Η ΑΙΤΙΑΚΗ ΣΧΕΣΗ ΤΗΣ ΕΓΧΩΡΙΑΣ Ι ΙΩΤΙΚΗΣ ΚΑΤΑΝΑΛΩΣΗΣ ΩΣ ΠΡΟΣ ΤΙΣ ΤΙΜΕΣ ΧΟΝ ΡΙΚΗΣ ΠΩΛΗΣΗΣ: Η περίπτωση της Ευρωπαϊκής Ένωσης. Νίκος ριτσάκης Αντώνης Αδαµόπουλος Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Πανεπιστήµιο Μακεδονίας ΠΕΡΙΛΗΨΗ Σκοπός της εργασίας αυτής είναι να ερευνήσει και να µετρήσει τον λόγο των µεταβολών των τιµών χονδρικής πώλησης, ως προς τις µεταβολές των τιµών της ιδιωτικής κατανάλωσης στην οικονοµία της Ευρωπαϊκής Ένωσης. Τα στοιχεία που χρησιµοποιήθηκαν στην έρευνα αυτή είναι µηνιαία και καλύπτουν την περίοδο 1996:9 µέχρι και 2001:7 και αναφέρονται στους δείκτες καταναλωτικών τιµών και στους δείκτες τιµών χονδρικής πώλησης όλων των προϊόντων. Χρησιµοποιούµε τη µέθοδο της συνολοκλήρωσης για να ερευνήσουµε το κόστος µεταφοράς από τις τιµές χονδρικής πώλησης στις καταναλωτικές τιµές, δηλαδή για να ελέγξουµε την ύπαρξη ή όχι της µακροχρόνιας σχέσης ισορροπίας ανάµεσα στις δύο αυτές τιµές.
ΕΙΣΑΓΩΓΗ Οι συνέπειες της οικονοµικής πολιτικής που εφαρµόστηκε στην Ευρωπαϊκή Ένωση τα τελευταία χρόνια για τον αγροτικό τοµέα µπορούν να διαπιστωθούν από την συγκριτική ανάλυση του κόστους παραγωγής του. Οι συνέπειες αυτές µπορούν να διατυπωθούν ως ακολούθως: Ο αγροτικός τοµέας βαθµιαία ολοκληρώνεται στο οικονοµικό σύστηµα κάθε χώρας, αφού ολοένα και λιγότερες εκροές της παραγωγής του παραµένουν στον ίδιο, ενώ συνεχώς αυξάνουν οι ενδοκλαδικές εισροές του. Ο µη αγροτικός τοµέας από την άλλη πλευρά φαίνεται απρόθυµος να χρησιµοποιήσει αγροτικές εισροές στην παραγωγή του, υποκαθιστώντας τις εισροές αυτές µε άλλες µη αγροτικές. Ενώ, οι µισθοί και τα ηµεροµίσθια αποτελούν σταθερό ποσοστό της αξίας των αρχικών εισροών στον τριτογενή και στον αγροτικό τοµέα, στο δευτερογενή τοµέα παρουσιάζουν φθίνουσα τάση. Φαίνεται λοιπόν ότι η αµοιβή κεφαλαίου διαδραµάτισε σοβαρό παράγοντα διαµόρφωσης της προστιθέµενης αξίας στο δευτερογενή τοµέα από την αρχή της ίδρυσης της Ευρωπαϊκής Ένωσης. Από την άποψη του κόστους, οι µισθοί και τα ηµεροµίσθια επηρεάζουν το κόστος των αρχικών εισροών του τριτογενή τοµέα. Για τον αγροτικό τοµέα η εξαφάνιση των εργατών γης οδήγησε και σε µικρό ποσοστό συµµετοχής των µισθών, ηµεροµισθίων στο συνολικό κόστος των αρχικών εισροών. Η αγροτική παραγωγή συνδέθηκε µε ρυθµούς συνολικού, µέσου και οριακού κόστους χαµηλότερους από τους σηµειωθέντες ρυθµούς αύξησής της. Η εκµηχάνιση του αγροτικού τοµέα, η σταθερή και µικρή δαπάνη για µισθούς και ηµεροµίσθια και η ελαφρότερη έµµεση φορολογία συνηγορούν στη διαπίστωση αυτή. 2
Οι παράγοντες που καθορίζουν την τιµή ενός προϊόντος µπορούν να χωριστούν σε δύο οµάδες. Στην πρώτη οµάδα βρίσκονται οι εγχώριοι παράγοντες όπως η πίεση της ζήτησης στην προσφορά της εργασίας και σε άλλους συντελεστές της παραγωγής. Όταν η ζήτηση αυτή είναι υψηλή σε σχέση µε την υπάρχουσα προσφορά, θα υπάρχει µια ανοδική τάση στους µισθούς και στις εισοδηµατικές διαφορές των άλλων συντελεστών της παραγωγής. Από την άλλη πλευρά οι υψηλότεροι µισθοί και υψηλότερες εισοδηµατικές διαφορές σηµαίνουν υψηλότερο κόστος παραγωγής που οδηγούν σε υψηλότερες τιµές κάποιο προϊόν. Το πρόβληµα αυτό που εξετάστηκε στην αµερικάνικη γεωργία από τους Tweeten and Griffin 1976, υποθέτοντας ως αξίωµα ένα νεοκλασικό κόσµο, ανακάλυψαν ότι ο πληθωρισµός µπορεί να επηρεάσει τη σχέση ανάµεσα στη τιµή του προϊόντος και στο κόστος του. Συνεπώς, οι υψηλότερες τιµές ενός προϊόντος επηρεάζουν τους µισθούς και στη συνολική πορεία τους προστίθεται η κυκλική επίδραση µισθών τιµών (Kennedy 1996). Στη δεύτερη οµάδα βρίσκονται οι εξωτερικοί παράγοντες, που ο κυριότερος είναι η επιρροή των τιµών των εισαγόµενων προϊόντων στις τιµές των εγχώριων προϊόντων. Κάθε αύξηση σε τιµές εισαγόµενων προϊόντων θα διαµορφώσει τις συνολικές τιµές των προϊόντων άµεσα, και διαµέσου της επίδρασης αυτής θα διαµορφωθεί και το κόστος παραγωγής. Στην περίπτωση όµως που οι εισαγωγές προϊόντων είναι ανταγωνιστικές σε σχέση µε την εγχώρια παραγωγή, οι επιδράσεις µπορεί να µην είναι τόσο δραστικές, διότι η ζήτηση θα µεταστραφεί προς τα εγχώρια προϊόντα (Kennedy 1996). Οι δύο αυτές οµάδες παραγόντων έδωσαν έµφαση στην πλευρά του κόστους παραγωγής για να καθοριστεί η τιµή ενός προϊόντος. Όµως, η τιµή ενός προϊόντος ακολουθεί µια σειρά αυξήσεων κόστους µέχρι να φθάσει στην αγορά. Θα µπορού- 3
σαµε εδώ να πούµε ότι η πρώτη αύξηση στην τιµή ενός προϊόντος είναι το όριο ανάµεσα στην τιµή των παραγωγών και στην τιµή χονδρικής πώλησης. Η δεύτερη αύξηση στην τιµή ενός προϊόντος είναι το όριο από την τιµή χονδρικής πώλησης και στην καταναλωτική τιµή. Υπάρχει ένας µεγάλος αριθµός από εµπειρικές µελέτες οι οποίες έχουν καταγράψει τη σχέση µεταξύ των τιµών χονδρικής πώλησης και καταναλωτικής τιµής (Robertson and Orden s 1990, Han, Jansen and Penson 1990, Moss 1992, Denbaly and Torgeson 1993, Loizou, Mattas and Pagoulatos 1997, Katsouli et. al 2002). Ο στόχος της εργασίας αυτής είναι να ερευνήσει τη δεύτερη αυτή διαφορά ανάµεσα στην τιµή χονδρικής πώλησης και στην καταναλωτική τιµή. Με άλλα λόγια η εργασία αυτή ερευνά αν υπάρχει κάποια µακροχρόνια σχέση ισορροπίας ανάµεσα στις τιµές χονδρικής πώλησης και στις καταναλωτικές τιµές. Το δεύτερο τµήµα της εργασίας ασχολείται µε τους ελέγχους των Dickey Fuller και ερευνά τη στασιµότητα των στοιχείων που χρησιµοποιήθηκαν. Η διµεταβλητή ανάλυση της συνολοκλήρωσης µε την προσέγγιση των Engle Granger ανάµεσα στους δείκτες τιµών κατανάλωσης και το δείκτη τιµών της χονδρικής πώλησης παρουσιάζεται στο τρίτο τµήµα της εργασίας. Στο τέταρτο τµήµα της εργασίας δίνονται οι στατιστικές εκτιµήσεις των υποδειγµάτων διόρθωσης σφάλ- µατος, ενώ στο πέµπτο τµήµα αναπτύσσονται οι έλεγχοι της αιτιότητας κατά Granger. Τέλος, στο έκτο τµήµα παρουσιάζονται τα συµπεράσµατα της εργασίας αυτής. ΕΛΕΓΧΟΙ ΣΤΑΣΙΜΟΤΗΤΑΣ Τα στοιχεία που χρησιµοποιήθηκαν στην ανάλυση της έρευνας αυτής είναι µηνιαία και καλύπτουν την περίοδο από το 1996:9 µέχρι και 2001:7 και προέρχονται 4
από τις βάσεις δεδοµένων της Eurostat και της Main Economic Indicators και έχουν αναχθεί σε έτος βάσης το 1996. Οι µεταβλητές που εξετάζονται για τον εµπειρικό έλεγχο παρουσιάζονται στον πίνακα 1. Τα χαρακτηριστικά που καλύπτει ο δείκτης τιµών χονδρικής πώλησης αναφέρονται σε τέλεια αγαθά του πρωτογενή τοµέα παραγωγής για τα νοικοκυριά, σε τέλεια αγαθά του βιοµηχανικού τοµέα παραγωγής για τα νοικοκυριά, σε εξαγόµενα αγαθά του πρωτογενή και βιοµηχανικού τοµέα, και τέλος σε αγαθά ξένης προέλευσης. Πίνακας 1 Εξετάζοντας τη στασιµότητα των παραπάνω µεταβλητών χρησιµοποιήσαµε τους ελέγχους των Dickey Fuller (DF) και Augmented Dickey Fuller (ADF) (1979, 1981). Τα αποτελέσµατα των ελέγχων αυτών εµφανίζονται στον πίνακα 2. Οι ελάχιστες τιµές των κριτηρίων του Akaike (1973) και του Schwarz (1978) έδωσαν την καλύτερη δοµή των ADF εξισώσεων καθώς και τους αντίστοιχους αριθµούς των χρονικών υστερήσεων µε την ένδειξη Lag. Όσο αφορά τον έλεγχο της αυτοσυσχέτισης στους διαταρακτικούς όρους, ο έλεγχος που χρησιµοποιήθηκε ήταν του πολλαπλασιαστή Lagrange LM(12). Πίνακας 2 Τα αποτελέσµατα από τον πίνακα 2 υποδεικνύουν ότι η ύπαρξη µοναδιαίας ρίζας δεν µπορεί να απορριφθεί στα επίπεδα των µεταβλητών σε επίπεδο σηµαντικότητας 5%. Άρα καµία χρονική σειρά δεν είναι στάσιµη στα επίπεδα των µεταβλητών. Στη συνέχεια όταν οι χρονικές σειρές µετασχηµατιστούν σε πρώτες διαφορές γίνονται στάσιµες και κατά συνέπεια οι αντίστοιχες µεταβλητές µπορούν να χαρακτηριστούν σαν ολοκληρωµένες πρώτης τάξης Ι(1). Επίσης, για όλες τις µετα- 5
βλητές στις πρώτες διαφορές ο έλεγχος LM(12) δείχνει ότι δεν υπάρχει συσχέτιση στους διαταρακτικούς όρους. ΕΛΕΓΧΟΙ ΣΥΝΟΛΟΚΛΗΡΩΣΗΣ Η υπόθεση που πρέπει να ελέγξουµε στο τµήµα αυτό είναι αν οι µεταβολές στις τιµές της χονδρικής πώλησης µεταβιβάζονται προς τις καταναλωτικές τιµές, δηλαδή αν ο δείκτης τιµών της χονδρικής πώλησης και οι δείκτες τιµών καταναλωτή κινούνται µαζί. Αυτή η κοινή µετατόπιση των µεταβλητών δηµιουργεί γραµµικές σχέσεις ανάµεσα στις µεταβλητές αυτές που διαρκούν για µεγάλες χρονικές περιόδους, κατά συνέπεια πρέπει να ελέγξουµε τις µακροχρόνιες σχέσεις ισορροπίας των µεταβλητών αυτών. Εποµένως, αν οι γραµµικές σχέσεις διαρκούν για µεγάλες χρονικές περιόδους οι τιµές χονδρικής πώλησης και οι καταναλωτικές τιµές είναι συνολοκληρωµένες. Αν οι γραµµικές σχέσεις δεν διαρκούν για µεγάλες χρονικές περιόδους, οι τιµές χονδρικής πώλησης και οι καταναλωτικές τιµές δεν είναι συνολοκληρωµένες. Στη συνέχεια ελέγχουµε µε τη µέθοδο των Engle Granger (1987), αν ο δείκτης χονδρικής πώλησης είναι συνολοκληρωµένος µε κάθε δείκτη καταναλωτικών τιµών ξεχωριστά (µια που όλοι είναι ολοκληρωµένοι πρώτης τάξης). Η µέθοδος συνολοκλήρωσης των Engle Granger είναι προτιµότερη στην περίπτωση των δύο µεταβλητών. Τα βήµατα που ακολουθήσαµε είναι τα εξής: Στην αρχή εκτιµούµε µε τη µέθοδο OLS την µακροχρόνια εξίσωση ισορροπίας CPI it = α 0 + α 1 WPI t + u t (1) όπου it = 1, 2, 12 6
Στον πίνακα 3 παρουσιάζονται τα αποτελέσµατα των εκτιµήσεων των συνολοκληρωµένων διανυσµάτων. Από τις εκτιµήσεις αυτές σώζουµε τους διαταρακτικούς όρους (σφάλµατα ισορροπίας) u it. Στην συνέχεια ελέγχουµε αν τα σφάλµατα αυτά ισορροπίας είναι στάσιµα για να είναι οι µεταβλητές που εξετάζουµε συνολοκληρωµένες. Πίνακας 3 Για να ελέγξουµε τη στασιµότητα των σφαλµάτων ισορροπίας εφαρµόζουµε τη µέθοδο της µοναδιαίας ρίζας των κριτηρίων DF/ADF, µόνο που οι εξισώσεις των DF/ADF δεν περιλαµβάνουν σταθερό όρο, επειδή τα κατάλοιπα από την εξίσωση OLS είναι συγκεντρωµένα γύρω από το µηδέν. Στον πίνακα 4 παρουσιάζονται τα αποτελέσµατα της στασιµότητας για τα σφάλµατα ισορροπίας. Τα στατιστικά κριτήρια των DF/ADF δείχνουν ότι όλα τα σφάλµατα ισορροπίας είναι στάσιµα στα επίπεδά τους. ηλαδή τα σφάλµατα ισορροπίας είναι ολοκληρωµένα µηδενικής τάξης Ι(0). Εποµένως, οι µεταβλητές των δεικτών καταναλωτικών τιµών και του δείκτη χονδρικής πώλησης είναι συνολοκληρωµένες. Εδώ θα πρέπει να αναφέρουµε ότι οι κριτικές τιµές που αναφέρθηκαν στον πίνακα 2 δεν είναι κατάλληλες για την περίπτωση αυτή. Ο Mackinnon (1991) παρουσίασε κριτικές τιµές για τους ελέγχους αυτούς όπως εκτίθενται στον πίνακα 4. Πίνακας 4 ΥΠΟ ΕΙΓΜΑΤΑ ΙΟΡΘΩΣΗΣ ΣΦΑΛΜΑΤΟΣ Σύµφωνα µε το θεώρηµα του Granger (1986), αν δύο µεταβλητές είναι συνολοκληρωµένες, τότε υπάρχει µια µακροχρόνια σχέση ανάµεσά τους. Βέβαια, βραχυχρόνια οι µεταβλητές αυτές µπορεί να µην βρίσκονται σε ισορροπία. Η 7
βραχυχρόνια αυτή σχέση ανισορροπίας µπορεί να περιγραφεί από ένα υπόδειγµα διόρθωσης σφάλµατος (ECM). Στην περίπτωση αυτή το υπόδειγµα διόρθωσης σφάλ- µατος συνδέει τη βραχυχρόνια µε τη µακροχρόνια συµπεριφορά των µεταβλητών και δίνεται από τη σχέση: CPI it = lagged( CPI it, WPI t ) + λ u t-1 + V t (2) όπου αναφέρεται στις πρώτες διαφορές όλων των µεταβλητών. u t-1 είναι τα εκτιµηµένα κατάλοιπα από τη συνολοκληρωµένη παλινδρόµηση (µακροχρόνια σχέση) και αντιπροσωπεύει την απόκλιση από την ισορροπία σε µια χρονική περίοδο t. -1<λ<0 βραχυχρόνιος συντελεστής. ο οποίος αντιπροσωπεύει την αντίδραση της εξαρτηµένης µεταβλητής σε κάθε περίοδο που ξεκινάει από την θέση ισορροπίας. Επειδή όλες οι µεταβλητές που συµπεριλαµβάνονται στην παραπάνω εξίσωση είναι στάσιµες στις πρώτες διαφορές τους, µπορούµε να χρησιµοποιήσουµε την OLS στην εκτίµηση αυτής της εξίσωσης. Στον πίνακα 5 παρουσιάζονται τα αποτελέσµατα της από κοινού εκτίµησης βραχυχρόνιων και µακροχρόνιων παραµέτρων καθώς και η εκτίµηση του συντελεστή του λάθους ανισορροπίας. Πίνακας 5 Από τον πίνακα 5 παρατηρούµε ότι όλες οι εκτιµήσεις των συντελεστών είναι σηµαντικές και έχουν το αναµενόµενο πρόσηµο, πράγµα που σηµαίνει ότι οι µηνιαίες µεταβολές του δείκτη χονδρικής πώλησης επηρεάζουν σηµαντικά τους δείκτες καταναλωτικών τιµών. Η απόκλιση στους δείκτες καταναλωτικών τιµών από 8
το µακροχρόνιο επίπεδό της διορθώνεται κατά µήνα από 0,003 για το δείκτη CPI1 έως 0,534 για το δείκτη CPI3. ΕΛΕΓΧΟΙ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ ΚΑΤΑ 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 F µε την οποία ελέγχθηκε για κάθε εξίσωση ξεχωριστά η υπόθεση της στατιστικής σηµαντικότητας των ερµηνευτικών µεταβλητών. Τα αποτελέσµατα τα σχετικά µε την ύπαρξη αιτιωδών σχέσεων κατά Granger µεταξύ των µεταβλητών, δείκτες καταναλωτικών τιµών CPI it και δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης WPI t εµφανίζονται στον πίνακα 6. Πίνακας 6 Από τα αποτελέσµατα του πίνακα 6 για τη µεταβολή του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης διαπιστώνουµε ότι: Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του γενικού δείκτη τιµών καταναλωτή µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον γενικό δείκτη τιµών καταναλωτή. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών τροφίµων. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών αλκοολούχα ποτά και καπνός. 9
Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή ρουχισµού και υποδηµάτων µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή ρουχισµού και υποδηµάτων. Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για στέγαση, ύδρευση, ηλεκτρικό, αέριο και άλλα καύσιµα µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για στέγαση, ύδρευση, ηλεκτρικό, αέριο και άλλα καύσιµα. Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για έπιπλα και εξοπλισµό σπιτιού µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για έπιπλα και εξοπλισµό σπιτιού. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών για υγεία. Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για µεταφορικά µέσα µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για µεταφορικά µέσα. Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για επικοινωνίες µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για επικοινωνίες. Υπάρχει αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για ψυχαγωγία και πολιτισµό. Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για εκπαίδευση µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για εκπαίδευση. 10
Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για ξενοδοχεία, καφετέριες και εστιατόρια µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για ξενοδοχεία, καφετέριες και εστιατόρια. Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του δείκτη τιµών χονδρικής πώλησης και του δείκτη τιµών καταναλωτή για διάφορα αγαθά και υπηρεσίες µε κατεύθυνση από τον δείκτη τιµών χονδρικής προς τον δείκτη τιµών καταναλωτή για διάφορα αγαθά και υπηρεσίες. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Ο σκοπός της εργασίας αυτής είναι να ερευνήσει το ρόλο των τιµών χονδρικής πώλησης µε τους δείκτες τιµών του καταναλωτή στην οικονοµία της Ευρωπαϊκής Ένωσης και να µετρήσει την επίδρασή τους σε µηνιαία περίοδο. Με την ανάλυση της συνολοκλήρωσης που χρησιµοποιήσαµε, συµπεράναµε ότι υπάρχει ένα κόστος µεταφοράς από τις τιµές χονδρικής πώλησης προς τις καταναλωτικές τιµές µε τη µακροχρόνια σχέση που υπάρχει ανάµεσα στις δύο αυτές τιµές. Σε σχέση µε το µέρος της απόκλισης των πραγµατικών µεταβλητών από το µακροχρόνιο επίπεδο ισορροπίας που είναι διορθωµένο κάθε µήνα οι δείκτες ρουχισµού και υποδηµάτων, επίπλων και εξοπλισµού σπιτιού, ψυχαγωγίας και πολιτισµού, εκπαίδευσης, και υγείας, έδειξαν την µεγαλύτερη µηνιαία προσαρµογή, οι δείκτες επικοινωνίας, γενικός δείκτης, µεταφορικών µέσων, και διαφόρων αγαθών και υπηρεσιών, έδειξαν µια µετριασµένη µηνιαία προσαρµογή, και τέλος οι δείκτες αλκοολούχα ποτά και καπνός, και τρόφιµα, έδειξαν τη µικρότερη µηνιαία προσαρµογή. Τέλος µε την κατά Granger αιτιότητα παρατηρήσαµε ότι υπάρχει µια αµφίδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ των 11
τιµών της χονδρικής πώλησης και των δεικτών καταναλωτή για τρόφιµα, αλκοολούχα ποτά και καπνό, υγεία και ψυχαγωγία και πολιτισµό, ενώ µονόδροµη σχέση αιτιότητας παρατηρείται σε όλους τους άλλους δείκτες και µάλιστα προς την ίδια κατεύθυνση από τους δείκτες τιµών χονδρικής προς τους δείκτες τιµών καταναλωτή. ABSTRACT The purpose of this paper is to investigate and measure the ratio of changes in wholesale prices transferred to private consumption prices in European Union economy. The data used in the investigation are monthly covering the period from 1996:9 to 2001:7 and refer to consumer price indexes and wholesale price indexes of all products. Cointegration method is used in order to investigate the cost transfer from wholesale prices to consumer prices, or in other words to test the existence or not of a long-term equilibrium relationship between the two prices. 12
ΑΝΑΦΟΡΕΣ Akaike, H. (1973): Information Theory and an Extension of the Maximum Likelihood Principle, In: Petrov, B. and Csake, F. (eds) 2 nd International Symposium on Information Theory. Budapest: Akademiai Kiado. Denbaly, M & Torgerson, D. (1993): Macroeconomic determinants of relative wheat prices: integrating the short and long run, The Journal of Agricultural and Resource Economics. 18, 221-24. Dickey, D.A & Fuller, W.A (1979). Distributions of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Journal of the American Statistical Association, 74, 427 431. Dickey, D.A & Fuller, W.A (1981): Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Econometrica, 49, 1057 1072. Engle, R.F & Granger, C.W.J. (1987): Cointegration and error correction: Representation, estimation and testing. Econometrica, 55, 251-276. Granger, C.W.J. (1986): Developments in the study of cointegrated economic variables. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 48, 213-228. 13
Han, D.B., Jansen D.W. & Penson, J.B (1990): Variance of agricultural prices, industrial prices, and money, American Journal of Agricultural Economics, 72, 1066-73. Katsouli, E. Vogiatzis, A. Manitsaris, A (2002) : Linking consumer prices to wholesale prices: Error correction models for the case of Greece. Agricultural Economics Review. Vol. 3. No 1, 12 22. Kennedy, M.C (1996): Economic Activity and Inflation. In: Artis, M.J( ed) The UK Economy. 14 th ed. Oxford: Oxford University Press. Loizou, E., Mattas, K. & Pagoulatos, A. (1997): Macro-monetary effects on agricultural prices: the case of Greek agriculture. Applied Economic Letters, 4, 397-401. MacKinnon, J. G. (1991). Critical values of cointegretion test. In: Engle, R. F, and Granger, C. W. J (eds). Long run Econometric Relationships: Readings in Coitegration. New York: Oxford University Press. Moss, C. (1992): The cost-price squeeze in agriculture: an application of cointegration. Review of agricultural economics 14(2): 205-213. Robertson, J. and Orden, D. (1990): Monetary impacts on prices in the short and longrun: some evidence from New Zealand, American Journal of Agricultural Economics, 72, 160-71. 14
Schwarz, R. (1978): Estimating the Dimension of a Model. Annuals of Statistics, 6, 461 464. Tweeten, L. and Griffin, S. (1976): General inflation and the farming economy. Stillwater Oklahoma Agricultural Experiment Station, Research Report P-732. Πίνακας 1 - Περιγραφή των µεταβλητών CPI0 = γενικός δείκτης τιµών καταναλωτή CPI1 = δείκτης τιµών καταναλωτή, τρόφιµα και µη αλκοολούχα ποτά CPI2 = δείκτης τιµών καταναλωτή, αλκοολούχα ποτά και καπνός CPI3 = δείκτης τιµών καταναλωτή, ρουχισµός και υποδήµατα CPI4 = δείκτης τιµών καταναλωτή, στέγαση, ύδρευση, ηλεκτρικό, αέριο και άλλα καύσιµα CPI5 = δείκτης τιµών καταναλωτή, έπιπλα, εξοπλισµός σπιτιού CPI6 = δείκτης τιµών καταναλωτή, υγεία CPI7 = δείκτης τιµών καταναλωτή, µεταφορικά µέσα CPI8 = δείκτης τιµών καταναλωτή, επικοινωνίες CPI9 = δείκτης τιµών καταναλωτή, ψυχαγωγία και πολιτισµός CPI10 = δείκτης τιµών καταναλωτή, εκπαίδευση CPI11 = δείκτης τιµών καταναλωτή, ξενοδοχεία, καφετερίες και εστιατόρια CPI12 = δείκτης τιµών καταναλωτή, διάφορα αγαθά και υπηρεσίες WPI = δείκτης τιµών χονδρικής, συνολική τελική ζήτηση τέλειων αγαθών Πίνακας 2 - Έλεγχος DF /ADF για µοναδιαία ρίζα Μεταβλητή Στα επίπεδα Στις πρώτες διαφορές Test statistic Test statistic Lag (DF/ADF )* LM ( 12)** Lag (DF/ADF) LM(12) CPI0 0-0.81572 56.1451[.000] 3-5.9816 2.4630[.098] CPI1 1-1.8967 27.1884[.007] 1-4.7761 1.6070[.128] CPI2 0-0.4093 23.0941[.000] 3-6.0027 1.2807[.238] CPI3 3-1.4858 52.0467[.000] 3-14.114 1.8877[.106] CPI4 0-0.78907 56.4974[.000] 0-8.0743 2.7189[.430] CPI5 0-1.7551 52.7942[.000] 3-6.8902 2.7303[.091] CPI6 0-2.6745 54.9497[.000] 2-5.8049 1.4325[.095] CPI7 0-1.7250 56.4785[.000] 3-3.9472 1.5340[.100] CPI8 0-3.3754 57.3139[.000] 0-7.5609 1.5768[.565] CPI9 2-3.3575 37.7711[.000] 2-7.3286 3.4206[.048] CPI10 2-2.5269 43.6549[.000] 0-6.8913 3.5835[.047] CPI11 0-1.2577 56.2038[.000] 0-6.3156 1.9654[.245] CPI12 0-0.75451 56.1665[.000] 0-6.6562 2.5283[.772] WPI 0-2.3814 45.7614[.000] 3-8.5976 2.3682[.431] * Κρίσιµες τιµές : -3.4919 ** Οι αριθµοί στις παρενθέσεις δείχνουν τα επίπεδα σηµαντικότητας 15
Πίνακας 3 - Συνολοκληρωµένες παλινδροµήσεις Μεταβλητή CONST WPI R 2 CPI0 77.8027 0.24686 0.671 CPI1 81.9735 0.19496 0.774 CPI2-71.6303 1.85462 0.634 CPI3 95.9591 0.04908 0.597 CPI4 65.7572 0.37598 0.680 CPI5 88.5203 0.13089 0.657 CPI6 70.9400 0.34926 0.508 CPI7 63.2522 0.39413 0.679 CPI8 14.4946 0.46682 0.650 CPI9 91.5107 0.10207 0.474 CPI10 49.1596 0.56992 0.636 CPI11 63.5819 0.40782 0.604 CPI12 72.8377 0.29685 0.697 Πίνακας 4 - Έλεγχος µοναδιαίας ρίζας για τα σφάλµατα ισορροπίας Μεταβλητή Lag DF/ADF* LM(12)** U1 1-6.7652 19.4567[.044] U2 2-4.4863 25.1276[.019] U3 1-7.2373 9.23176[.053] U4 1-5.1286 38.9865[.000] U5 0-4.4428 27.2316[.021] U6 0-7.1237 32.9834[.006] U7 1-5.5627 33.2657[.000] U8 2-4.0376 22.5633[.011] U9 2-6.2318 26.1267[.038] U10 1-5.3896 34.2316[.001] U11 1-4.9453 25.7123[.011] U12 0-6.8973 34.2317[.012] U13 2-5.8723 24.2317[.010] *Κρίσιµες τιµές: -4.30 (1%), -3.74 (5%), -3.45(10%). ** Οι αριθµοί στις παρενθέσεις δείχνουν τα επίπεδα σηµαντικότητας. 16
Πίνακας 5 - Εκτίµηση βραχυχρόνιων και µακροχρόνιων ροπών Μεταβλητή Βραχυχρόνια ροπή Συντελεστής λάθους Μακροχρόνια ροπή CPI0 0.011208-0.087625 0.117569 CPI1 0.000465-0.003769 0.486231 CPI2 0.135610-0.028312 0.650372 CPI3 0.138670-0.534271 0.178333 CPI4 0.002923-0.059503 0.283481 CPI5 0.034735-0.479431 0.041782 CPI6 0.026762-0.201622 0.199632 CPI7 0.011789-0.078170 0.016455 CPI8 0.013095-0.091841 0.026404 CPI9 0.013527-0.434672 0.039916 CPI10 0.036170-0.287813 0.010884 CPI11 0.024987-0.085331 0.043838 CPI12 0.012792-0.076690 0.212609 Εξαρτηµένη µεταβλητή Πίνακας 6 - Έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger Ελεγχόµενη υπόθεση F 1 * F 2 * CPI0 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WP0 CPI1) 0.023 15.99 CPI1 υπάρχει αµφίδροµη σχέση (WPI CPI1) 7.460 4.482 CPI2 υπάρχει αµφίδροµη σχέση (WPI CPI2) 4.449 8.068 CPI3 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI3) 0.303 5.585 CPI4 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI4) 2.044 21.33 CPI5 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI5) 0.605 4.557 WPI CPI6 υπάρχει αµφίδροµη σχέση (WPI CPI6) 4.104 9.869 CPI7 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI7) 0.328 25.75 CPI8 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI8) 0.739 16.63 CPI9 υπάρχει αµφίδροµη σχέση (WPI CPI9) 5.847 11.96 CPI10 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI10) 1.322 11.03 CPI11 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI11) 2.774 14.14 CPI12 υπάρχει µονόδροµη σχέση (WPI CPI12) 0.207 21.11 * Κρίσιµη τιµή: 3.18 17