέµα και στο τµήµα 3 αναφέρεται εν συντοµία η βασική µεθοδολογία που χρησιµοποιείται στην εµπειρική ανάλυση. Στο επόµενο τµήµα 4 παρουσιάζονται τα αποτελέσµατα της ανάλυσης, ενώ τα γενικότερα συµπεράσµατα της µελέτης αναφέρονται στο τελευταίο τµήµα. 2. ΘΕΩΡΗΤΙΚΗ ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ Με βάση τα όσα αναφέρθηκαν στην εισαγωγή, η διερεύνηση των προσδιοριστικών παραγόντων προσέλκυσης ΞΑΕ, µπορεί να γίνει µε την υιοθέτηση του ακόλουθου γενικού υποδείγµατος: FDI = f (µέγεθος αγοράς, συναλλαγµατική ισοτιµία, πληθωρισµός, επιτόκια, κόστος εργασίας) (1) Μία πιθανή επίδραση του µεγέθους της αγοράς στις ΞΑΕ προκύπτει από τη νεοκλασική θεωρία. Μία µεγάλη εγχώρια αγορά επιτρέπει την εκµετάλλευση οικονοµιών κλίµακας, οι οποίες καθιστούν περισσότερο ελκυστικές τις ΞΑΕ. Κατά συνέπεια, όσο µεγαλύτερο είναι το µέγεθος της αγοράς της χώρας υποδοχής τόσο µεγαλύτερη αναµένεται να είναι και η εισροή ξένων άµεσων επενδύσεων (Kasibhatla & Sawhney 1996, Fung κ.α. 2000). Τη σπουδαιότητα των συναλλαγµατικών ισοτιµιών στην κατανοµή των ΞΑΕ πρώτος επεσήµανε ο Aliber (1971). Tα συµπεράσµατα διαφόρων εµπειρικών ερευνών είναι µικτά, στις περισσότερες όµως περιπτώσεις, η υποτίµηση του νοµίσµατος της χώρας υποδοχής έχει σαν αποτέλεσµα την αύξηση των εισροών ΞΑΕ (Grosse & Trevino 1996, Tuman & Emmert 1999). Η ύπαρξη υψηλών ρυθµών πληθωρισµού στη χώρα υποδοχής καθιστά δύσκολη τη λήψη ακόµη και βραχυπρόθεσµων αποφάσεων από µέρους των επενδυτών (Schneider & Frey, 1985). Εποµένως, όσο χαµηλότερος είναι ο πληθωρισµός µιας χώρας, τόσο µεγαλύτερο αναµένεται να είναι το ύψος των ξένων άµεσων επενδύσεων. 416

3 Η επίδραση την οποία ασκούν τα επιτόκια δανεισµού και το κόστος εργασίας έχουν σαν αποτέλεσµα µεταβολές στις εισροές ΞΑΕ. Ειδικότερα, όταν αυτές έχουν σα στόχο τη µείωση του κόστους παραγωγής (efficiency-seeking FDI), τότε όσο υψηλότερο είναι το κόστος στη χώρα υποδοχής, τόσο χαµηλότερη αναµένεται να είναι η εισροή ΞΑΕ (Bende-Nabende κ.α. 2000). 3. ΜΕΘΟ ΟΛΟΓΙΑ Είναι γνωστό ότι η κλασική ανάλυση συνολοκλήρωσης απαιτεί το διαχωρισµό των υπό διερεύνηση µεταβλητών σε στάσιµες (I(0)) και σε ολοκληρωµένες της ιδίας τάξης. Οι Pesaran & Shin (1995) και οι Pesaran κ.α. (1996) ανέπτυξαν τη λεγόµενη µέθοδο ARDL η οποία µπορεί να εφαρµοστεί ανεξάρτητα αν οι παλινδροµητές (regressors) είναι I(0) ή I(1), γεγονός το οποίο αποφεύγει προβλήµατα τα οποία δηµιουργούνται σε ορισµένες περιπτώσεις κατά τα πρώτα στάδια εφαρµογής της ανάλυσης συνολοκλήρωσης. Η µέθοδός τους βασίζεται στην εκτίµηση υποδειγµάτων που αναφέρονται στη βιβλιογραφία ως ARDL υποδείγµατα. Πιο συγκεκριµένα, το διευρυµένο αυτοπαλίνδροµο υπόδειγµα κατανεµόµενων χρονικών υστερήσεων (augmented autoregressive distributed lag model) τάξεων p, q 1, q 2,,q k ή ARDL(p, q 1, q 2,,q k ) υπόδειγµα δίνεται από τη σχέση όπου i t k ϕ( L,p)y = β (L,q )x + δ w + u, (2) i i it t t i= 1 2 p 1L ϕ2l pl qi i1l + + βiq L i ϕ ( L, p) = 1 ϕ ϕ, (3) β ( L,q ) = β + β +, i=1,2,,k (4) i i0 και w t είναι ένα s 1 διάνυσµα εξωγενών µεταβλητών µε σταθερό όµως αριθµό χρονικών υστερήσεων, ή/και προσδιοριστικών (deterministic) µεταβλητών (L είναι ο r τελεστής χρονικής υστέρησης που ορίζεται από τη σχέση L yr = yi r ). Η προσέγγιση ARDL σε θέµατα συνολοκλήρωσης περιλαµβάνει τα ακόλουθα στάδια: Αρχικά, η ύπαρξη µακροχρόνιας σχέσης µεταξύ των υπό διερεύνηση µεταβλητών, δηλαδή κατά πόσο οι µεταβλητές είναι συνολοκληρωµένες, εξετάζεται υπολογίζοντας τη στατιστική F που αναφέρεται στον έλεγχο της στατιστικής σηµαντικότητας των συντελεστών που αντιστοιχούν στις αρχικές µεταβλητές y t, x 1t, x 2t,,x kt και που υπεισέρχονται µε χρονική υστέρηση σ ένα διευρυµένο υπόδειγµα διόρθωσης λαθών. εδοµένου ότι η ασυµπτωτική κατανοµή της στατιστικής F δεν ακολουθεί στη συγκεκριµένη περίπτωση τη συνήθη κατανοµή F, οι Pesaran κ.α. (1996) υπολόγισαν κατάλληλες κριτικές τιµές της. Σ ένα επόµενο βήµα εκτιµάται το υπόδειγµα (2) µε τη µέθοδο OLS για όλες τις δυνατές τιµές των p=0,1,2,,m και q i =0,1,2,,m (i=1,2,,k) και επιλέγεται εκείνο το υπόδειγµα το οποίο προσαρµόζεται καλύτερα στα δεδοµένα, µε βάση κριτήρια όπως ο διορθωµένος συντελεστής προσδιορισµού, το κριτήριο του Akaike, το κριτήριο του Schwarz και το κριτήριο των Hannan και Quinn. Τέλος, εξειδικεύεται το αντίστοιχο, προς αυτό που έχει επιλεγεί, υπόδειγµα διόρθωσης λαθών. 417

4 4. ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ 4.1 Ε ΟΜΕΝΑ - ΠΡΟΚΑΤΑΡΚΤΙΚΟΙ ΕΛΕΓΧΟΙ Στην εµπειρική ανάλυση χρησιµοποιούνται τριµηνιαίες παρατηρήσεις που αφορούν τις εισροές ξένων άµεσων επενδύσεων στην Ελλάδα (FDI), τον δείκτη όγκου βιοµηχανικής παραγωγής σαν προσέγγιση του µεγέθους της αγοράς (MP) και το πραγµατικό επιτόκιο δανεισµού (RLR). Τα στοιχεία προέρχονται από τη βάση δεδοµένων του IFS (International Financial Statistics) και καλύπτουν τη χρονική περίοδο 1976:1-2003:2. (Η επιλογή του δείγµατος έγινε µε βάση τα διαθέσιµα στοιχεία). Το γράµµα L µπροστά από το σύµβολο της µεταβλητής MP χρησιµοποιείται για να υποδηλώσει ότι η αντίστοιχη µεταβλητή εκφράζεται σε λογάριθµους ενώ το για να υποδηλώσει τις πρώτες διαφορές των µεταβλητών. Σηµειώνεται ότι οι ιδιότητες µιας σειράς που εκφράζεται σε λογάριθµους δεν αλλάζουν και επιπρόσθετα οι πρώτες διαφορές της δίνουν το ρυθµό µεταβολής της αντίστοιχης µεταβλητής. Στις σχετικές εκτιµήσεις χρησιµοποιήθηκε και µια ψευδοµεταβλητή, η DM, προκειµένου να ληφθεί υπόψη µια ακραία τιµή των ΞΑΕ κατά το τρίτο τρίµηνο του Θα πρέπει να σηµειωθεί ότι σ ένα προκαταρκτικό στάδιο, για τη σωστή εξειδίκευση του υποδείγµατος (1), εφαρµόσαµε διµεταβλητούς ελέγχους συνολοκλήρωσης και ελέγχους αιτιωδών κατά Granger σχέσεων µεταξύ της µεταβλητής των ΞΑΕ και των πιθανών προσδιοριστικών παραγόντων, όπως αυτοί αναφέρθηκαν στο θεωρητικό υπόδειγµα (1). Με βάση τα αποτελέσµατα των σχετικών ελέγχων διαπιστώσαµε ότι βασικοί προσδιοριστικοί παράγοντες των ΞΑΕ, για την περίπτωση της Ελλάδος και για την αναφερόµενη χρονική περίοδο, αποτελούν ο δείκτης του όγκου της βιοµηχανικής παραγωγής και τα πραγµατικά επιτόκια. Κατά συνέπεια, η όλη ανάλυση στη συνέχεια αφορούσε τις µεταβλητές που προαναφέρθηκαν. Ένα επιπρόσθετο κέρδος από την προκαταρκτική αυτή ανάλυση αφορά την αύξηση των βαθµών ελευθερίας του υποδείγµατος που χρησιµοποιήθηκε και εποµένως την αξιοπιστία των οικονοµετρικών ευρηµάτων. 4.2 ΕΛΕΓΧΟΣ ΤΗΣ ΤΑΞΗΣ ΟΛΟΚΛΗΡΩΣΗΣ ΤΩΝ ΧΡΟΝΟΛΟΓΙΚΩΝ ΣΕΙΡΩΝ Το πρώτο βήµα στην κυρίως εµπειρική ανάλυση είναι ο προσδιορισµός της τάξης ολοκλήρωσης των χρονολογικών σειρών που χρησιµοποιούνται και ο πιθανός µετασχηµατισµός τους σε στάσιµες σειρές. Οι σχετικοί έλεγχοι έγιναν µε τη βοήθεια των τεστ DF και ADF. Τα αποτελέσµατα των ελέγχων αυτών (τα οποία δεν παρουσιάζονται για λόγους εξοικονόµησης χώρου) υποδεικνύουν ότι η µηδενική υπόθεση ύπαρξης µοναδιαίας ρίζας δεν µπορεί να απορριφθεί για τις σειρές LMP και RLR. Στη συνέχεια, οι παραπάνω έλεγχοι εφαρµόστηκαν στις πρώτες διαφορές των σειρών LMP και RLR και διαπιστώθηκε ότι έγιναν στάσιµες. Κατά συνέπεια η τάξη ολοκλήρωσης των σειρών LMP και RLR είναι I(1). Όσον αφορά τη σειρά FDI φαίνεται ότι η τάξη ολοκλήρωσής της επηρεάζεται έντονα από τον αριθµό των χρονικών υστερήσεων που χρησιµοποιούνται στο σχετικό έλεγχο. εδοµένου όµως ότι η κλασική ανάλυση συνολοκλήρωσης µε τη µέθοδο του Johansen απαιτεί οι µεταβλητές να έχουν 418

5 τον αυτό βαθµό ολοκλήρωσης προχωρήσαµε χρησιµοποιώντας τη µεθοδολογία των ARDL υποδειγµάτων, όπως αυτή περιγράφηκε στο µεθοδολογικό µέρος. 4.3 ΑΝΑΛΥΣΗ ΣΥΝΟΛΟΚΛΗΡΩΣΗΣ Tο επόµενο βήµα στην εµπειρική ανάλυση, όπως προαναφέρθηκε, ήταν η εφαρµογή της µεθοδολογίας ARDL προκειµένου να διαπιστώσουµε αν σειρές είναι συνολοκληρωµένες. Πιο συγκεκριµένα, η ύπαρξη µακροχρόνιας σχέσης µεταξύ των µεταβλητών FDI, LMP και RLR, δηλαδή κατά πόσο οι µεταβλητές είναι συνολοκληρωµένες, εξετάστηκε στην αρχή της όλης διαδικασίας υπολογίζοντας τη στατιστική F για την οµάδα των όρων FDI(-1), LMP(-1) και RLR(-1) σ ένα διευρυµένο υπόδειγµα διόρθωσης λαθών. Θεωρώντας σαν εξαρτηµένη µεταβλητή τη FDI βρέθηκε ότι F(FDI LMP, RLR)=25,414, όπου οι ενδείξεις µέσα στις παρενθέσεις υποδηλώνουν την οµάδα των όρων στην οποία αναφέρεται ο έλεγχος. Όπως όµως αναφέρθηκε στο µεθοδολογικό µέρος, η ασυµπτωτική κατανοµή της στατιστικής αυτής δεν ακολουθεί στη συγκεκριµένη περίπτωση τη συνήθη κατανοµή F. Τα όρια στο 95% για τις κριτικές τιµές από τον πίνακα F των Pesaran κ.α. (1996) είναι 3,793 έως 4,855 και κατά συνέπεια µπορούµε να απορρίψουµε τη µηδενική υπόθεση της µη ύπαρξης µακροχρόνιας σχέσης µεταξύ των µεταβλητών FDI, LMP και RLR. Στην περίπτωση όµως που θεωρήσαµε σαν εξαρτηµένες µεταβλητές τις LMP και RLR διαπιστώσαµε αντίστοιχα ότι F(LMP FDI, RLR)=2,399 και F(RLR FDI, LMP)=1,4883. Kατά συνέπεια, δεν ήταν δυνατόν να απορρίψουµε τη µηδενική υπόθεση. Θα πρέπει να σηµειωθεί ότι η όλη διαδικασία που ακολουθήθηκε επιτρέπει, εκτός των άλλων, και την εξαγωγή συµπερασµάτων σχετικά µε την κατεύθυνση της αιτιώδους σχέσης µεταξύ των υπό διερεύνηση µεταβλητών, όπως αναλυτικότερα θα αναφερθούµε στο επόµενο τµήµα 4.4. Στη συνέχεια, θεωρήσαµε ένα υπόδειγµα αντίστοιχο προς το υπόδειγµα (2) για τις µεταβλητές FDI, LMP και RLR και εκτιµήσαµε το συγκεκριµένο υπόδειγµα για όλες τις δυνατές τιµές των p και q i (θέτοντας m=4). Επιλέξαµε, µε βάση το κριτήριο του Akaike, το ARDL(2,1,4) σαν το υπόδειγµα εκείνο που προσαρµόζεται καλύτερα στα δεδοµένα και τα σχετικά αποτελέσµατα παρουσιάζονται στον πίνακα 1 του παραρτήµατος. Σηµειώνεται ότι η σχέση συνολοκλήρωσης, η οποία τελικά προέκυψε και που αντιστοιχεί στο υπόδειγµα που έχει επιλεγεί, είναι FDI = 111, 6615 LMP + 3,5834 RLR 545, , 9334 DM (44,4705) (0,5565) (206,0801) (51,2264) t = 2,511 t = 6,440 t = 2,649 t = 9,720 Η (5) αποτελεί τη µακροχρόνια σχέση ισορροπίας µεταξύ των µεταβλητών FDI, LMP και RLR και οι παράµετροι που υπεισέρχονται σ αυτήν αποτελούν εκτιµήσεις των αντίστοιχων µακροχρόνιων συντελεστών. Τα πρόσηµα είναι τα αναµενόµενα µε βάση τη θεωρία. Συγκεκριµένα, οι ΞΑΕ επηρεάζονται θετικά από το µέγεθος της βιοµηχανικής παραγωγής και από το κόστος του κεφαλαίου, που προσεγγίζεται µε το πραγµατικό επιτόκιο. Μια πιθανή εξήγηση που µπορεί να δοθεί, για τη θετική σχέση (5) 419

6 πραγµατικού επιτοκίου και ξένων επενδύσεων, είναι ότι, µακροχρόνια, οι ξένες επενδύσεις υποκαθιστούν τις εγχώριες, όταν το κόστος του κεφαλαίου αυξάνει. Σε ένα τελευταίο στάδιο της όλης διαδικασίας και προκειµένου να ακολουθήσουν οι έλεγχοι αιτιότητας, εξειδικεύσαµε το αντίστοιχο προς το ARDL(2,1,4) υπόδειγµα διόρθωσης λαθών και τα αποτελέσµατα παρουσιάζονται αναλυτικά στον πίνακα 2. Στον ίδιο πίνακα, µεταξύ άλλων, παρουσιάζονται οι εκτιµήσεις των παραµέτρων βραχυχρόνιας µορφής καθώς και η εκτίµηση του συντελεστή που αναφέρεται στο σφάλµα ανισορροπίας. Συνοπτικά, τα αποτελέσµατα έχουν ως εξής: FDI = (όροι βραχυχρόνιας µορφής) 0,840 ECT( 1), (6) (0,066) όπου ECT ο όρος που αναφέρεται στο σφάλµα ανισορροπίας. Αναφερόµενοι ειδικότερα στο συντελεστή 0,840 διαπιστώνουµε ότι είναι στατιστικά σηµαντικός, έχει το αναµενόµενο πρόσηµο και υποδεικνύει ότι η απόκλιση του τρέχοντος επιπέδου των ξένων άµεσων επενδύσεων από το µακροχρόνιο επίπεδο ισορροπίας διορθώνεται κατ έτος κατά 84% ώστε να µειώνεται σταδιακά η υπάρχουσα ανισορροπία. 4.4 EΛΕΓΧΟΙ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ Τα υποδείγµατα που αναφέρθηκαν στο προηγούµενο τµήµα χρησιµοποιήθηκαν προκειµένου να διερευνήσουµε τις αιτιώδεις σχέσεις µεταξύ των υπό εξέταση µεταβλητών. Ειδικότερα, στο υπόδειγµα διόρθωσης λαθών, το οποίο αναλυτικά παρουσιάσαµε στον πίνακα 2, παρατηρούµε ότι στο βραχυχρόνιο ορίζοντα υπάρχει µια στατιστικά σηµαντική επίδραση (σε επίπεδο 0,1%) µε κατεύθυνση από το ρυθµό µεταβολής του όγκου της βιοµηχανικής παραγωγής προς τις εισροές ΞΑΕ. Επίσης, υπάρχει επίδραση από τη µεταβολή του πραγµατικού επιτοκίου δανεισµού προς τις εισροές ΞΑΕ. Η επίδραση αυτή διαπιστώνεται ότι είναι στατιστικά σηµαντική µέχρι και την τρίτη χρονική υστέρηση. Το γεγονός αυτό, σε συνδυασµό µε τη σηµαντικότητα του συντελεστή διόρθωσης σφάλµατος στον οποίο αναφερθήκαµε στο προηγούµενο τµήµα, µας επιτρέπει να συµπεράνουµε ότι η εξεταζόµενη σχέση µεταξύ ΞΑΕ, δείκτη όγκου βιοµηχανικής παραγωγής και πραγµατικών επιτοκίων δανεισµού έχει αιτιώδη κατεύθυνση από τον όγκο της βιοµηχανικής παραγωγής και τα επιτόκια προς τις ξένες επενδύσεις. Συνοπτικά λοιπόν, καταλήγουµε στο συµπέρασµα ότι η επίδραση αυτή είναι σηµαντική τόσο στο βραχυχρόνιο όσο και στο µακροχρόνιο ορίζοντα. 5. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Στην εργασία αυτή διερευνήθηκαν οι µακροοικονοµικοί προσδιοριστικοί παράγοντες προσέλκυσης ξένων άµεσων επενδύσεων στην Ελλάδα. Στο εµπειρικό µέρος δεν εφαρµόστηκε η κλασική ανάλυση συνολοκλήρωσης, αλλά µια εναλλακτική µεθοδολογία, γνωστή ως µέθοδος συνολοκλήρωσης ARDL, η οποία δεν επηρεάζεται από την τάξη ολοκλήρωσης των µεταβλητών του υποδείγµατος. 420

7 Τα σχετικά αποτελέσµατα παρέχουν ενδείξεις για την ύπαρξη µιας µακροχρόνιας συστηµατικής σχέσης µεταξύ ξένων άµεσων επενδύσεων, δείκτη όγκου βιοµηχανικής παραγωγής και πραγµατικών επιτοκίων δανεισµού µε αιτιώδη κατεύθυνση από τον όγκο της βιοµηχανικής παραγωγής και τα επιτόκια προς τις ξένες επενδύσεις. Η επίδραση αυτή αποδείχθηκε σηµαντική τόσο στο βραχυχρόνιο όσο και στο µακροχρόνιο ορίζοντα, στοιχείο που ενδεχόµενα υπονοεί ότι η διατήρηση υψηλών ρυθµών ανάπτυξης της ελληνικής οικονοµίας σε συνδυασµό µε τη συγκράτηση των στοιχείων κόστους της παραγωγής (τουλάχιστον βραχυχρόνια), αποτελούν, µεταξύ άλλων, την απαραίτητη προϋπόθεση για την προσέλκυση ΞΑΕ. ABSTRACT This paper attempts to identify the main macroeconomic factors, which appeal the FDI inflows in Greece. Possible differences in the international empirical literature may be due to the choice of the appropriate econometric approach. In this paper, we employ the ARDL cointegration methodology and Granger causality tests. The results provide evidence in favor of a long-run causal relationship between FDI inflows, manufacturing production and real interest rate. ΑΝΑΦΟΡΕΣ Aliber, R (1971). The Multinational Enterprise in a Multiple Currency Word. London: Allen & Unwin. Apergis, N., Kyrkilis, D. & Rezitis, A. (2002). Exchange Rate Volatility and Inward Foreign Direct Investment in Greece: The Prospect of EMU Membership. International Review of Economics and Business (RISEC), 49, Bende-Nabende, A., Ford, J.L., Sen, S. & Slater, J. (2000). FDI Locational Determinants and the Linkage Between FDI and Other Macro-economic Factors: Long-run Dynamics in Pasific Asia. ( /papers/ fdi.htm [On-line]). Dunning, J.H. (1993). Multinational Enterprises and the Global Economy. Addison-Wesley. Dunning, J.H. (1998). Globalization and the New Geography of Foreign Direct Investment. Oxford Development Studies, 26, Fung, K.C., Iizaka, H., Lee, J. & Parker, S. (2000). Determinants of U.S. and Japanese Foreign Direct Investment in China. Working Paper No. 456, Dep. of Economics, Un. of California. Grosse, R. & Trevino, L.J. (1996). Foreign Direct Investment in the United States: An Analysis by Country of Origin. Journal of International Business Studies, 77, Kasibhatla, K. & Sawhney, B. (1996). Foreign Direct Investment and Economic Growth in the U.S.: Evidence from Co-integration and Granger Causality Tests. Rivista Internazionale di Scienze Economiche e Commerciali, 43, Katrakilidis, C.P., Tabakis, N.M. & Varsakelis, N.C. (1997). Macroeconomic Environment and Foreign Direct Investment Net Inflows: An Empirical Approach. International Review of Economics and Business (RISEC), XLIV, Pesaran, M.H. & Shin, Y. (1995). An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration Analysis. DAE Working Paper, No. 9514, Department of Applied Economics, University of Cambridge. Pesaran, M.H., Shin, Y. & Smith, R.J. (1996). Testing for the Existence of a Long-Run Relationship. DAE Working Paper, No. 9622, Department of Applied Economics, University of Cambridge. Schneider, F. & Frey, B.S. (1985). Economic and Political Determinants of Foreign Direct Investment. World Development, 13, Tuman, J.P. &. Emmert, C.F. (1999). Explaining Japanese Foreign Direct Investment in Latin America, Social Science Quarterly, 80(3),

8 ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ Πίνακας 1: Εκτίµηση του υποδείγµατος ARDL(2,1,4) µε εξαρτηµένη µεταβλητή την FDI Ερµηνευτικές Στατιστική ελέγχου t Συντελεστές Τυπικά σφάλµατα µεταβλητές [p-τιµή] Σταθερός όρος -458, ,772-2,509 [0,014] DM 418,230 24,956 16,759 [0,000] FDI(-1) 0,243 0,051 4,729 [0,000] FDI(-2) -0,083 0,050-1,650 [0,102] LMP 186,260 56,406 3,302 [0,001] LMP(-1) -92,472 58,494-1,581 [0,117] RLR -2,158 1,210-1,784 [0,078] RLR(-1) -0,505 1,077-0,469 [0,640] RLR(-2) 1,752 1,280 1,369 [0,174] RLR(-3) 1,436 1,111 1,293 [0,199] RLR(-4) 2,484 1,219 2,038 [0,044] ιαγνωστικοί έλεγχοι Στατιστικές ελέγχου Έλεγχος LM Έλεγχος F Α. Σειριακή συσχέτιση X 2 (4)=5,780 [0,216] F(4,90)=1,285 [0,282] Β. Έλεγχος εξειδίκευσης (RESET) X 2 (1)=0,088 [0,766] F(1,93)=0,078 [0,780] Γ. Κανονικότητα των καταλοίπων X 2 (2)=2,618 [0,270]. Ετεροσκεδαστικότητα X 2 (1)=0,041 [0,839] F(1,103)=0,041 [0,841] Ορισµένα µέτρα και στατιστικές ελέγχου R 2 = 0,814 R 2 = 0,794 F(10,94)=41,101 [0,000] Πίνακας 2: Εκτίµηση του υποδείγµατος διόρθωσης λαθών, το οποίο είναι αντίστοιχο προς το ARDL(2,1,4) υπόδειγµα (εξαρτηµένη µεταβλητή η FDI) Ερµηνευτικές Στατιστική ελέγχου t Συντελεστές Τυπικά σφάλµατα µεταβλητές [p-τιµή] Σταθερός όρος -458, ,772-2,509 [0,014] DM 418,230 24,956 16,759 [0,000] FDI(-1) 0,083 0,050 1,650 [0,102] LMP 186,260 56,406 3,302 [0,001] RLR -2,158 1,210-1,784 [0,078] RLR(-1) -5,672 1,426-3,979 [0,000] RLR(-2) -3,920 1,441-2,720 [0,008] RLR(-3) -2,484 1,219-2,038 [0,044] ECT(-1) -0,840 0,066-12,813 [0,000] Ορισµένα µέτρα και στατιστικές ελέγχου R 2 = 0,865 R 2 = 0, 851 F(8,96)=75,538 [0,000] Ορισµός των µεταβλητών FDI=FDI-FDI(-1), LMP=LMP-LMP(-1), RLR=RLR-RLR(-1) ECT=FDI-111,6615 LMP-3,5834 RLR+545, ,9334 DM, όπου DM ψευδοµεταβλητή. 422