ΕΞΑΓΩΓΕΣ ΚΑΙ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΑΝΑΛΥΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΑΚΗΣ ΕΤΕΡΟΓΕΝΕΙΑΣ ΜΕ Ε ΟΜΕΝΑ ΠΑΝΕΛ

ΕΞΑΓΩΓΕΣ ΚΑΙ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΑΝΑΛΥΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΑΚΗΣ ΕΤΕΡΟΓΕΝΕΙΑΣ ΜΕ Ε ΟΜΕΝΑ ΠΑΝΕΛ Νίκος ριτσάκης 1 1 Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής, Πανεπιστήµιο Μακεδονίας drts@uom.gr ΠΕΡΙΛΗΨΗ Στην εργασία αυτή ερευνούµε την αιτιότητα µεταξύ των εξαγωγών και του ακαθάριστου εγχώριου προϊόντος για τα 12 νέα µέλη της Ε.Ε από το 2002 µέχρι και το 2011. Χρησιµοποιώντας µια νέα µέθοδο για να αξιολογήσουµε την αιτιότητα σε ετερογενή δεδοµένα πάνελ, διαπιστώνουµε ότι η αιτιακή σχέση από την ανάπτυξη στις εξαγωγές είναι οµοιογενής για όλες τις χώρες του δείγµατός µας. Επίσης διαπιστώνουµε µια δυνατή ένδειξη ετερογένειας της αιτιακής σχέσης από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη στο δείγµα µας. Λέξεις Κλειδιά: Εξαγωγές, Ανάπτυξη, Αιτιότητα, Ετερογένεια, Πάνελ εδοµένα, Νέα Μέλη της Ε.Ε. JEL classfcaton: C12, C23, F15 1. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Από τις αρχές της δεκαετίας του '60 οι ερευνητές έχουν δείξει µεγάλο ενδιαφέρον για την πιθανή σχέση µεταξύ των εξαγωγών και της οικονοµικής ανάπτυξης. Το κίνητρο ήταν σαφές. Θα έπρεπε µια χώρα να προωθήσει τις εξαγωγές για να επιταχύνει την οικονοµική ανάπτυξη ή θα έπρεπε να παρουσιάσει οικονοµική ανάπτυξη, η οποία στη συνέχεια να προωθούσε τις εξαγωγές; Υπάρχουν τέσσερις ασικές προτάσεις. Η πρώτη υποθέτει ότι η εξαγωγική δραστηριότητα οδηγεί στην οικονοµική ανάπτυξη. Η εµπορική θεωρία παρέχει διάφορες εξηγήσεις για την πρόταση αυτή. Για παράδειγµα η προώθηση των εξαγωγών ενθαρρύνει άµεσα την παραγωγή των αγαθών για εξαγωγές. Αυτό µπορεί να οδηγήσει στην περαιτέρω εξειδίκευση προκειµένου να χρησιµοποιηθούν οι οικονοµίες κλίµακας και τα συγκριτικά πλεονεκτήµατα του κράτους. Επιπλέον, οι αυξανόµενες εξαγωγές µπορούν να επιτρέψουν τις εισαγωγές των υψηλής ποιότητας προϊόντων και τεχνολογιών, τα οποία στη συνέχεια µπορεί να έχουν έναν θετικό αντίκτυπο στην τεχνολογική αλλαγή, στην παραγωγικότητα της εργασίας, στην αποδοτικότητα και τελικά στην εθνική παραγωγή. Η δεύτερη πρόταση, ότι η ανάπτυξη οδηγεί στις εξαγωγές, είναι ασισµένη στην ιδέα ότι η οικονοµική ανάπτυξη προκαλεί τις εµπορικές συναλλαγές. Οι δύο αυτές προτάσεις δεν αποκλείουν η µια την άλλη, έτσι η τρίτη πρόταση είναι η ανατροφοδοτούµενη σχέση µεταξύ των εξαγωγών και της οικονοµικής ανάπτυξης. Τέλος, η τέταρτη πρόταση είναι, ότι δεν υπάρχει καµία σχέση, µεταξύ αυτών των δύο µεταλητών. 2. ΑΞΙΟΛΟΓΗΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ Η µέθοδος αιτιότητας του Granger (1969) παραµένει η δηµοφιλέστερη µέθοδος για την αξιολόγηση της φύσης της αιτιακής σχέσης µεταξύ δύο µεταλητών. Πρόσφατα, οι οικονοµέτρες έχουν αρχίσει να τροποποιούν τους ελέγχους του Granger και να τους χρησιµοποιούν όλο και περισσότερο για να αξιολογήσουν τις αιτιακές σχέσεις σε δυναµικά δεδοµένα πάνελ. Η επέκταση της µεθοδολογίας Granger στα δεδοµένα πάνελ δίνει τη δυνατότητα να ελτιωθεί και η συµατική ανάλυση του Granger και να είναι προτιµητέα σε διαστρωµατικά δεδοµένα. Τα υποδείγµατα πάνελ παρέχουν ένα αριθµό ελτιώσεων ξεχωριστά για κάθε χρονοσειρά των στρωµάτων. Κατ' αρχάς, τα στοιχεία πάνελ επιτρέπουν περισσότερη ευελιξία στη διαµόρφωση των υποδειγµάτων των διαστρωµατικών µονάδων από τη συµατική ανάλυση των χρονικών σειρών (Greene 2000). εύτερον, το πλαίσιο των δεδοµένων πάνελ επιτρέπει την ενσωµάτωση περισσότερων παρατηρήσεων (άρα και περισσότερους αθµούς ελευθερίας) από µια συγκρίσιµη ανάλυση µιας µεµονωµένης χρονικής σειράς. Τέλος, ο έλεγχος του Granger σε

δεδοµένα πάνελ είναι σηµαντικά αποδοτικότερος από τον συµατικό έλεγχο του Granger (Hurln και Venet 2001, Hurln 2004a, Hurln 2004b). Εντούτοις, ένα σηµαντικό µειονέκτηµα που παρατηρείται στο έλεγχο της αιτιότητας του Granger σε δεδοµένα πάνελ είναι η υπόθεση της αιτιακής οµοιογένειας (ετερογένειας) των στρωµάτων. Σε πολλές εργασίες η υπόθεση αυτή αγνοείται από ένα µεγάλο πλήθος ερευνητών. Η παράληψη της υπόθεσης αυτής µπορεί να οδηγήσει σε λάθος συµπεράσµατα για την αιτιακή σχέση των µεταλητών που ερευνώνται και να θέσει ακόµη και σε µια απόρριψη της αιτιακής σχέσης για µια οµάδα παρατηρήσεων ή σε ένα υποσύνολο του δείγµατος. Στην εργασία αυτή υιοθετούµε µια νέα προσέγγιση που αναπτύσσεται από τους Hurln και Venet (2001) για την αξιολόγηση της αιτιακής οµοιογένειας (ετερογένειας) των στρωµάτων σε ένα πλαίσιο µε δεδοµένα πάνελ. 3. Η ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ ΤΩΝ HURLIN ΚΑΙ VENET Για να εξετάσουµε την αιτιακή σχέση µεταξύ των εξαγωγών και του ακαθάριστου εγχώριου προϊόντος για τα 12 νέα µέλη της Ε.Ε, ακολουθούµε το διµεταλητό υπόδειγµα τριών ηµάτων που προτείνεται από τους Hurln και Venet (2001). Η µέθοδός τους είναι µια επέκταση της αιτιότητος του Granger, µε την προϋπόθεση ότι έχει πραγµατοποιηθεί ο έλεγχος της στασιµότητας των µεταλητών. Έστω το παρακάτω διµεταλητό VAR υπόδειγµα µε πάνελ δεδοµένα, όπου για κάθε στρώµα έχουµε, t [ 1, T ] y K K t = γ y t k ε t k= 1 k= 1 α (1) 2 µε K N,ε t είναι.. d.(0, σ ε ) καια αντιπροσωπεύει σταθερές επιδράσεις. Στην εργασία τους οι Hurln και Venet (2001) υποθέτουν ότι οι αυτοπαλίνδροµοι συντελεστές γ και οι συντελεστές της παλινδρόµησης (κλίσεων) είναι σταθεροί, k [ 1, K], καθώς και οι υστερήσεις Κ είναι ίδιες για κάθε διαστρωµατική µονάδα. Επίσης υποθέτουν ότι οι παράµετροι γ είναι ίδιες για όλα τα στρώµατα, ενώ οι συντελεστές της παλινδρόµησης (κλίσεων) θα µπορούσε να είναι ετερογενής µεταξύ των δεδοµένων πάνελ. Στην συνέχεια για να προσδιορίσουν τις αιτιώδεις σχέσεις στα ετερογενή δεδοµένα πάνελ ακολουθούν τα παρακάτω τρία ήµατα. Το πρώτο ήµα αναφέρεται στον έλεγχο της υπόθεσης της «οµοιογενής µη αιτιότητας». Η µηδενική υπόθεση για το πρώτο αυτό σενάριο είναι ότι η µεταλητή δεν προκαλεί την y σε κανένα στρώµα. Αυτό σηµαίνει, ότι οι συντελεστές της παλινδρόµησης (κλίσεων) που συνδέονται µε τις, t k είναι µηδέν για όλα τα στρώµατα και για όλες τις υστερήσεις k. Εποµένως, ο έλεγχος που προτείνεται από τους Hurln και Venet (2001) είναι: H : = 0 [1, N], k [1, ] 0 K k H A : ( k) / 0 Η υπόθεση αυτή εξετάζεται µε τον έλεγχο του Wald και την κατανοµή F (F 1 ) ως εξής: ( RSS2 RSS1) / NK F1 = (2) RSS1 /[ NT N(1 K) K] Όπου Ν είναι ο αριθµός των στρωµάτων, Κ ο αριθµός των υστερήσεων, Τ ο αριθµός των χρονικών περιόδων, RSS 2 είναι το άθροισµα των τετραγώνων των καταλοίπων για τη µηδενική υπόθεση και RSS 1 είναι το άθροισµα των τετραγώνων των καταλοίπων από τη συνάρτηση (1). Αν η F 1 δεν είναι στατιστικά σηµαντική τότε η µηδενική υπόθεση δεν απορρίπτεται οπότε η µεταλητή χ δεν αιτιάται την y σε κάθε στρώµα του δείγµατος. Στην περίπτωση αυτή ο έλεγχος τελειώνει σ αυτό το ήµα. Αντίθετα αν F 1 είναι στατιστικά σηµαντική τότε η µηδενική υπόθεση απορρίπτεται οπότε η µεταλητή χ αιτιάται την y τουλάχιστο σε ένα στρώµα του δείγµατος. Το αποτέλεσµα αυτό θα µπορούσε να ερευνήσει και τις ετερογενείς αιτιακές σχέσεις 2

ανάµεσα στα δεδοµένα πάνελ. Εποµένως είναι απαραίτητο να εξετάσουµε αν η αιτιακή σχέση είναι οµοιογενής σε όλα τα στρώµατα του δείγµατος. Άρα στο δεύτερο ήµα η µηδενική υπόθεση αναφέρει ότι υπάρχει µια «οµοιογενής αιτιακή σχέση» για όλα τα στρώµατα του δείγµατος που σηµαίνει, ότι οι συντελεστές της παλινδρόµησης (κλίσεων) που συνδέονται µε τις που προτείνεται είναι: t k k H0 : k [1, K]/ = j [1, N] H A : k [1, K], ( j) [1, N] /, είναι ίδιοι. Εποµένως, ο έλεγχος Σύµφωνα µε τη µηδενική υπόθεση οι συντελεστές των ερµηνευτικών µεταλητών υποθέτουµε ότι είναι ίσοι και διάφοροι του µηδέν για κάθε στρώµα του δείγµατος. Οι Hurln και Venet (2001) και πάλι προτείνουν τη στατιστική του Wald για να εξετάσει την οµοιογένεια της αιτιώδους σχέσης. F 2 ( RSS3 RSS1) /[ K( N 1)] = (3) RSS /[ NT N(1 K) K] 1 RSS 3 είναι το άθροισµα των τετραγώνων των καταλοίπων από τη συνάρτηση (1) όταν οι συντελεστές κλίσεων είναι ίσοι για κάθε στρώµα του δείγµατος. Εάν η στατιστική F 2 δεν είναι στατιστικά σηµαντική, η µηδενική υπόθεση γίνεται αποδεκτή και η αιτιακή σχέση είναι οµοιογενής για κάθε στρώµα του δείγµατος, οπότε ο έλεγχος τελειώνει. Αντίθετα, εάν η µηδενική υπόθεση απορρίπτεται, σηµαίνει ότι, για τουλάχιστον ένα στρώµα του δείγµατος, η µεταλητή χ δεν προκαλεί την y. Κατά συνέπεια, είναι απαραίτητο να καθορίσουµε για ποιο στρώµα η αιτιακή σχέση απορρίπτεται. Το τελευταίο ήµα της εξεταστικής διαδικασίας συνίσταται στον έλεγχο της µηδενικής υπόθεσης ότι η χ δεν προκαλεί την y για κάθε στρώµα του δείγµατος «ετερογενής µη αιτιακή σχέση». Ακολουθώντας τους Hurln και Venet (2001), εξετάζουµε τον ακόλουθο ετερογενή έλεγχο µη-αιτιότητας ως ακολούθως: H : [1, N]/ k [1, K] 0 k 0 = ( H : [1, N], k [1, K]/ A Ο έλεγχος τρέχει για κάθε στρώµα του δείγµατος και η στατιστική του Wald (F 3 ) είναι η ακόλουθη: ( RSS2, RSS1) / K F3 = (4) RSS1 /[ NT N(1 2K) K] όπου RSS 2 είναι το άθροισµα των τετραγώνων των καταλοίπων από το υπόδειγµα (1) στο οποίο ο συντελεστής κλίσης για ένα µόνο στρώµα είναι µηδέν. Εάν η στατιστική F 3 δεν είναι στατιστικά σηµαντική, η µηδενική υπόθεση γίνεται αποδεκτή και δεν υπάρχει η αιτιακή σχέση στα ετερογενή στρώµατα του δείγµατος. Αντίθετα, εάν η στατιστική F 3 είναι στατιστικά σηµαντική η µηδενική υπόθεση απορρίπτεται, που σηµαίνει ότι για τουλάχιστον ένα στρώµα του δείγµατος, η µεταλητή χ προκαλεί την y «ετερογενής αιτιακή σχέση». 4. Ε ΟΜΕΝΑ Το δείγµα αποτελείται από ετήσια στοιχεία για τα 12 νέα µέλη της Ε.Ε όπως είναι η Βουλγαρία, η Κύπρος, η ηµοκρατία της Τσεχίας, η Εσθονία, η Ουγγαρία, η Λιθουανία, η Λετονία, η Μάλτα, η Πολωνία, η Ρουµανία, η Σλοενία και η Σλοακία. Η περίοδος του δείγµατος είναι από το 2002 µέχρι και το 2011 για όλες τις χώρες. Όλα τα στοιχεία λήφθηκαν από την Eurostat Luembourg: Economy and Fnance. (Ευρωπαϊκή Κεντρική Τράπεζα). Οι µεταλητές που χρησιµοποιούνται στην εργασία είναι το ακαθάριστο εγχώριο προϊόν (GDP) σε σταθερές τιµές του 2005, καθώς και οι εξαγωγές αγαθών και υπηρεσιών (EXPP) σε σταθερές τιµές του ίδιου έτους. Οι φυσικοί λογάριθµοι αυτών των µεταλητών συµολίζονται ως LGDP, k ) 0 k j 3

και LEXPP. Ο σκοπός της εργασίας αυτής είναι να εξετάσει την αιτιότητα κατά Granger µεταξύ LGDP και LEXPP µέσα σε ένα διµεταλητό πλαίσιο. 5. ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΣΙΜΟΤΗΤΑΣ Πριν τους ελέγχους της αιτιότητας του Granger στα δεδοµένα πάνελ που περιγράψαµε πιο πάνω, πρέπει να κάνουµε τους ελέγχους της µοναδιαίας ρίζας για τις µεταλητές που µελετάµε. Πρέπει δηλαδή να καθορίσουµε αν και οι δύο πάνελ σειρές είναι στάσιµες (δεν παρουσιάζουν µοναδιαία ρίζα). Για τον έλεγχο αυτό χρησιµοποιούµε δύο διαφορετικούς ελέγχους µε σκοπό να ανιχνεύσουν την παρουσία µοναδιαίων ριζών στα δεδοµένα πάνελ. Ο πίνακας 1 παρουσιάζει τα αποτελέσµατα της µοναδιαίας ρίζας από τους ελέγχους των Levn, Ln and Chu (2002), και Im, Pesaran and Shn (2003), για τις δύο χρονικές σειρές που εξετάζουµε στα επίπεδα τους. Τα αποτελέσµατα του πίνακα 1 δείχνουν ότι και οι δύο χρονικές σειρές δεν παρουσιάζουν µοναδιαία ρίζα στα επίπεδά τους εποµένως είναι στάσιµες. Πίνακας 1: Έλεγχος Μοναδιαίας Ρίζας σε εδοµένα Πάνελ Panel Level Seres LGDP LEXPP Indvdual Effects Indvdual Effects Levn, Ln, and Chu -16.919*** -118.14*** Im, Pesaran, and Shn(W-stat) -9.114*** -18.178*** Σηµειώσεις: 1. Στα πάνελ δεδοµένα συµπεριλαµάνονται και οι 12 χώρες. 2. Οι µεταλητές είναι στους φυσικούς λογαρίθµους. 3. Οι αριθµοί στις παρενθέσεις σηµειώνουν την πιθανότητα. 4. ***, **, * σηµειώνουν την απόρριψη της µηδενικής υπόθεσης σε επίπεδο σηµαντικότητας 1%, 5% and 10% αντίστοιχα. 5. Η µηδενική υπόθεση για όλους τους ελέγχους για τα δεδοµένα πάνελ είναι ότι υπάρχει µοναδιαία ρίζα (οι σειρές δεν είναι στάσιµες). 6. ΕΛΕΓΧΟΣ ΤΗΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ Η οµογενής υπόθεση µη-αιτιότητας είναι ο πρώτος έλεγχος που εξετάζουµε. Στην περίπτωσή µας, θέλουµε να ξέρουµε εάν η µεταλητή LGDP (t-k) αιτιάται ή (όχι) κατά Granger τη µεταλητή LEXPP (t-k), και εάν η µεταλητή LEXPP (t-k) αιτιάται ή (όχι) κατά Granger τη µεταλητή LGDP (t-k), συνολικά για τα δώδεκα νέα µέλη της Ε.Ε στο δείγµα µας. Για να εξετάσουµε την οµογενή υπόθεση µη-αιτιότητας υπολογίσαµε τη στατιστική F 1 χρησιµοποιώντας το άθροισµα των τετραγώνων των καταλοίπων από το παρακάτω υπόδειγµα: y = y y t LIT, SLV, LIT, SLV, LIT, SLV, LIT, SLV, EST, LAT, POL ROM SLO SLV ε ROM, EST, LAT, ROM, EST, LAT, LAT, ROM, EST, ROM, CYP, HUN, CYP, HUN, CYP, HUN, CPY, HUN, BUL CYP CZR EST HUN LIT LAT MAL... ε όπου οι συντελεστές κλίσεων για τις υστερήσεις µέσα στα στρώµατα (κράτη) είναι ίσοι µεταξύ τους: t 1 = και CYP, t 1CYP, = CYP, CPY, και ένα δεύτερο υπόδειγµα από την εξίσωση 1, όπου οι συντελεστές κλίσεων για όλες τις υστερήσεις και για όλα τα στρώµατα (κράτη) στο δείγµα µας είναι ίσοι µε 0. = 0 και CYP, CYP, CYP, CPY, = 0 Εποµένως, εκτιµούµε την συνάρτηση (1) για µία, δύο, και τρεις χρονικές υστερήσεις, και εξετάζουµε την υπόθεση της οµοιογενής µη αιτιότητας για τις µεταλητές του ακαθάριστου εγχώριου προϊόντος και των εξαγωγών. Τα αποτελέσµατα της στατιστικής F 1 παρουσιάζονται στον πίνακα 2. 4

Πίνακας 2. Στατιστικός έλεγχος της οµοιογενής µη αιτιότητας (F 1 ) k=1 k=2 k=3 LGDP > LEXPP 3.14*** 2.03*** 1.26 LEXPP > LGDP 1.76** 1.48* 1.65** Σηµείωση: *,**,***: στατιστική σηµαντικότητα αντίστοιχα σε 10%, 5 %, 1% Η F 1 στατιστική επιεαιώνει την ύπαρξη µιας αιτιώδους σχέσης από την ανάπτυξη στις εξαγωγές για τουλάχιστον µια χώρα του δείγµατός µας. Με άλλα λόγια απορρίπτουµε τη µηδενική υπόθεση ότι η ανάπτυξη δεν προκαλεί τις εξαγωγές για τις χρονικές υστερήσεις 1 και 2. Από την άλλη πλευρά παρατηρούµε ότι η F 1 δεν είναι στατιστικά σηµαντική για 3 χρονικές υστερήσεις που σηµαίνει ότι δεν υπάρχει αιτιακή σχέση από την ανάπτυξη στις εξαγωγές µετά από 2 χρόνια για όλες τις χώρες νέα µέλη της Ε.Ε. Τα αποτελέσµατα του πίνακα 2 επίσης, µας δείχνουν ότι απορρίπτουν τη µηδενική υπόθεση της µη αιτιότητας από τις εξαγωγές προς την ανάπτυξη και για τις τρεις χρονικές υστερήσεις. Εποµένως, για τουλάχιστον µία χώρα του δείγµατός µας (ενδεχοµένως και για όλες) υπάρχουν ενδείξεις ότι οι εξαγωγές προκαλούν την ανάπτυξη. Άρα µπορούµε να συνεχίσουµε την διαδικασία για τον έλεγχο της οµοιογενής αιτιότητας εφαρµόζοντας τη στατιστική F 2. Ο πίνακας 3 παρουσιάζει τα αποτελέσµατα των ελέγχων της οµοιογενής αιτιότητας. Πίνακας 3. Στατιστικός έλεγχος της οµοιογενής αιτιότητας (F 2 ) k=1 k=2 k=3 LGDP > LEXPP 1.39 1.27 1.12 LEXPP > LGDP 1.76** 1.51* 1.45* Σηµείωση: *,**,***: στατιστική σηµαντικότητα αντίστοιχα σε 10%, 5 %, 1% Ο έλεγχος της οµοιογενής αιτιακής σχέσης από την ανάπτυξη στις εξαγωγές µας οδηγεί να δεχτούµε τη µηδενική υπόθεση και για τις τρεις υστερήσεις που εξετάζουµε. Εποµένως, η αιτιακή σχέση από την ανάπτυξη στις εξαγωγές είναι οµοιογενής για όλες τις χώρες του δείγµατός µας. Εποµένως, υπάρχει σαφής ένδειξη ότι για όλες τις χώρες του δείγµατός µας η ανάπτυξη προκαλεί τις εξαγωγές µετά από ένα και δύο έτη. Επίσης, τα αποτελέσµατα του πίνακα 3 µας δείχνουν ότι η αντίστροφη αιτιακή σχέση είναι ετερογενής µεταξύ των δεδοµένων πάνελ. Πράγµατι, απορρίπτουµε τη µηδενική υπόθεση ότι υπάρχει οµοιογενής αιτιακή σχέση από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη για όλες τις χώρες νέα µέλη της Ε.Ε. και για όλες τις υστερήσεις που εξετάζουµε. Εποµένως, πρέπει να συνεχίσουµε τον έλεγχο για αυτήν την ετερογενή αιτιακή σχέση, αλλά η διαδικασία για την αιτιακή σχέση από την ανάπτυξη στις εξαγωγές, σταµατά σε αυτό το ήµα Τα αποτελέσµατα του πίνακα 4 επιεαιώνουν την ισχυρή ετερογένεια της αιτιακής σχέσης από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη στο δείγµα που µελετάµε. Πίνακας 4. Στατιστικός έλεγχος της ετερογενής µη αιτιότητας (F 3 ) k=1 k=2 k=3 Βουλγαρία 1.13 1.06 0.95 Κύπρος 5.34*** 4.06** 4.17** ηµοκρατία της Τσεχίας 7.76*** 5.48** 5.53** Εσθονία 0.86 0.97 1.21 Ουγγαρία 1.32 1.54 3.67* Λιθουανία 1.17 1.29 1.58 Λετονία 1.43 1.52 1.61 Μάλτα 8.42*** 7.19*** 7.34*** Πολωνία 3.75* 3.99** 4.12** Ρουµανία 1.65 1.98 3.69** Σλοενία 1.43 1.76 3.12* Σλοακία 3.62* 3.28* 3.95** Σηµείωση: *,**,***: στατιστική σηµαντικότητα αντίστοιχα σε 10%, 5 %, 1% 5

Από τον πίνακα 4 παρατηρούµε ότι η µηδενική υπόθεση (οι εξαγωγές δεν αιτιώνται κατά Granger την ανάπτυξη) απορρίπτεται για την Κύπρο, τη ηµοκρατία της Τσεχίας και τη Μάλτα, σε επίπεδο 5% για όλες τις υστερήσεις που επιλέξαµε. Στις χώρες αυτές, υπάρχει σαφής ένδειξη µιας αµφίδροµης αιτιακής σχέσης µεταξύ της ανάπτυξης και των εξαγωγών. Αυτό φαίνεται ειδικά στην περίπτωση της Μάλτας όπου η στατιστική F 3 είναι στατιστικά σηµαντική σε επίπεδο 1% και για τις τρεις χρονικές υστερήσεις. Τα αποτελέσµατα για την Πολωνία και τη Σλοακία είναι λιγότερο ισχυρά δεδοµένου ότι η αιτιακή σχέση από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη είναι στατιστικά σηµαντική σε επίπεδο 10%. Όµως, τα αποτελέσµατα γίνονται στατιστικά σηµαντικότερα µετά από δύο και τρία έτη αντίστοιχα. Εποµένως και για τις χώρες αυτές επίσης υπάρχει σαφής ένδειξη µιας αµφίδροµης αιτιακής σχέσης µεταξύ της ανάπτυξης και των εξαγωγών, ειδικά µετά από δύο έτη. Τα αποτελέσµατα σχετικά µε την Ουγγαρία, τη Ρουµανία και τη Σλοενία δείχνουν ότι η αιτιακή σχέση από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη εµφανίζεται µόνο µετά από 3 έτη. Τέλος, τα συµπεράσµατά µας δείχνουν ότι δεν υπάρχει καµία αιτιακή σχέση από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη για τη Βουλγαρία, Εσθονία, Λιθουανία και Λετονία. Πράγµατι, το F 3 δεν είναι στατιστικά σηµαντικό για τις χώρες αυτές. 7. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Η εργασία αυτή αναλύει την αιτιακή σχέση µεταξύ των εξαγωγών και της ανάπτυξης για τα 12 νέα µέλη της Ε.Ε κατά τη διάρκεια της περιόδου 2002-2011. Χρησιµοποιώντας τους οµοιογενείς και τους ετερογενείς ελέγχους της µη-αιτιότητας ασισµένες στο υπόδειγµα των Hurln και Venet (2001), καταλήξαµε σε δύο κύρια συµπεράσµατα: Πρώτον, διαπιστώνουµε ότι υπάρχει µια αιτιακή οµοιογενή σχέση από την ανάπτυξη στις εξαγωγές για όλες τις χώρες του δείγµατός µας, µετά από ένα και δύο έτη. εύτερο, υπάρχει µια ισχυρή ετερογενή αιτιακή σχέση από τις εξαγωγές στην ανάπτυξη σε ορισµένες χώρες του δείγµατος που µελετούµε. ABSTRACT On ths paper we nvestgate the Granger causalty between eports and GDP for the twelve new EU countres from 2002 untl 2011. Usng a new method to evaluate causalty n a heterogeneous panel, we fnd that the causal relatonshp from GDP to eports s homogeneous for all countres of the sample. However, we fnd strong evdence of heterogenety of the causal relatonshp from eports to GDP n our sample. ΑΝΑΦΟΡΕΣ Granger, C. W.J. (1969). Investgatng Causal Relatons by Econometrc Models and Cross- Spectral Methods. Econometrca, 37(3), 424-438. Greene, W. H. (2000). Econometrc Analyss, 4 th ed. Englewood Clffs, NJ: Prentce- Hall; 2000. Hurln, C. and B. Venet. (2001). Granger Causalty Tests n Panel Data Models wth Fed Coeffcents. Workng Paper Eursco 2001-09, Unversty of Pars Dauphne. Hurln, C. (2004a), Testng Granger Causalty n Heterogeneous Panel Data Models wth Fed Coeffcents, Mméo, Unversty Orléans. Hurln, C. (2004b), A Note on Causalty Tests n Panel Data Models wth Random Coeffcents, Mméo, Unversty Orléans. Im, K. S., Pesaran, M. H., and Y. Shn (2003). Testng for Unt Roots n Heterogeneous Panels, Journal of Econometrcs, 115, 53 74. Levn, A., Ln, C..F., and J. Chu (2002). Unt Root Test n Panel Data: Asymptotc and Fnte-Sample Propertes, Journal of econometrcs 108, 1 24. 6