Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής

Transcript

1 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής Σαράντη Λώλος Ευαγγελία Παπαπέτρου Γιώργος Χονδρογιάννης Πάντειο Πανεπιστήμιο Πανεπιστήμιο Αθηνών Τράπεζα της Ελλάδος & Χαροκόπειο Πανεπιστήμιο 1. Εισαγωγή 1 Οι αναλύσεις που εξετάζουν την αιτιώδη σχέση μεταξύ των τελικών τιμών των προϊόντων (πχ τιμών καταναλωτή) και των τιμών που διαμορφώνονται στο στάδιο παραγωγής (πχ τιμές χονδρικής) διακρίνονται σε δύο βασικές κατηγορίες: σε εκείνες που εξετάζουν τον πληθωρισμό από την πλευρά της προσφοράς ( πληθωρισμός κόστους ) και σε εκείνες που τον εξετάζουν από την πλευρά της ζήτησης ( πληθωρισμός ζήτησης ). Η παραδοσιακή άποψη που ερμηνεύει τη σχέση μεταξύ των τελικών τιμών και των τιμών παραγωγής είναι η θεωρία του πληθωρισμού από την πλευρά της προσφοράς ή πληθωρισμού κόστους. Σύμφωνα με την ερμηνεία αυτή, οι μεταβολές στις τιμές των εισροών προηγούνται χρονικά ή προκαλούν μεταβολές των τελικών τιμών που είναι αποτέλεσμα των μεταβολών στις τιμές παραγωγού, οι οποίες μετακυλύονται στις τιμές καταναλωτή. Σύμφωνα με τον πληθωρισμό ζήτησης οι μεταβολές στη ζήτηση τελικών καταναλωτικών αγαθών επηρεάζουν τη ζήτηση των τελικών προϊόντων και αντίστοιχα τις τιμές των παραγωγικών συντελεστών (εισροών) που χρησιμοποιούντα ι στην παραγωγή των προϊόντων αυτών. Η σχέση μεταξύ των τελικών τιμών των προϊόντων και των τιμών παραγωγού έχει ελεγχθεί εμπειρικά για πολλές χώρες, κυρίως όμως για τις Ηνωμένες Πολιτείες 2. Oι Silver και Wallace (1980), Engle (1978), Guthrie (1981) υποστηρίζουν τη θεωρία του πληθωρισμού κόστους. Αντίθετα οι Gordon (1975), Devados and Meyers (1987) υποστηρίζουν την υπόθεση μιας μονόδρομης αιτιώδους σχέσης από τις τιμές χονδρικής προς τις τιμές καταναλωτή. Τέλος, οι Colclough and Lange (1982), Jones (1986), Larue (1991) υποστηρίζουν ότι οι δύο μεταβλητές συνδέονται με μία αμφίδρομη σχέση αιτιότητας ή ανατροφοδότησης. Στο ίδιο πλαίσιο ανάλυσης, η διαδικασία προσαρμογής των τιμών σε μεταβολές άλλων τιμών έχει οδηγήσει σε ανάμικτα συμπεράσματα. Ετσι, οι Starleaf, Meyers 1 Ευχαριστίες οφείλονται στη Γιολάντα Τότσιου για χρήσιμα σχόλια και υποδείξεις. Οι απόψεις που διατυπώνονται βαρύνουν αποκλειστικά τους συγγραφείς. Διεύθυνση Επικοινωνίας: Γ. Χονδρογιάννης, Χαροκόπειο Πανεπιστήμιο, Ελευθερίου Βενιζέλου 70, Αθήνα , Τηλ (01) , Fax (01) Βλ. Boughton και Branson (1991), Cody και Mills (1991), Colclough και Lange (1982), Silver και Wallace (1980), Jones (1986), Kugler (1991). Επίσης, Παπαπέτρου και Χονδρογιάννης (1996) για την Ελλάδα. 1

2 Σ. Λώλος, Ε. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής και Womack (1987) υποστηρίζουν ότι οι τιμές που απολαμβάνουν οι παραγωγοί προσαρμόζονται ταχύτερα από τις μεταβολές στις τιμές των εισροών. Τέλος, ο Laure (1991) υποστηρίζει ότι οι τιμές παραγωγού είναι εξωγενείς μεταβλητές με αποτέλεσμα να μην αντιδρούν σε μεταβολές του συστήματος. Σκοπός της παρούσας μελέτης είναι η διερεύνηση της αιτιώδους σχέσης ανάμεσα στις τιμές των (αγοραζομένων) εισροών για την αγροτική παραγωγή, στις τιμές παραγωγού (τιμές που απολαμβάνουν οι παραγωγοί) και στις τιμές διατροφής (του δείκτη τιμών καταναλωτή) στην περίπτωση της ελληνικής οικονομίας. Η διερεύνηση της σχέσης αυτής παρουσιάζει ιδιαίτερο ενδιαφέρον δεδομένου ότι πέρα από τις δυνάμεις της αγοράς η διαδικασία της γεωργικής παραγωγής επηρεάζεται από τις σημαντικές Ευρωπαϊκές ενισχύσεις. Είναι γνωστό ότι η στήριξη της ελληνικής γεωργίας μέσω της Κοινής Αγροτικής Πολιτικής (ΚΑΠ) είναι ιδιαίτερα σημαντική και συνίσταται από ένα πολύπλοκο πλέγμα παρεμβάσεων (επιδοτήσεις τιμών, ποσοστώσεις, αποσύρσεις, εγγυήσεις κ.λπ.) που αποσκοπούν στην προστασία του αγροτικού εισοδήματος και παράλληλα στη βελτίωση της ανταγωνιστικότητας της γεωργίας. Παρόλο που οι άμεσες και έμμεσες ενισχύσεις των τιμών των προϊόντων (των τιμών που απολαμβάνουν οι παραγωγοί) είναι ανομοιογενής και άνι σα κατανεμημένη, το γεωργικό εισόδημα της Ελλάδος διαμορφώνεται σχεδόν κατά το ήμισυ από τις επιδοτήσεις και από τους προστατευτικούς μηχανισμούς της ΚΑΠ 3. Τα αγροτικά προϊόντα παράγονται και διακινούνται στο προστατευτικό πλαίσιο που παρέχει η ΚΑΠ με συνέπεια να δημιουργούνται οι προϋποθέσεις για την ύπαρξη στρεβλώσεων στην αγορά, οι οποίες συνδέονται με την ανισορροπία στη σύνθεση της γεωργικής παραγωγής αλλά και με τις υφιστάμενες δυσλειτουργίες στη διαχείριση και τη διανομή των ενισχύσεων. Επίσης, ως αποτέλεσμα της ΚΑΠ, οι τιμές της τελικής κατανάλωσης επιβαρύνονται και διαμορφώνονται σε υψηλότερα επίπεδα σε σχέση με αυτές τις παγκόσμιας αγοράς. Ωστόσο, οι τιμές παραγωγού υπόκεινται σε σημαντικές διακυμάνσεις που οφείλεται στο γεγονός ότι οι παρεμβάσεις των μηχανισμών της ΚΑΠ έχουν ασύμμετρες επιδράσεις στις τιμές παραγωγού. Αυτό ισχύει για παράδειγμα στην περίπτωση των ποσοστώσεων (πχ βαμβάκι), των αποσύρσεων (πχ ροδάκινα) αλλά και των απότομων μεταβολών στις καιρικές συνθήκες (πχ καταστροφές). Εξ άλλου, ορισμένα προϊόντα είναι χρηματιστηριακά (πχ σιτάρι, σόγια), ενώ άλλα βρίσκονται εκτός Κοινής Οργάνωσης Αγοράς (πχ κηπευτικά). Σκοπός μας είναι λοιπόν να διερευνηθεί σε ποιό βαθμό λειτουργεί ο μηχανισμός της αγοράς στο κύκλωμα παραγωγής και εμπορίας αγροτικών προϊόντων. Στην ανάλυση ακολουθούνται υποδείγματα συνολοκλήρωσης και διόρθωσης σφάλματος και χρησιμοποιούνται μηνιαία στοιχεία της περιόδου ( ). Έτσι, πρώτα ελέγχεται η υπόθεση της μακροχρόνιας σχέσης μεταξύ των τιμών διατροφής, των τιμών παραγωγού και των τιμών των εισροών, χρησιμοποιώντας συνολοκληρωμένα συστήματα τριών μεταβλητών και εφαρμόζοντας την ανάλυση συνολοκλήρωσης, όπως προτείνεται από τους Johansen και Juselius (1990, 1992). Διερευνώνται οι ιδιότητες στασιμότητας 3 Η σχετική βιβλιογραφία είναι εκτενής. Αναλυτική παρουσίαση της ΚΑΠ και των αναθεωρήσεών της περιέχεται, inter alia, στα Agenda 2000 (1997), CAP 2000 (1997) και Σαρρής, Μέργος & Σάρρος (1996). Βλ., επίσης, Επιτροπή για την εξέταση της μακροπρόθεσμης οικονομικής πολιτικής, Ανταγωνιστική γεωργία και αγροτική ανάπτυξη (1998). 2

3 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 (stationarity properties), στοχαστικής και προσδιοριστικής εποχικότητας (stochastic and deterministic seasonality) καθώς και ο βαθμός ολοκλήρωσης (order of integration) των στατιστικών στοιχείων, με την εφαρμογή των ελέγχων DHF (Osborn et al., 1988), ADF (Dickey-Fuller, 1979), PP (Phillips-Perron, 1988) και ΚPSS (Kwiatkowski et al., 1992). Παράλληλα, έχοντας εκτιμήσει τις εξισώσεις συνολοκλήρωσης ορίζεται η μακροχρόνια σχέση ισορροπίας. Οι αποκλίσεις από την ισορροπία αυτή, οι οποίες αντιπροσωπεύουν τα κατάλοιπα του διανύσματος συνολοκλήρωσης, περιλαμβάνονται στα υποδείγματα διόρθωσης σφάλματος, για να ληφθούν υπόψη οι αντιδράσεις των τριών μεταβλητών στην περίπτωση ανισορροπίας του συστήματος. Τέλος, οι εν λόγω όροι διόρθωσης σφάλματος χρησιμοποιούνται για τη διερεύνηση της κατά Granger αιτιώδους σχέσης μεταξύ των τιμών διατροφής, των τιμών παραγωγού και τιμών των ειροών μέσω του υποδείγματος διανύσματος διόρθωσης σφάλματος (Vector Error - Correction Model), που προκύπτει από τα μακροχρόνια διανύσματα συνολοκλήρωσης (Granger, 1986, 1988). Η μελέτη περιλαμβάνει τέσσερις ενότητες. Στην ενότητα 2 παρουσιάζεται η μεθοδολογία ανάλυσης και σχολιάζονται τα στατιστικά δεδομένα που χρησιμοποιούνται στην εμπειρική διερεύνηση. Στην ενότητα 3 παρουσιάζονται τα εμπειρικά αποτελέσματα και στην ενότητα 4 συνοψίζονται και συζητούνται τα τελικά συμπεράσματα. 2. Μεθοδολογία και προσδιορισμός των μεταβλητών Σύμφωνα με τους Engle and Granger (1987), εάν δύο ή περισσότερες μεταβλητές είναι ολοκληρωμένες πρώτου βαθμού Ι(1) και συνολοκληρωμένες, τότε πρέπει να υπάρχει μονόδρομη ή αμφίδρομη αιτιώδης σχέση κατά Granger τουλάχιστον για τις μεταβλητές Ι(0). Ο έλεγχος για την αιτιότητα ή τη συνολοκλήρωση μεταξύ των τριών μεταβλητών ακολουθεί τρία στάδια. Στο πρώτο στάδιο ελέγχεται ο βαθμός ολοκλήρωσης των μεταβλητών, δεδομένου ότι οι έλεγχοι αιτιώδους σχέσης είναι έγκυροι μόνον όταν οι μεταβλητές έχουν τον ίδιο βαθμό ολοκλήρωσης. Αρχικά χρησιμοποιείται ο έλεγχος DHF, όπως προτάθηκε αρχικά από τους Dickey, Hasza and Fuller (1984) και βελτιώθηκε αργότερα από τους Osborn et al. (1988), για να ελεγχθεί η υπόθεση ότι οι εξεταζόμενες χρονολογικές σειρές έχουν στοχαστική εποχικότητα (stochastic seasonality) 4. Στη συνέχεια χρησιμοποιούνται οι κλασικοί έλεγχοι για να δειχθεί εάν οι μεταβλητές έχουν μοναδιαίες ρίζες καθώς και να διερευνηθεί η ύπαρξη προσδιοριστικής εποχικότητας 5 με βάση τις εργασίες των Dickey and Fuller (1979, 1981), Perron (1988), Phillips (1987) και Phillips and Perron (1988) 6 και Kwiatkowski et al. (1992) 7. 4 Ο έλεγχος αυτός είναι μια γενίκευση του ελέγχου των Dickey and Fuller για χρονολογικές σειρές οι οποίες έχουν υπολογιστεί s φορές κατά τη διάρκεια ενός έτους (μηνιαία ή τριμηνιαία στοιχεία) και ως εκ τούτου είναι πιθανόν να παρουσιάζουν στοχαστική εποχικότητα. Για περισσότερες πληροφορίες σχετικά με την ακριβή εκτίμηση του ελέγχου DHF, βλ. σημείωση Πίνακα 1. 5 Ο έλεγχος για την ύπαρξη προσδιοριστικής εποχικότητας αποτελεί επέκταση του ελέγχου των Dickey and Fuller. Με τον έλεγχο αυτό εξετάζεται η στατιστική σημαντικότητα έντεκα ψευδομεταβλητών οι οποίες αντιστοιχούν στην μηνιαία εποχικότητα. 6 Η παραπάνω εκδοχή του ελέγχου αποτελεί επέκταση του ελέγχου των Dickey-Fuller, ο οποίος πραγματοποιεί ημιπαραμετρική διόρθωση για την αυτοσυσχέτιση που εμφανίζεται στα σφάλματα της 3

4 Σ. Λώλος, Ε. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής Η συνδυασμένη χρήση των τριών ελέγχων προκειμένου να διερευνηθεί ο βαθμός ολοκλήρωσης της χρονολογική σειράς οδηγεί σε τέσσερα πιθανά αποτελέσματα: Πρώτον, η τυχόν απόρριψη της μηδενικής υπόθεσης από τους ελέγχους ADF και PP και η μη απόρριψή της από τον έλεγχο KPSS παρέχει ισχυρές αποδείξεις για τη στασιμότητα της σειράς. Δεύτερον, η μη απόρριψη της υπόθεσης μηδέν από τους ελέγχους ADF και PP και η απόρριψή της από τον έλεγχο KPSS συνιστά βάσιμη ένδειξη ότι η σειρά είναι I(1). Τρίτον, η μη απόρριψη της υπόθεσης μηδέν από όλους τους ελέγχους υποδηλώνει ότι τα στατιστικά δεδομένα δεν παρέχουν αρκετές πληροφορίες σχετικά με τα μακροχρόνια χαρακτηριστικά της χρονολογικής σειράς. Τέταρτον, η απόρριψη της μηδενικής υπόθεσης από όλους τους ελέγχους είναι ένδειξη ότι η χρονολογική σειρά δεν είναι ούτε Ι(1) ούτε Ι(0). Το κέρδος από τον έλεγχο τόσο της στασιμότητας όσο και της μη στασιμότητας μέσω της χρήσης των τριών ελέγχων και της σύγκρισης των αποτελεσμάτων τους έγκειται στο ότι το συμπέρασμα δεν είναι αβέβαιο. Συγκεκριμένα, το στατιστικό συμπέρασμα μπορεί να είναι είτε στασιμότητα είτε μη στασιμότητα είτε ότι δεν γνωρίζουμε το βαθμό ολοκλήρωσης της χρονολογικής σειράς, πράγμα που είναι προτιμότερο από την αβεβαιότητα. Στο δεύτερο στάδιο γίνεται έλεγχος για την ύπαρξη συνολοκλήρωσης, με τη μέθοδο της μέγιστης πιθανοφάνειας των Johansen και Juselius (Johansen 1988, Johansen and Juselius 1990, 1992). Η μέθοδος εκτίμησης των Johansen και Juselius βασίζεται στην εκτίμηση ενός υποδείγματος διανυσματικής αυτοσυσχέτισης (vector autoregressive model) με Gaussian σφάλματα. H εν λόγω προσέγγιση έχει τα εξής πλεονεκτήματα έναντι της τεχνικής των Engle and Granger (1987) που χρησιμοποιήθηκε στις πιο πρόσφατες εμπειρικές μελέτες: Πρώτον, η μέθοδος Johansen και Juselius ελέγχει το σύνολο των διανυσμάτων συνολοκλήρωσης μεταξύ των μεταβλητών. Οι παραπάνω έλεγχοι βασίζονται στον έλεγχο του λόγου μέγιστης πιθανοφάνειας. Δεύτερον, η μέθοδος αυτή αντιμετωπίζει όλες τις μεταβλητές ως ενδογενείς και έτσι αποφεύγει την αυθαίρετη επιλογή εξαρτημένης μεταβλητής. Τρίτον, παρέχει ένα ενιαίο πλαίσιο για την εκτίμηση και τον έλεγχο των σχέσεων συνολοκλήρωσης, με βάση το υπόδειγμα διανύσματος διόρθωσης σφάλματος. Η ύπαρξη συνολοκλήρωσης αποκλείει την πιθανότητα η εκτιμηθείσα σχέση να είναι ψευδής. Εφόσον οι μεταβλητές έχουν κοινή τάση, η αιτιώδης σχέση, κατά Granger και όχι με τη δομική έννοια, θα πρέπει να συνδέει τις μεταβλητές τουλάχιστον προς τη μία εκτιμώμενης παλινδρόμησης, θεωρείται δε ότι η μέθοδος αυτή είναι καλύτερη όταν υπάρχει αυτοσυσχέτιση και ετεροσκεδαστικότητα στα σφάλματα των εκτιμώμενων παλινδρομήσεων. Σύμφωνα με τον Choi (1992), o στατιστικός έλεγχος των Phillips -Perron (PP) φαίνεται να είναι στατιστικά πιο ισχυρός από τους ελέγχους ADF όταν χρησιμοποιείται για συνολικά στοιχεία. Για περισσότερες λεπτομέρειες, βλ. Perron (1990). 7 H διαδικασία KPSS χρησιμοποιεί την υπόθεση ότι η μεταβλητή μπορεί να αναλυθεί ως το άθροισμα της προσδιοριστικής τάσης, της τυχαίας πορείας και της στάσιμης διατάραξης Ι(0) και βασίζεται στην αρχή ελέγχου αποτελεσμάτων του πολλαπλασιαστή Lagrange. Ο εν λόγω έλεγχος αντιστρέφει τη μηδενική και την εναλλακτική υπόθεση. Έτσι, προκειμένου να καταλήξουμε σε πόρισμα υπέρ της ύπαρξης μοναδιαίας ρίζας, θα πρέπει να έχουμε αξιόπιστα στοιχεία που να καταρρίπτουν τη μηδενική υπόθεση στασιμότητας. Ο έλεγχος KPSS ορίζεται από τη σχέση: = T 2 Σ S 2 t / s 2 (k), όπου S t = Σ e (i = 1, 2,...,t), e i είναι το μερικό άθροισμα των καταλοίπων από την παλινδρόμηση της σειράς με σταθερά και ενδεχομένως σε μία χρονική τάση, s 2 (k) είναι μια συνεπής μη παραμετρική εκτίμηση της διαταραχής της διακύμανσης και T είναι το μέγεθος του δείγματος. 4

5 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 κατεύθυνση. Μολονότι η συνολοκλήρωση υποδηλώνει την ύπαρξη αιτιώδους σχέσης κατά Granger, δεν προσδιορίζει κατ ανάγκην και την κατεύθυνση προς την οποία εκδηλώνεται η σχέση αυτή των μεταβλητών. Αυτή η χρονική αιτιώδης σχέση κατά Granger μπορεί να εντοπιστεί μέσω του υποδείγματος διανύσματος διόρθωσης σφάλματος που προκύπτει από τα μακροχρόνια συνολοκληρωμένα διανύσματα (Granger, 1986, 1988). Ως εκ τούτου, το τρίτο στάδιο περιλαμβάνει τη χρήση του υποδείγματος διανύσματος διόρθωσης σφάλματος και τη διεξαγωγή ελέγχων σχετικά με την εξωγένεια των μεταβλητών. Οι Engle and Granger (1987) έχουν δείξει ότι, εφόσον υπάρχει συνολοκλήρωση, υφίστατα ι πάντοτε ένα αντίστοιχο υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος. Σύμφωνα με το υπόδειγμα αυτό, οι μεταβολές της εξαρτημένης μεταβλητής αποτελούν συνάρτηση της ανισορροπίας στη σχέση συνολοκλήρωσης, έτσι όπως προσδιορίζεται από τον όρο διόρθωσης σφάλματος (ECT), καθώς και από τις πρώτες διαφορές των λοιπών ερμηνευτικών μεταβλητών. Κατά συνέπειαν, μέσω του ECT, η χρήση υποδείγματος VECΜ καθιερώνει ένα συμπληρωματικό τρόπο εξέτασης της αιτιώδους σχέσης κατά Granger, τρόπο τον οποίο είχαν αρχικά αγνοήσει οι έλεγχοι Granger-Sims. O στατιστικός έλεγχος Wald 8 που εφαρμόζεται για τον έλεγχο της στατιστικής σημαντικότητας του αθροίσματος των χρονικών υστερήσεων καθεμιάς από τις ερμηνευτικές μεταβλητές και ο στατιστικός έλεγχος t του όρου διόρθωσης σφάλματος με χρονική υστέρηση υποδηλώνουν στατιστικά την κατά Granger εξωγένεια ή ενδογένεια της εξαρτημένης μεταβλητής. Η μη στατιστική σημαντικότητα του ECT αναφέρεται ως ασθενής εξωγένεια (weak exogeneity), ενώ ως αυστηρή εξωγένεια (strict exogeneity) ορίζεται η μη στατιστική σημαντικότητα των πρώτων διαφορών των ερμηνευτικών μεταβλητών με χρονική υστέρηση. Η μη στατιστική σημαντικότητα όλων των ελέγχων Wald και των ελέγχων t στο υπόδειγμα VECM καταδεικνύει την οικονομετρική ισχυρή εξωγένεια (strong exogeneity) της εξαρτημ ένης μεταβλητής, δηλαδή την απουσία της αιτιώδους σχέσης κατά Granger. Στην εμπειρική ανάλυση χρησιμοποιήθηκαν μηνιαία στατιστικά δεδομένα για την Ελλάδα που καλύπτουν τη χρονική περίοδο Ιανουαρίου Δεκεμβρίου Επίσης, χρησιμοποιήθηκαν οι ακόλουθες μεταβλητές, εκφρασμένες σε λογαριθμική μορφή 10 : ο δείκτης τιμών διατροφής (LFOOD), ο δείκτης τιμών παραγωγού (LOUTG) και τρεις κατηγορίες του δείκτη τιμών εισροών, ο γενικός δείκτης (LINPG), ο δείκτης παγίων στοιχείων (LINPF) και ο δείκτης αναλωσίμων (LINPA). Ειδικότερα, ο γενικός δείκτης τιμών εισροών (INPG), που καταρτίζεται από την ΕΣΥΕ, είναι ο σταθμισμένος δείκτης κόστους των πρώτων υλών της αγροτικής παραγωγής και περιλαμβάνει το κόστος των αναλωσίμων προϊόντων (εισροών) και το κόστος των παγίων εγκαταστάσεων 11. Οι δείκτες τιμών αναλωσίμων (INPA) και παγίων στοιχείων 8 Ο στατιστικός έλεγχος Wald ακολουθεί την κατανομή χ-τετράγωνο με βαθμούς ελευθερίας ίσους με τον αριθμό των ελεγχόμενων περιορισμών. 9 Στοιχεία προ του 1986 δεν είναι διαθέσιμα. 10 Το L συμβολίζει τη λογαριθμική μορφή των μεταβλητών. 11 Σύμφωνα με την ΕΣΥΕ, οι τιμές εισροών ορίζονται ως καταβαλλόμενες τιμές, εφόσον είναι οι τιμές που πληρώνουν οι αγρότες κατά τη διαδικασία της αγροτικής παραγωγής. Ετήσια στοιχεία δημοσιεύονται στην Εκθεση του Διοικητή της Τράπεζας της Ελλάδος. 5

6 Σ. Λώλος, Ε. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής (INPF) συμμετέχουν κατά 77% και 23% αντίστοιχα στο γενικό δείκτη τιμών εισροών. Στη διαμόρφωση του δείκτη τιμών αναλωσίμων υψηλό ειδικό βάρος έχουν η ενέργεια-λιπαντικά (26,3%) και οι ζωοτροφές (27,9%) 12. Ο δείκτης αυτός επηρεάζεται από την εθνική πολιτική ενισχύσεων του γεωργικού τομέα (πχ επιδότηση τιμών καυσίμων) και ως ένα βαθμό από την ασκούμενη συναλλαγματική πολιτική, λόγω του αυξημένου μεριδίου εισαγωγών των αναλωσίμων προϊόντων. Ο δείκτης των τιμών παραγωγού (OUTG) καταρτίζεται από την ΕΣΥΕ και είναι ο σταθμισμένος δείκτης των τιμών διάθεσης των αγροτικών προϊόντων από τους παραγωγούς 13. Στο δείκτη αυτό συμμετέχουν η φυτική και η κτηνοτροφική παραγωγή κατά 71% και 29% αντίστοιχα, ενώ τα πλέον σημαντικά φυτικά προϊόντα είναι τα νωπά λαχανικά (13,2%), τα ελαιοκομικά (11,5%) και τα βιομηχανικά φυτά (13,1%) 14. Ο δείκτης αυτός δεν περιλαμβάνει το σύνολο των άμεσων αγροτικών εισοδηματικών ενισχύσεων μέσω της ΚΑΠ αλλά μόνον τις κατά κιλό ενισχύσεις τιμών οι οποίες αφορούν το ελαιόλαδο, τα καπνά και το βαμβάκι, οι οποίες, όμως, είναι ιδιαίτερα σημαντικές εφόσον τα προϊόντα αυτά απορροφούν το 55% περίπου των εισπράξεων από το Ευρωπαϊκό Γεωργικό Ταμείο 15. Ωστόσο, στο δείκτη αυτό αντανακλάται το πλέγμα των άμεσων και έμμεσων ενισχύσεων των τιμών του παραγωγού μέσω της ΚΑΠ (επιδοτήσεις τιμών, στρεμματικές επιδοτήσεις, ποσοστώσεις, εξωτερική προστασία), δεδομένου ότι επηρεάζουν τη διαμόρφωση των σχετικών τιμών και οπωσδήποτε το επίπεδο των τιμών των αγροτικών προϊόντων. 12 Οι συντελεστές στάθμισης του δείκτη τιμών αναλωσίμων είναι οι εξής (έτος βάσης 1990): σπόροι 5,2%, ζώα για πάχυνση/αναπαραγωγή 2,4%, ενέργεια-λιπαντικά 26,3%, λιπάσματα 8,8%, γεωργικά φάρμακα 8,8%, ζωοτροφές 27,9%, γεωργικά εργαλεία-εφόδια 4,5%, συντήρηση-επισκευή μηχανημάτων-κτιρίων 11,1% και λοιπά έξοδα 5,4%. 13 Σύμφωνα με την ΕΣΥΕ, οι τιμές παραγωγού των αγροτικών προϊόντων ορίζονται ως απολαμβανόμενες τιμές, εφόσον είναι οι τιμές που εισπράττουν οι αγρότες από τη διάθεση των προϊόντων τους. Ετήσια στοιχεία δημοσιεύονται στην Έκθεση του Διοικητή της Τράπεζας της Ελλάδος. 14 Οι συντελεστές στάθμισης του δείκτη (απολαμβανομένων) τιμών παραγωγού είναι οι εξής (έτος βάσης 1990): (α) φυτικά προϊόντα: δημητριακά και ρύζι 9,75%, βολβοί και ριζώματα 3,66%, νωπά λαχανικά 13,19%, νωπές οπώρες 7,43%, εσπεριδοειδή 2,28%, ξηροί καρποί 3,86%, οίνος 2,8%, σπόροι 0,26%, όσπρια 0,63%, ελαιοκομικά 11,49%, βιομηχανικά φυτά 13,13%, κτηνοτροφικά φυτά 1,28% και άνθη 1,26% (β) κτηνοτροφικά προϊόντα: κρέατα 12,54%, πουλερικά 2,99%, γάλα 9,87%, αυγά 2,33% και λοιπά κτηνοτροφικά 1,25%. 15 Σύμφωνα με στοιχεία του FEOGA-Εγγυήσεις των ετών , το ελαιόλαδο απορροφά το 12% των συνολικών ενισχύσεων, το βαμβάκι το 27% και τα καπνά το 15% (σύνολο 54%), ενώ η ποσοστιαία συμβολή των προϊόντων αυτών στην τελική αξία της παραγωγής ανέρχεται στο 10%, 13% και 4,5% αντίστοιχα (σύνολο 27,5%). Ας σημειωθεί επίσης ότι στο βαμβάκι τα 2/3 της τιμής που εισπράττεται από τους παραγωγούς επιδοτείται, ενώ στα καπνά το 50% περίπου της παραγωγής στηρίζεται στην επιδότηση των τιμών. Για περισσότερα βλ. Επιτροπή για την εξέταση της μακροπρόθεσμης οικονομικής πολιτικής, Ανταγωνιστική γεωργία και αγροτική ανάπτυξη (1998). 6

7 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 Τέλος, ο δείκτης τιμών διατροφής (FOOD) περιλαμβάνει τα είδη διατροφής που συμμετέχουν στο Δείκτη Τιμών Καταναλωτή της ΕΣΥΕ 16. Περιλαμβάνονται πρωτογενή αγροτικά προϊόντα και μεταποιημένα τρόφιμα, εγχώριας παραγωγής αλλά και εισαγόμενα, ενώ δεν περιλαμβάνονται τα προϊόντα καπνού και το βαμβάκι. 3. Εμπειρικά Αποτελέσματα Στον Πίνακα 1 παρουσιάζονται, σε επίπεδα και σε πρώτες διαφορές, οι έλεγχοι DHF, ADF, PP και KPSS όλες τις μεταβλητές που χρησιμοποιούνται στην εμπειρική ανάλυση. Η στατιστική DHF υποδηλώνει ότι καμία από τις μεταβλητές δεν έχει στοχαστική εποχικότητα άρα δεν είναι απαραίτητο να χρησιμοποιήσουμε τη δωδέκατη διαφορά τους. Η στατιστική ADF υποδηλώνει ότι όλες οι μεταβλητές είναι ολοκληρωμένες σε πρώτο βαθμό, Ι(1), ενώ οι πρώτες διαφορές τους είναι ολοκληρωμένες σε μηδενικό βαθμό Ι(0). Επίσης η στατιστική σημαντικότητα των μηνιαίων ψευδομεταβλητών συνηγορούν υπέρ της ύπαρξης προσδιοριστής εποχικότητας. Από την εφαρμογή του ελέγχου Phillips-Perron προκύπτει ότι το βασικό συμπέρασμα είναι ποιοτικώς το ίδιο με εκείνο που προέκυχε από τους ελέγχους Dickey-Fuller, παρόλο που υιοθετείται διαφορετικός αριθμός υστερήσεων στις χρονολογικές σειρές που χρησιμοποιούνται και παρόλο που, σε ορισμένες περιπτώσεις, μειώνεται το επίπεδο σημαντικότητας. Ειδικότερα, ο έλεγχος PP, βασιζόμενος στις κρίσιμες τιμές 5% και 1%, ενισχύει την υπόθεση ότι όλες οι χρονολογικές σειρές περιλαμβάνουν μοναδιαία ρίζα. Συνεπώς, και οι δύο έλεγχοι συνηγορούν υπέρ της υπόθεσης της ύπαρξης μοναδιαίας ρίζας για όλες τις χρονολογικές σειρές. Τέλος, η στατιστική KPSS υπολογίζεται για χρονικές υστερήσεις ένα και τέσσερα (l=1 και l=4) 17 καθώς είναι άγνωστες ποιές υστερήσεις σφαλμάτων θα πρέπει να χρησιμοποιηθούν για τον υπολογισμό μιας συνεπούς εκτιμήτριας της διασποράς των καταλοίπων. Ο έλεγχος KPSS απορρίπτει την υπόθεση μηδέν της στασιμότητας ως προς το επίπεδο και την τάση και για τις δύο χρονικές υστερήσεις. Η στατιστική KPSS δεν απορρίπτει την υπόθεση Ι(0) για τις πρώτες διαφορές της σειράς σε επίπεδο σημαντικότητας 1%. Κατά συνέπεια, το βασικό συμπέρασμα της ανάλυσης που προηγήθηκε είναι ότι τα συνδυασμένα αποτελέσματα όλων των ελέγχων (DHF, ADF, PP, KPSS) υποδηλώνουν ότι όλες οι υπό εξέταση χρονολογικές σειρές δεν έχουν στοχαστική εποχικότητα, έχουν προσδιοριστική εποχικότητα, ενώ είναι ολοκληρωμένες πρώτου βαθμού, Ι(1). Στον Πίνακα 2 συνοψίζονται τα αποτελέσματα της ανάλυσης συνολοκλήρωσης με τη χρήση της μεθόδου μεγίστης πιθανοφάνειας του Johansen. Προκειμένου να προσδιοριστεί ο 16 Ο δείκτης αυτός καταρτίζεται από την Τράπεζα της Ελλάδος βάσει αδημοσίευτων στοιχείων του ΔΤΚ της ΕΣΥΕ. Για τους τελευταίους μήνες οι σειρές αυτές δημοσιεύονται στο Μηνιαίο Στατιστικό Δελτίο Οικονομικής Συγκυρίας της Τράπεζας της Ελλάδος. 17 Ως γνωστόν, η στατιστική KPSS είναι ευαίσθητη στην επιλογή των χρονικών υστερήσεων και τείνει να μειώνεται μονοτονικά όσο αυξάνεται το l. Ο έλεγχος έχει διενεργηθεί και για τις χρονικές υστερήσεις οκτώ και δώδεκα. Οι στατιστικές ενδέχεται να διαφέρουν ως προς το επίπεδο σημαντικότητας ωστόσο το ποιοτικό αποτέλεσμα παραμένει το ίδιο. 7

8 Σ. Λώλος, Ε. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής αριθμός των χρονικών υστερήσεων των μεταβλητών που θα χρησιμοποιηθούν στο υπόδειγμα VAR, εκτιμήθηκαν αρχικά τέσσερις εκδοχές του συστήματος με οκτώ, τέσσερις, τρείς και δύο υστερήσεις, αντίστοιχα. Στη συνέχεια, έγινε έλεγχος της υπόθεσης μηδέν ότι και οι τέσσερις εκδοχές είναι στατιστικά ισοδύναμες. Η στατιστική του λόγου πιθανοφάνειας απορρίπτει την υπόθεση μηδέν περί ισοδυναμίας όλων των εκδοχών. Συγκεκριμένα χρησιμοποιείται το υπόδειγμα VAR=2 στη διαδικασία εκτίμησης της συνολοκλήρωσης μεταξύ των τριών μεταβλητών. Η διαδικασία εκτίμησης στηρίζεται στην υπόθεση ότι στο υπόδειγμα χρησιμοποιούνται σταθερός όρος και τάση χωρίς περιορισμούς (unrestricted). Χρησιμοποιούνται επίσης μηνιαίες ψευδομεταβλητές για να ληφθεί υπόψη στην εκτίμηση η ύπαρξη προσδιοριστικής εποχικότητας. Οι στατιστικοί έλεγχοι (eigenvalue και trace statistic) συνηγορούν υπέρ της ύπαρξης ενός διανύσματος συνολοκλήρωσης σε επίπεδο σημαντικότας 5% για όλους τους συνδυασμούς τιμών εισροών, τιμών παραγωγού και τιμών καταναλωτή. Στον Πίνακα 3 παρουσιάζονται τα αποτελέσματα του ελέγχου ότι όλες οι μεταβλητές της μακροχρόνιας σχέσης είναι στατιστικά σημαντικές. Με βάση τα παραπάνω αποτελέσματα η μακροχρόνια σχέση μεταξύ όλων των κατηγοριών των τιμών εισροών (γενικός δείκτης, δείκτης παγίων και δείκτης αναλωσίμων), των τιμών που απολαμβάνουν οι παραγωγοί και των τιμών που πληρώνουν οι καταναλωτές για τα είδη διατροφής τεκμηριώνεται στατιστικά. Η ύπαρξη συνολοκλήρωσης των μεταβλητών επιτρέπει την εφαρμογή των διανυσματικών υποδειγμάτων διόρθωσης σφάλματος (VECM). Τα κατάλοιπα με υστέρηση που προκύπτουν από την παλινδρόμηση συνολοκλήρωσης με μία χρονική υστέρηση περιλαμβάνονται στο υπόδειγμα για τον έλεγχο της αιτιώδους σχέσης κατά Granger. Τα υποδείγματα διόρθωσης σφάλματος υποβάλλονται σε μία σειρά διαγνωστικών ελέγχων, συμπεριλαμβανομένων και των ελέγχων αυτοσυσχέτισης των σφαλμάτων μέσω του πολλαπλασιαστή Lagrange. Στον Πίνακα 4 παρουσιάζονται τα ευρήματα σχετικά με την αιτιώδη σχέση κατά Granger που βασίζονται στα υποδείγματα διόρθωσης σφάλαματος για όλες τις κατηγορίες των τιμών εισροών. Τα υποδείγματα περιλαμβάνουν εποχικές ψευδομεταβλητές για την εκτίμηση της προσδιοριστικής εποχικότητας (deterministic seasonality) και ένα όρο διόρθωσης σφάλματος με μία χρονική υστέρηση, ο οποίος εκτιμά τη μακροχρόνια ανισορροπία. Το μέγεθος και η στατιστική σημαντικότητα του όρου μακροχρόνιας ανισορροπίας σε κάθε εξίσωση προσδιορίζει την ταχύτητα που η κάθε εξαρτημένη μεταβλητή τείνει να επανέλθει στη μακροχρόνια ισορροπία της. Από τις εκτιμήσεις των παραμέτρων προκύπτει ότι ο όρος διόρθωσης σφάλματος που εκτιμά τη μακροχρόνια ανισορροπία έχει το κατάλληλο πρόσημο σε όλες τις σειρές και είναι στατιστικά σημαντικός για όλες τις εκτιμώμενες εξισώσεις παλινδρόμησης εκτός από εκείνες που οι τιμές διατροφής είναι η εξαρτημένη μεταβλητή. Συνεπώς, τόσο οι τιμές παραγωγού όσο και οι τιμές των εισροών κινούνται προς την αποκατάσταση της ισορροπίας. Δηλαδή, από το συγκεκριμένο δυναμικό υπόδειγμα διαπιστώνεται ότι οι τιμές των εισροών και οι τιμές παραγωγού δεν χαρακτηρίζονται από ασθενή εξωγένεια σε αντίθεση με τις τιμές των ειδών διατροφής οι οποίες χαρακτηρίζονται από ασθενή εξωγένεια (weakly exogenous). Σε όλες τις εκτιμώμενες παλινδρομήσεις στις οποίες ο δείκτης τιμών διατροφής είναι η εξαρτημένη μεταβλητή, οι στατιστικοί έλεγχοι χ-τετράγωνο καταδεικνύουν την ύπαρξη αιτιώδους σχέσης κατά Granger -με τη στενή έννοια- μεταξύ των τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής. Αυστηρή εξωγένεια υπάρχει και προς την αντίθετη κατεύθυνση, δηλαδή από τις 8

9 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 τιμές διατροφής προς τις τιμές παραγωγού. Έτσι, το βραχυχρόνιο δυναμικό υπόδειγμα καταδεικνύει ότι υπάρχει μια αυστηρή αμφίδρομη αιτιώδης σχέση μεταξύ των τιμών διατροφής και των τιμών παραγωγού. Αντίθετα, η στατιστική χ-τετράγωνο δείχνει ότι όλες οι κατηγορίες του δείκτη τιμών εισροών παραμένουν ανεπηρέαστες από μεταβολές με χρονικές υστερήσεις του δείκτη τιμών διατροφής και του δείκτη τιμών παραγωγού. Τα επίπεδα σημαντικότητας που συνδέονται με τη στατιστική χ-τετράγωνο της από κοινού σημαντικότητας του αθροίσματος των υστερήσεων μίας μόνο ερμηνευτικής μεταβλητής και του όρου διόρθωσης σφάλματος, για όλες τις παλινδρομήσεις (LFOOD, LOUTG, LINPG, LINPA) εκτός εκείνης που έχει ως εξαρτημένη μεταβλητή τις τιμές εισροών παγίων στοιχείων (LINPF) υποδηλώνουν ότι οι μεταβλητές είναι ενδογενείς κατά Granger. Τέλος, τα επίπεδα σημαντικότητας που συνδέονται με τη στατιστική χ-τετράγωνο της από κοινού σημαντικότητας του αθροίσματος των υστερήσεων όλων των ερμηνευτικών μεταβλητών και του όρου διόρθωσης σφάλματος, για όλες τις παλινδρομήσεις (LFOOD, LOUTG, LINPG, LINPA) εκτός εκείνης που έχει ως εξαρτημένη μεταβλητή τις τιμές εισροών παγίων στοιχείων (LINPF) υποδηλώνουν ότι οι μεταβλητές είναι ισχυρά ενδογενείς κατά Granger. Ειδικότερα, τα εμπειρικά αποτελέσματα υποδηλώνουν την ύπαρξη αμφίδρομης αιτιώδους σχέσης αφενός μεταξύ των τιμών ειδών διατροφής και των τιμών παραγωγού αφετέρου των τιμών εισροών και των τιμών παραγωγού, ενώ διαπιστώνεται μια μονόδρομη αιτιώδης σχέση από τις τιμές διατροφής προς τις τιμές εισροών. 4. Συμπεράσματα Η παρούσα μελέτη εξετάζει την εγκυρότητα της πρότασης ότι υπάρχει αιτιώδης σχέση μεταξύ των τιμών εισροών, τιμών παραγωγού και τιμών ειδών διατροφής στην Ελλάδα. Αρχικά διερευνήθηκε η στασιμότητα των στατιστικών σειρών, όπου διαπιστώθηκε ότι οι σειρές είναι ολοκληρωμένες σε πρώτο βαθμό και απορρίφθηκε η ύπαρξη στοχαστικής εποχικότητας. Μέσω της εκτίμησης της μεγίστης πιθανοφάνειας των Johansen και Juselius με διανύσματα συνολοκλήρωσης, διερευνήθηκε κατά πόσον υφίσταται μακροχρόνια σχέση μεταξύ των τριών μεταβλητών κατά την περίοδο Τα εμπειρικά αποτελέσματα ενισχύουν την υπόθεση ότι υφίσταται όντως τέτοια σχέση. Η εκτίμηση βάσει του υποδείγματος διόρθωσης σφάλματος έδειξε ότι υπό την έννοια της ισχυρής αιτιώδους σχέσης κατά Granger, ο δείκτης τιμών εισροών, ο δείκτης τιμών παραγωγού και ο δείκτης τιμών διατροφής αποτελούν οικονομετρικώς ενδογενείς μεταβλητές. Συγκεκριμένα διαπιστώθηκε: α) η ύπαρξη αμφίδρομης αιτιώδους σχέσης μεταξύ των τιμών διατροφής και των τιμών παραγωγού, β) η ύπαρξη αμφίδρομης αιτιώδους σχέσης μεταξύ των τιμών εισροών (στις περιπ τώσεις του γενικού δείκτη τιμών εισροών και του δείκτη αναλωσίμων) και των τιμών παραγωγού, γ) η ύπαρξη μονόδρομης αιτιώδους σχέσης από τις τιμές διατροφής πρός τις τιμές εισροών (και πάλι στις περιπτώσεις του γενικού δείκτη τιμών εισροών και του δείκτη αναλωσίμων), και δ) διαπιστώθηκε ότι ο δείκτης τιμών παγίων εισροών είναι εξωγενής μεταβλητή. Η υπάρξη αμφίδρομης αιτιώδους σχέσης μεταξύ τόσο των τιμών παραγωγού και των τελικών τιμών διατροφής όσο και μεταξύ των τιμών παραγωγού και των τιμών των (αναλώσιμων) εισροών υποδηλώνει ότι οι σημαντικές αλλά ασύμμετρες παρεμβάσεις της ΚΑΠ εισάγουν διακυμάνσεις στις τιμές παραγωγού, οι οποίες ενσωμματώνονται στο μηχανισμό 9

10 Σ. Λώλος, Ε. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής διαμόρφωσης των τιμών της αγοράς και διαχέονται σε όλο το κύκλωμα της αγροτικής παραγωγής. Οι σχέσεις αυτές αποτυπώνονται στο σύστημα των τιμών που εξετάσαμε. Τα αποτελέσματα είναι συμβατά και με τις δύο οικονομικές θεωρίες των τιμών, δηλαδή τόσο με αυτή που συνδέεται με τον πληθωρισμό ζήτησης όσο και τη σχετική με τον πληθωρισμό κόστους. Έτσι, η στήριξη των τιμών παραγωγού επιβαρύνει τις τιμές διατροφής οι οποίες αυξάνουν τις τιμές καταναλωτή και ανατροφοδοτούν τις τιμές παραγωγού μέσω των πληθωριστικών προσδοκιών. Εξ άλλου, οι προσδοκίες για αύξηση της ζήτησης και του πληθωρισμού από την άνοδο των τιμών παραγωγού επιτρέπει στους προμηθευτές γεωργικών εισροών αυξήσεις τιμών, οι οποίες δημιουργούν πιέσεις για αύξηση των τιμών παραγωγού. Τέλος, οι μεταβολές στις τιμές των εισροών δεν επηρεάζουν άμεσα τις τιμές διατροφής, καθώς και το κόστος των παγίων εγκαταστάσεων δεν υπεισέρχεται στον μηχανισμό προσδιορισμού των τιμών παραγωγού. Το γεγονός ότι υπάρχει συνολοκλήρωση μεταξύ των τιμών εισροών, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής αποκλείει την πιθανότητα να είναι πλασματική η εκτιμώμενη σχέση και υποδηλώνει την ύπαρξη αιτιώδους σχέσης κατά Granger. Επίσης, στο βαθμό που οι μηχανισμοί στήριξης των τιμών παραγωγού τείνουν να ομαλοποιούνται μέσα από την κυοφορούμενη ΚΑΠ 2000 και την προσπάθεια για ορθολογική χρήση των επιδοτήσεων, οι αιτιώδεις σχέσεις στις τιμές που διαπιστώθηκαν θα ενισχύονται με συνέπεια να αυξάνεται η ερμηνευτική ικανότητα του υποδείγματος. Τέλος, η ικανότητα των τιμών παραγωγού να εξηγούν τις διακυμάνσεις των τιμών διατροφής υποδηλώνει ότι τα υποδείγματα πληθωρισμού έχουν μεγαλύτερη ερμηνευτική ικανότητα, εάν συμπεριλαμβάνουν ως ερμηνευτική μεταβλητή το δείκτη τιμών παραγωγού αγροτικών προϊόντων (λαμβάνοντας υπόψη τον ενδογενή χαρακτήρα της μεταβλητής αυτής). Το εύρημα αυτό αποτελεί ιδιαίτερο χρήσιμο στοιχείο για τις μακροοικονομικές προβλέψεις και την ανάλυση πολιτικής. 5. Βιβλιογραφικές αναφορές Agenda 2000 (1997), For a Stronger and Wider Union: Agenda 2000, Vol. I - Communication, DOC/97/6, Strasbourg, 15 july. Baghestani, H. και R. McNown (1994), 'Do Revenues or Expenditures Respond to Budgetary Disequilibria', Southern Economic Journal, Vol.61, No.2, pp Boughton, J. και W.H. Branson (1991), 'Commodity Prices as a Leading Indicator of Inflation', στο K.Lahiri και G.H. Moore (Εκδ.), Leading Economic Indicators: New Approaches and Forecasting Records, Cambridge University Press, pp CAP 2000 (1997), Rural Developments: CAP 2000, European Commission, DG VI Working Document, July. Choi, I. (1992) 'Effects of Data Aggregation on the Power of Tests for a Unit Root', Economics Letters, Vol. 40, pp Cody, B.J. και L.O. Mills (1991), 'The Role of Commodity Prices in Formulating Monetary Policy', Review of Economics and Statistics,Vol. 73, No.2, pp

11 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 Charemza, W.W. και D.F. Deadman (1997), Edward Elgar, Second Edition. New Directions in Econometric Practice, Colclough, W.G. και M.D. Lange (1982), 'Empirical Evidence of Causality from Consumer to Wholesale Prices', Journal of Econometrics, Vol. 19, pp Dickey, D.A., D.P. Hasza και W.A. Fuller (1984), Testing for Unit Roots in Seasonal Time Series, Journal of the American Statistical Association, Vol. 79, pp Dickey, D.A. και W.A. Fuller (1979), 'Distributions of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root', Journal of the American Statistical Association, Vol.74, pp Dickey, D.A. και W.A. Fuller (1981), 'The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root', Econometrica, Vol.49, pp Enders, W. (1995) Applied Econometric Time Series, John Wiley & Sons, Inc. Engle, R.F. και C.W.J. Granger (1987), 'Cointegration and Error-Correction: Representation, Estimation and Testing', Econometrica, Vol.55, No.2, pp Επιτροπή για την εξέταση της μακροπρόθεσμης οικονομικής πολιτικής (1998), Ανταγωνιστική γεωργία και αγροτική ανάπτυξη: Καίρια διαρθρωτικά Προβλήματα και αντιμετώπισή τους, Εθνική Τράπεζα της Ελλάδος, Αθήνα. Fuller, W.A. (1976), Introduction to Statistical Time Series, (New York: John Wiley). Granger, C.W.J. (1986), 'Developments in th e Study of Cointegrated Economics Variables', Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol.48, pp Granger, C.W.J. (1988), 'Developments in a Concept of Causality', Journal of Econometrics, Vol.39, pp Johansen, S. (1988), 'Statistical and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors', Journal of Economic Dynamics and Control, Vol.12, pp Johansen, S. και K. Juselius (1990), 'Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration - with Applications to the Demand for Money', Oxford Bulletin of Economics, Vol.52, pp Johansen, S. και K. Juselius (1992), 'Testing Structural Hypotheses in a Multivariate Cointegration Analysis at the Purchasing Power Parity and the Uncovered Interest Parity for the UK', Journal of Econometrics, Vol.53, No.1-3, pp Jones, J.D. (1986), 'Consumer Prices, Wholesale Prices, and Causality', Economics, Vol.11, pp Empirical Kugler, P. (1991), 'Common Trends, Commodity Prices and Consumer Prices', Economics Letters, Vol.37, pp Kwiatkowski, D., P.C.B. Phillips, P. Schmidt, και Y. Shin (1992), 'Testing the Null Hypothesis of Stationarity Against the Alternative of a Unit Root', Journal of Econometrics, Vol. 54, pp

12 Σ. Λώλος, Ε. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής Osborn, D.R., A.P.L. Chui, J.P. Smith και C.R. Birchenhall (1988), Seasonality and the Order of Integration for Consumption, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 50, pp Παπαπέτρου, Ε. και Γ. Χονδρογιάννης (1996) Νομισματικές επιδράσεις στις αγροτικές τιμές στην Ελλάδα, Ανταγωνιστικότητα και ολοκληρωμένη ανάπτυξη του αγροτικού τομέα: Οι νέες προκλήσεις για την Ελλάδα, Εκδ. Ζήση (υπό δημοσίευση). Perron, P. (1988), 'Trends and Random Walks in Macroeconomic Time: Series Further Evidence from a New Approach', Journal of Dynamic and Control, Vol. 12, pp Perron, P. (1990), 'Tests of Joint Hypotheses in Time Series Regression with a Unit Root', στο G.F. Rhodes και T.B. Fomby (Εκδ.), Advances in Econometrics: Co-Integration, Spurious Regression and Unit Roots, Vol. 8, New York, pp Phillips, P.C.B. (1987), 'Time Series Regression with a Unit Root', Econometrica, Vol. 55, pp Phillips, P.C.B. και P. Perron (1988), 'Testing for a Unit Root in Time Series Regression', Biometrica, Vol. 75, pp Σαρρής, Α., Γ. Μέργος και Π. Σάρρος (1996), Η Συμφωνία του Γύρου της Ουρουγουάης για το διεθνές εμπόριο και οι επιπτώσεις στην ελληνική γεωργία, ΙΟΒΕ, Αθήνα. Schwert, G. W. (1987), Effects of Model Specification on Tests for Unit Roots in Macroeconomic Data, Journal of Monetary Economics, Vol. 20, pp Silver, J.L. και T.D. Wallace (1980), 'The Lag relationship between Wholesale and Consumer Prices', Journal of Econometrics, Vol.12, pp

13 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 Πίνακας 1 Έλεγχοι Υποθέσεων Μοναδιαίων Ριζών των Μεταβλητών DHF Augmented Dickey-Fuller Phillips-Perron KPSS Μεταβ/τές. δ τ τ τ μ k τ τ τ μ k l=1 l=4 η μ η τ η μ η τ LFOOD -2,59*** 0,74-2,52 0-0,37-1,79 1 0,634** 0,085 0,418* 0,155** LOUTG -5,11*** -1,27-1,50 4-2,65-1,13 1 0,235 0,146** 0,192 0,140* LINPG -2,84*** 0,27-1,64 1 0,43-1,65 1 0,664** 0,130* 0,385* 0,139* LINPF -2,95*** 1,23-2,34 1 1,30-2,91 1 0,662** 0,176** 0,388* 0,155** LINPA -2,25*** 0,009-1,48 1 0,04-1,36 1 0,588** 0,155* 0,357* 0,142* ΔLFOOD -11,61*** -11,05*** 0-12,93*** -12,69*** 1 0,089 0,089 0,192 0,192** ΔLOUTG -8,45*** -8,21*** 3-10,63*** -10,64*** 1 0,183 0,099 0,205 0,168** ΔLINPG -8,44*** -9,10*** 0-9,10*** -8,94*** 1 0,089 0,082 0,158 0,156 ΔLINPF -9,62*** -9,10*** 0-11,31*** -10,68*** 1 0,510** 0,066 0,392* 0,196** ΔLINPA -8,73*** -8,55*** 0-9,20*** -9,10*** 1 0,171 0,081 0,205 0,156 Σημειώσεις: Ο στατιστικός έλεγχος DHF της στοχαστικής εποχικότητας προέρχεται από την εκτίμηση της κάτωθι παλινδρόμησης με τη μέθοδο των ελαχίστων τετραγώνων για κάθε μια από τις εξεταζόμενες μεταβλητές: x = + z + x + u ( 1) s t 0 t s k i = 1 i s t - i t όπου Δ s X t =X t -X t-s και z t-s είναι η εκτίμηση της παλινδρόμησης της μεταβλητής Δ s X t ως συνάρτηση των χρονικών της υστερήσεων h φορές. Η εκτίμηση των υστερήσεων της εξαρτημένης μεταβλητής Δ s X t και στις δυο παλινδρομήσεις προσδιορίζεται χρησιμοποιώντας μία επαναπροσδιοριζόμενη διαδικασία υπό τον περιορισμό να μην υπάρχει αυτοσυσχέτιση (μέχρι δυο χρονικές υστερήσεις) και ο εκτιμώμενος συντελεστής είναι στατιστικά σημαντικός. Ο έλεγχος γίνεται χρησιμοποιώντας τον έλεγχο του πολλαπλασιαστή Lagrange (LM) ο οποίος κατανέμεται ασυμπτωτικά όπως η κατανομή χ- τετράγωνο. Οι κρίσιμες τιμές του δ για 150 παρατηρήσεις σε επίπεδα σημαντικότητας 5% και 1% είναι and , αντιστοίχως, (Charemza και Deadman (1997, Πίνακας 5 σελ. 299). Οι σχετικοί έλεγχοι οι οποίοι προέρχονται από την εκτίμηση της κάτωθι παλινδρόμησης με τη μέθοδο των ελαχίστων τετραγώνων για κάθε μια από τις εξεταζόμενες μεταβλητές. x t = ( t i m e ) t - 2 x t i x t - i + u t ( 2 ) k i = 1 Τα τ τ και τ μ είναι οι στατιστικές που ακολουθούν την κατανομή t και χρησιμοποιούνται για τον έλεγχο της σημαντικότητας της παραμέτρου δ 2 όταν η χρονική τάση περιλαμβάνεται και δεν περιλαμβάνεται στην εξίσωση 2 αντιστοίχως. Οι κρίσιμες τιμές για την τ τ με 150 παρατηρήσεις σε επίπεδα σημαντικότητας 5% και 1% είναι and , αντιστοίχως, (Charemza και Deadman (1997), Πίνακας 1 σελ. 281). Η εκτίμηση των υστερήσεων της Φ i της εξαρτημένης μεταβλητής Δx t προσδιορίζεται χρησιμοποιώντας μία επαναπροσδιοριζόμενη διαδικασία υπό τον περιορισμό να μην υπάρχει αυτοσυσχέτιση (μέχρι δυο χρονικές υστερήσεις) και ο εκτιμώμενος συντελεστής είναι στατιστικά σημαντικός. Ο έλεγχος γίνεται χρησιμοποιώντας τον έλεγχο του πολλαπλασιαστή Lagrange (LM) ο οποίος κατανέμεται ασυμπτωτικά όπως η κατανομή χ-τετράγωνο. Οι κριτικές τιμές για τον έλεγχο μοναδιαίων ριζών σύμφωνα με τους Phillips και Perron δίνονται από τους Dickey-Fuller (1981). Τα η μ και η τ είναι οι στατιστικές KPSS για τον έλεγχο της υπόθεσης ότι η χρονολογική σειρά είναι I(0) όταν τα σφάλματα έχουν υπολογιστεί από παλινδρομήσεις οι οποίες περιλαμβάνουν σταθερά και χρονική τάση αντιστοίχως (δεν περιλαμβάνονται εποχικές ψευδομεταβλητές). Οι κριτικές τιμές για τα η μ και η τ σε επίπεδο σημαντικότητας 5% είναι και και σε επίπεδο 1% είναι και 0.216, 13 αντιστοίχως (Kwiatkowski et al., 1992, Πίνακας 1). Τα ***, ** και * υποδηλώνουν τη στατιστική σημαντικότητα σε επίπεδα 1%, 5% και 10% αντιστοίχως.

14 Σ. Λώλος, Ευ. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής Πίνακας 2 Έλεγχοι συνολοκλήρωσης Johansen και Juselius Μεταξύ Τιμών Διατροφής, Τιμών Παραγωγού και Τιμών Εισροών, Μεταβλητές: LFOOD, LOUTG, LINPG, VAR=2 Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική υπόθεση Eigenvalue Κρίσιμη τιμή 5% Κρίσιμη τιμή 10% r=0 r= ** r<1 r= * r<2 r= Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική υπόθεση Trace Κρίσιμη τιμή 5% Κρίσιμη τιμή 10% r=0 r= ** r<1 r= r<1 r= Μεταβλητές: LFOOD, LOUTG, LINPF, VAR=2 Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική υπόθεση Eigenvalue Κρίσιμη τιμή 5% Κρίσιμη τιμή 10% r=0 r= ** r<1 r= r<2 r= Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική υπόθεση Trace Κρίσιμη τιμή 5% Κρίσιμη τιμή 10% r=0 r= ** r<1 r= r<1 r= Μεταβλητές: LFOOD, LOUTG, LINPA, VAR=2 Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική υπόθεση Eigenvalue Κρίσιμη τιμή 5% Κρίσιμη τιμή 10% r=0 r= ** r<1 r= * r<2 r=

15 Ανασυγκρότηση του αγροτικού χώρου Πρακτικά 5ου Πανελλήνιου Συνεδρίου Αγροτικής Οικονομίας, Αθήνα Δεκεμβρίου 1998 Πίνακας 2 Έλεγχοι συνολοκλήρωσης Johansen και Juselius Μεταξύ Τιμών Διατροφής, Τιμών Παραγωγού και Τιμών Εισροών, Υπόθεση μηδέν Εναλλακτική υπόθεση Trace Κρίσιμη τιμή 5% Κρίσιμη τιμή 10% r=0 r= ** r<1 r= r<1 r= Σημειώσεις: Το r υποδηλώνει τον αριθμό των σχέσεων συνολοκλήρωσης. Ο έλεγχος των λόγων πιθανοφάνειας συγκρίνεται με τις κρίσιμες τιμές των Johansen και Juselius (1990). Τα ** και * υποδηλώνουν απόρριψη της υπόθεσης μηδέν σε επίπεδα σημαντικότητας 5% και 10% αντιστοίχως. Πίνακας 3 Στατιστικός Έλεγχος της Μακροχρόνιας σχέσης Μεταβλητές Υπόδειγμα LFOOD LOUTG LINPG LINPF LINPA LFOOD=-0.57LOUTG-0.42LINPG r=1 LFOOD=-0.65LOUTG-0.57LINPF r= *** 20.0*** 8.31** * 13.76*** 23.77*** 4.36** LFOOD=-0.59LOUTG-0.37LINPA r= *** 20.1*** 8.21*** Σημειώσεις: Το r υποδηλώνει τον αριθμό των σχέσεων συνολοκλήρωσης. Ο έλεγχος της υπόθεσης μηδέν ακολουθεί την κατανομή χ-τετράγωνο με βαθμούς ελευθερίας ίσους με τον αριθμό των σχέσεων συνολοκλήρωσης. Τα *** και ** υποδηλώνουν τη στατιστική σημαντικότητα σε επίπεδα 1% και 5% αντιστοίχως. 15

16 Σ. Λώλος, Ευ. Παπαπέτρου, Γ. Χονδρογιάννης Η αιτιώδης σχέση μεταξύ τιμών εισροών αγροτικής παραγωγής, τιμών παραγωγού και τιμών διατροφής Πίνακας 4 Συνοπτικά Αποτελέσματα Αιτιώδους Σχέσης Βάσει των Διανυσματικών Υποδειγμάτων Διόρθωσης Σφάλματος. Έλεγχος περιορισμών Συνάρτηση Βραχυχρόνια περίοδος, Αυστηρή Εξωγένεια Στατιστική χ-τετράγωνο Συντeλεστής Βραχυχρόνια περίοδος και ECT Στατιστική χ-τετράγωνο Ισχυρή εξωγένεια ΔLFOOD ΔLOUTG ΔLINPG ΔLINPF ΔLINPA ECT ΔLFOOD ΔLOUTG ΔLINPG ΔLINPF ΔLINPA ΔLFOOD 6.12** ** ** ΔLOUTG 18.92*** *** 38.05*** 27.93*** 41.09*** ΔLINPG ** 6.89** 6.08** 8.0** ΔLFOOD 6.48*** ** ** ΔLOUTG 16.59*** *** 41.0*** 28.0*** 41.21*** ΔLINPF ΔLFOOD 6.28** ** ** ΔLOUTG 18.34*** *** 37.67*** 28.11*** 41.29*** ΔLINPA *** 8.13** 7.05** 9.77** Σημειώσεις: Ο συντελεστής ECT προέρχεται από την κανονικοποίηση της μακροχρόνιας σχέσης ως προς τη μεταβλητή LFOOD. Όλες οι στατιστικές εκτός από εκείνη του συντελεστή ECT ακολουθούν τη στατιστική χ-τετράγωνο και δείχνουν το επίπεδο σημαντικότητας που μπορεί να απορριφτεί η υπόθεση ότι δεν υπάρχει αιτιώδης σχέση ανάμεσα στην εξαρτημένη μεταβλητή και τις ερμηνευτικές μεταβλητές. Ο έλεγχος του συντελεστή ECT με μια χρονική υστέρηση γίνεται μέσω της στατιστικής t. Τα *** και ** υποδηλώνουν τη στατιστική σημαντικότητα σε επίπεδα 1% και 5% αντιστοίχως.