ΕΞΑΓΩΓΕΣ, ΕΠΕΝ ΥΣΕΙΣ ΚΑΙ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ ΓΙΑ ΤΗΝ ΕΛΛΑ Α ΜΕ ΤΗΝ ΑΝΑΛΥΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ

ΕΞΑΓΩΓΕΣ, ΕΠΕΝ ΥΣΕΙΣ ΚΑΙ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ ΓΙΑ ΤΗΝ ΕΛΛΑ Α ΜΕ ΤΗΝ ΑΝΑΛΥΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ Νίκος ριτσάκης 1 - Κατερίνα Γιαλιτάκη 2 -Αντώνης Αδαµόπουλος 1 1 Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Πανεπιστήµιο Μακεδονίας 2 Τµήµα Τουριστικών Επιχειρήσεων Α.Τ.Ε.Ι Άµφισσας ΠΕΡΙΛΗΨΗ Στην εργασία αυτή ελέγχεται εµπειρικά η αιτιακή σχέση ανάµεσα στις εξαγωγές, τις επενδύσεις και την οικονοµική ανάπτυξη χρησιµοποιώντας ένα πολυµεταβλητό αυτοπαλίνδροµο υπόδειγµα VAR για την Ελλάδα την περίοδο 1960-2002. Τα αποτελέσµατα του ελέγχου της συνολοκλήρωσης έδειξαν ότι υπάρχει ένα συνολοκληρωµένο διάνυσµα ανάµεσα στο ΑΕΠ, τις εξαγωγές και τις επενδύσεις. Οι έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger έδειξαν ότι υπάρχει αιτιακή σχέση ανάµεσα στις εξαγωγές και τις επενδύσεις όπως επίσης και ανάµεσα στις άµεσες ξένες επενδύσεις και το ρυθµό µεταβολής της οικονοµικής ανάπτυξης. 1. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Υπάρχει ένα µεγάλο τµήµα της οικονοµικής θεωρίας που αναλύει τη θεωρητική σχέση ανάµεσα στις εξαγωγές και την ανάπτυξη. Σύµφωνα µε τη θεωρία αυτή υπάρχουν και άλλες µεταβλητές που επηρεάζουν τη σχέση ανάµεσα στις εξαγωγές και την ανάπτυξη. Βέβαια, αφού οι εξαγωγές αποτελούν συστατικό της ανάπτυξης, η αύξηση των εξαγωγών συνεισφέρει στην αύξηση της οικονοµικής ανάπτυξης. Όµως, υπάρχουν σηµαντικοί έµµεσοι παράγοντες που επιδρούν στη σχέση µεταξύ των εξαγωγών και της ανάπτυξης. Η θεωρητική υπόθεση για τη σχέση ανάµεσα στις εξαγωγές και την οικονοµική ανάπτυξη αρχικά διατυπώθηκε από τον Ricardo το 1817. Σύµφωνα µ αυτήν το εµπόριο δίνει τη δυνατότητα σε µια χώρα να διακρίνεται από την παραγωγή προϊόντων στα οποία παρουσιάζει συγκριτικό πλεονέκτηµα µε αποτέλεσµα να επιτυγχάνει υψηλότερο επίπεδο εθνικού πλούτου. Πρόσφατες εµπειρικές έρευνες όσο αναφορά τη σχέση ανάπτυξης και εξαγωγών είναι λιγότερο πειστικές, κυρίως επειδή το θέµα δεν είναι αν µια χώρα µπορεί να εµπορεύεται αλλά αν οι µέθοδοι που χρησιµοποιούνται για την προαγωγή του εµπορίου αυξάνουν την παραγωγή. Το βασικό επιχείρηµα a priori είναι ότι η επέκταση των εξαγωγών συµβάλει στην οικονοµική ανάπτυξη αυξάνοντας το ποσοστό της ακαθάριστης επένδυσης και αυξάνοντας το συντελεστή παραγωγικότητας. Αν υπάρχουν κίνητρα για την αύξηση των επενδύσεων και τη βελτίωση της τεχνολογίας, οι οριακοί συντελεστές παραγωγικοτήτων αναµένεται να είναι υψηλότεροι στον εξαγωγικό τοµέα από τους υπόλοιπους τοµείς της οικονοµίας O λόγος του µέσου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ µας δίνει πληροφορίες για τη σηµασία των εξαγωγών στην εθνική οικονοµία. Αφού ο λόγος των εξαγωγών προς ΑΕΠ είναι ένας δείκτης ανοικτής οικονοµίας, ένας µεγαλύτερος λόγος εξαγωγών

προς το ΑΕΠ δείχνει µια περισσότερο ανοικτή οικονοµία. Από την άλλη πλευρά ο χαµηλός λόγος των εξαγωγών προς το ΑΕΠ µπορεί επίσης να αντανακλά µια περιοριστική εµπορική πολιτική. Ο Solow (1956) υποστηρίζει ότι υψηλότεροι ρυθµοί επενδύσεων και αποταµίευσης δηµιουργούν περισσότερο συσσωρευµένο κεφάλαιο ανά εργάτη καταλήγοντας σε µια αύξηση της κατά κεφαλήν παραγωγής αλλά µε µειωµένο ρυθµό. Οι δηµόσιες επενδύσεις συµβάλουν στην οικονοµική ανάπτυξη προσφέροντας δηµόσια αγαθά που είναι απαραίτητα στην οικονοµική ανάπτυξη. Οι δαπάνες αυτές είναι συµπληρωµατικές προς την ιδιωτική επένδυση και τείνουν να έχουν θετική επίδραση στην οικονοµική ανάπτυξη. Ο Τyler (1981) εξέτασε ένα δείγµα 55 αναπτυσσόµενων χωρών µεσαίου εισοδήµατος και κατέληξε ότι οι εξαγωγές και οι ακαθάριστες επενδύσεις είναι οι πιο σηµαντικοί προσδιοριστικοί παράγοντες της οικονοµικής ανάπτυξης. Οι νέες θεωρίες ανάπτυξης περιλαµβάνοντας την τεχνολογική µεταβολή, δίνουν έµφαση στο ρόλο της επένδυσης ταυτόχρονα µε το ανθρώπινο και το φυσικό κεφάλαιο για µακροχρόνια ανάπτυξη. Οι πολιτικές που επηρεάζουν το επίπεδο ανάπτυξης και την αποδοτικότητα της επένδυσης επηρεάζουν και τη µακροχρόνια ανάπτυξη. Θεωρητικά οι ακαθάριστες επενδύσεις επηρεάζουν την οικονοµική ανάπτυξη άµεσα αυξάνοντας το απόθεµα του φυσικού κεφαλαίου στην οικονοµία Plossner (1992) και έµµεσα προάγοντας την τεχνολογία Levine and Renelt (1992). Πρόσφατες εµπειρικές µελέτες έδωσαν έµφαση στο διαφοροποιηµένο ρόλο των ιδιωτικών και των δηµόσιων επενδύσεων στην αναπτυξιακή διαδικασία. Οι δηµόσιες επενδύσεις στις υποδοµές, στο βαθµό που αποδεικνύουν συµπληρωµατικότητα προς τις ιδιωτικές επενδύσεις, µπορούν να αυξήσουν το οριακό προϊόν του ιδιωτικού κεφαλαίου αυξάνοντας κατά συνέπεια το ρυθµό ανάπτυξης της οικονοµίας. Οι Κhan and Kumar (1997) έδειξαν ότι οι επιδράσεις των ιδιωτικών και των δηµόσιων επενδύσεων στην ανάπτυξη διαφέρουν σηµαντικά µε την ιδιωτική επένδυση να είναι πιο παραγωγική από τη δηµόσια επένδυση. Σύµφωνα µε τους Knight, Loyaza and Villanueva (1993) and Nelson and Singh (1994) οι δηµόσιες επενδύσεις στις υποδοµές έχουν µια σηµαντική επίδραση στην ανάπτυξη τη δεκαετία του 1980. Εasterly and Rebelo (1993) εκτίµησαν ότι οι δηµόσιες επενδύσεις στις µεταφορές και στις επικοινωνίες σχετίζονται θετικά µε την ανάπτυξη. ηµόσιες επενδύσεις σε κρατικές επιχειρήσεις δεν είχαν καµιά επίδραση στην οικονοµική ανάπτυξη, ενώ οι δηµόσιες επενδύσεις στη γεωργία είχαν αρνητική επίδραση. Η επίδραση των άµεσων ξένων επενδύσεων στην οικονοµική ανάπτυξη εξαρτάται από το επίπεδο της τεχνολογίας της εγχώριας οικονοµίας, την οικονοµική σταθερότητα, την κρατική επενδυτική πολιτική και το βαθµό ανοίγµατος της οικονοµίας. Oι άµεσες ξένες επενδύσεις αυξάνουν την παραγωγικότητα της εγχώριας οικονοµίας µεταβάλουν το συγκριτικό της πλεονέκτηµα, συµβάλουν στην οικονοµική ανάπτυξη µιας χώρας, επειδή τείνουν να είναι πιο παραγωγικές από τις εγχώριες επενδύσεις. Oι Βlomstorm, Lipsey, Zejan (1994) αναφέρουν ότι υπάρχει µονόδροµη αιτιακή σχέση ανάµεσα στις εισροές των άµεσων ξένων επενδύσεων ως ποσοστό του ΑΕΠ και της ανάπτυξης του κατά κεφαλήν ΑΕΠ σε όλες τις αναπτυσσόµενες χώρες για την περίοδο 1960-1985. Ο Zhang (1999) εξετάζει την αιτιακή σχέση ανάµεσα στις άµεσες ξένες επενδύσεις και την οικονοµική ανάπτυξη µε την µέθοδο αιτιότητας κατά Granger για 10 ασιατικές χώρες. Tα αποτελέσµατα της έρευνας έδειξαν ότι υπάρχει µονόδροµη αιτιακή σχέση από τις άµεσες ξένες επενδύσεις προς την οικονοµική ανάπτυξη για 2

τρεις χώρες (Ηοng Kong, Japan, Singapore, Taiwan), αµφίδροµη αιτιακή σχέση για δυο χώρες Κina και την Ιndonesia, µονόδροµη αιτιακή σχέση από την οικονοµική ανάπτυξη προς τις εξαγωγές για δυο χώρες (Μalaysia, Thailand) και τέλος δεν υπάρχει αιτιακή σχέση για Korea, Filippines. Οι Βorensztein De Gegorio and Lee (1998) επισηµαίνoυν ότι η θετική σχέση ανάµεσα στις εισροές των άµεσων ξένων επενδύσεων και της οικονοµικής ανάπτυξης καθορίζεται από την επίτευξη ενός ελάχιστου επιθυµητού επιπέδου ανάπτυξης του ανθρώπινου κεφαλαίου, Η Μoudatsou (2003) σε µια εµπειρική αποτίµηση των επιδράσεων των άµεσων ξένων επενδύσεων στην οικονοµική ανάπτυξη των χωρών της Ευρωπαϊκής Ένωσης για την περίοδο 1980-1996 διαπίστωσε ότι υπάρχει θετική σχέση ανάµεσά τους ταυτόχρονα είτε άµεσα είτε έµµεσα. Στην εµπειρική ανάλυση της εργασίας αυτής χρησιµοποιούµε ετήσια στοιχεία για την περίοδο 1960 έως 2002 για όλες τις µεταβλητές Η υπόλοιπη εργασία είναι οργανωµένη ως εξής: Στο δεύτερο τµήµα της εργασίας παρουσιάζονται τα δεδοµένα της εργασίας µε το πολυµεταβλητό VAR υπόδειγµα. Το τρίτο µέρος της εργασίας ασχολείται µε τους ελέγχους των Dickey-Fuller και ερευνά τη στασιµότητα των στοιχείων που χρησιµοποιήθηκαν. Η ανάλυση της συνολοκλήρωσης ανάµεσα στις µεταβλητές που χρησιµοποιούµε γίνεται στο τέταρτο τµήµα. Στο πέµπτο τµήµα δίνονται οι εκτιµήσεις των υποδειγµάτων διόρθωσης σφάλµατος, ενώ στο έκτο τµήµα αναπτύσσονται οι έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger. Τέλος, στο έβδοµο τµήµα παρουσιάζονται τα συµπεράσµατα αυτής της εργασίας. 2. Ε ΟΜΕΝΑ ΚΑΙ ΕΞΕΙ ΙΚΕΥΣΗ ΤΟΥ ΥΠΟ ΕΙΓΜΑΤΟΣ Η µέθοδος του υποδείγµατος αυτοπαλίνδροµου διανύσµατος VAR υιοθετείται στην εργασία αυτή για να εκτιµήσουµε τις επιδράσεις της οικονοµικής ανάπτυξης πάνω στην ανάπτυξη των εξαγωγών και των επενδύσεων (εγχώριων και ξένων). Η χρήσης της µεθοδολογίας αυτής µας επιτρέπει να αναγνωρίσουµε συσσωρευτικές επιδράσεις λαµβάνοντας υπόψη τη δυναµική αντίδραση ανάµεσα στην οικονοµική ανάπτυξη και τις άλλες µεταβλητές (Pereira and Hu 2000). Στην ανάλυση των χρονικών σειρών η κατάλληλη διαφοροποίηση είναι σηµαντική επειδή οι περισσότεροι αλγόριθµοι εκτίµησης αποτυγχάνουν, όταν οι χρονικές σειρές δεν είναι στάσιµες. Επίσης, ίσως υπάρχουν επαρκή οφέλη από τις 1 ες (ή 2 ες ) διαφορές. Σε µικρά δείγµατα οι κατανοµές των εκτιµητών µπορούν να βελτιωθούν από την εκτίµηση του υποδείγµατος αυτοπαλίνδροµου διανύσµατος στις 1 ες (ή 2 ες ) διαφορές τους (Hamilton 1994). Επιπλέον, η χρήση των πρώτων διαφορών σε οικονοµετρικές εργασίες διευκολύνει την ερµηνεία των αποτελεσµάτων, αφού οι πρώτες διαφορές των λογαρίθµων των αρχικών µεταβλητών αντιπροσωπεύουν το ρυθµό ανάπτυξης των αρχικών µεταβλητών (Dritsakis 2003). Για την ανάλυση της αιτιακής σχέσης µεταξύ της οικονοµικής ανάπτυξης, των εξαγωγών, των ακαθάριστων εγχώριων επενδύσεων και των άµεσων ξένων επενδύσεων χρησιµοποιείται το παρακάτω πολυµεταβλητό VAR υπόδειγµα: ( EXPG, INVG FDIG) GDPN = f, (1) όπου: 3

GDP GDPN = το κατά κεφαλήν ΑΕΠ N EXP EXPG = ο λόγος εξαγωγών προς το ΑΕΠ GDP INV INVG = ο λόγος των ακαθάριστων εγχώριων επενδύσεων προς το ΑΕΠ GDP FDI FDIG = ο λόγος των άµεσων ξένων επενδύσεων προς το ΑΕΠ GDP N = ο πληθυσµός Η µεταβλητή της οικονοµικής ανάπτυξης GDP µετράται από το πραγµατικό ΑΕΠ προσαρµοσµένο από τον αντιπληθωριστή του ΑΕΠ. Η µεταβλητή των ακαθάριστων εγχώριων επενδύσεων ΙΝV µετράται από την ακαθάριστη επένδυση προσαρµοσµένη από τον αντιπληθωριστή του ΑΕΠ. Η µεταβλητή των εξαγωγών ΕΧP µετράται από τα πραγµατικά έσοδα των εξαγωγών και αποκτιέται προσαρµόζοντας την ονοµαστική τιµή των εξαγωγών µε βάση τη ιεθνή Χρηµατοοικονοµική Στατιστική. Η µεταβλητή FDI µετράται από τις άµεσες ξένες επενδύσεις προσαρµοσµένη από τον αντιπληθωριστή του ΑΕΠ. Τα στοιχεία που χρησιµοποιήθηκαν στην ανάλυση της έρευνας αυτής είναι ετήσια, καλύπτουν την περίοδο 1960-2002 για την Ελλάδα και προέρχονται από τις βάσεις δεδοµένων του ιεθνούς Νοµισµατικού Ταµείου και έχουν αναχθεί µε έτος βάσης το 1996. Όλα τα δεδοµένα είναι εκφρασµένα σε λογαρίθµους για να µπορέσουν να συµπεριλάβουν την πολλαπλασιαστική επίδραση των χρονικών σειρών και συµβολίζονται µε το γράµµα L µπροστά από κάθε µεταβλητή. Αν οι παραπάνω µεταβλητές µοιράζονται µία κοινή στοχαστική τάση, και οι πρώτες διαφορές είναι στάσιµες τότε µπορούν αυτές να συνολοκληρωθούν. Επίσης οι µεταβλητές µπορούν να συνολοκληρωθούν και όταν έχουν διαφορετική τάξη ολοκλήρωσης (Johansen 1995 σελ 37). Η οικονοµική θεωρία σπάνια παρέχει καθοδήγηση όσον αφορά το ποιες µεταβλητές εµφανίζουν στοχαστική τάση, καθώς και το πότε τέτοιες τάσεις είναι κοινές µεταξύ των µεταβλητών. Για την ανάλυση πολυµεταβλητών χρονικών σειρών που περιλαµβάνουν στοχαστικές τάσεις χρησιµοποιείται ο επαυξηµένος έλεγχος µοναδιαίας ρίζας των Dickey-Fuller για τον υπολογισµό των ξεχωριστών χρονικών σειρών µε στόχο να παρέχει πληροφορίες σχετικά µε το πότε οι µεταβλητές είναι ολοκληρωµένες. Αυτό ακολουθείται από την πολυµεταβλητή ανάλυση συνολοκλήρωσης. 3. ΈΛΕΓΧΟΣ ΜΟΝΑ ΙΑΙΑΣ ΡΙΖΑΣ Ο έλεγχος για τη συνολοκλήρωση µεταξύ των µεταβλητών που χρησιµοποιούνται στο παραπάνω υπόδειγµα απαιτεί προηγουµένως τον έλεγχο για την ύπαρξη µοναδιαίας ρίζας για κάθε µεταβλητή και συγκεκριµένα για το κατά κεφαλήν ΑΕΠ, το λόγο των εξαγωγών προς το ΑΕΠ, το λόγο των ακαθάριστων επενδύσεων προς το ΑΕΠ, και το λόγο των άµεσων ξένων επενδύσεων, χρησιµοποιώντας τον έλεγχο του επαυξηµένου Dickey-Fuller (ADF) (1979) πάνω στην παρακάτω παλινδρόµηση: 4

k X t = δ 0 + δ 1 t + δ 2 X t-1 + α Χ + i t i ut (2) i= 1 Η ADF παλινδρόµηση ελέγχει για ύπαρξη µοναδιαίας ρίζας στην Χ t δηλαδή στο λογάριθµο όλων των µεταβλητών του υποδείγµατος, στο χρόνο t. Η µεταβλητή Χ t-i εκφράζει τις πρώτες διαφορές µε k χρονικές υστερήσεις και τέλος η µεταβλητή u t προσαρµόζει τα λάθη της αυτοσυσχέτισης, Οι συντελεστές δ 0, δ 1, δ 2, και α i είναι προς εκτίµηση. Η µηδενική και η εναλλακτική υπόθεση για την ύπαρξη µοναδιαίας ρίζας στην µεταβλητή X t είναι: Η ο : δ 2 = 0 Η ε : δ 2 < 0 Τα αποτελέσµατα των ελέγχων αυτών εµφανίζονται στον πίνακα 1. Οι ελάχιστες τιµές των κριτηρίων του Akaike (1973) και του Schwartz (1978) έδωσαν την καλύτερη δοµή των ADF εξισώσεων καθώς και τους αντίστοιχους αριθµούς των χρονικών υστερήσεων µε την ένδειξη Lag. Όσον αφορά τον έλεγχο της αυτοσυσχέτισης στους διαταρακτικούς όρους, ο έλεγχος που χρησιµοποιήθηκε ήταν του πολλαπλασιαστή Lagrange LM(1). Το οικονοµετρικό πακέτο MFIT 4.0 (1997), το οποίο χρησιµοποιήθηκε για τη διενέργεια του ADF ελέγχου µας δίνει τις προσο- µοιωµένες κρίσιµες τιµές. Μεταβλητές Lag Πίνακας 1. Έλεγχος DF/ADF για µοναδιαία ρίζα Στα επίπεδα 1 ες διαφορές 2 ες διαφορές Test Test Test statistic LM(1) Lag statistic LM(1) Lag statistic LM(1) (DF/ADF) (DF/ADF) (DF/ADF) LGDPN 1-1.2597 4.7667 [.029] LEXPG 0-1.7145 2.6045 [0.107] LINVG 1-2.5541 0.0164 [ 0.898] LFDIG 0-1.6875 0.1020 [0.749] Κρίσιµη τιµή: -3.4547 0-2.7361 3.9322 [0.047] 0-5.4241 0.33775 [0.561] 1-4.6952 0.7972 [0.372] 1-8.5286 0.11454 [0.735] 0-9.2408 3.6308 [0.057] Τα αποτελέσµατα από τον πίνακα 1 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 (εκτός από τη µεταβλητή LGDPN η οποία είναι στάσιµη στη δεύτερη διαφορά) και κατά συνέπεια οι αντίστοιχες µεταβλητές µπορούν να χαρακτηριστούν σαν ολοκληρωµένες πρώτης τάξης Ι(1), ενώ η µεταβλητή LGDPN χαρακτηρίζεται σαν ολοκληρωµένη δεύτερης τάξης Ι(2). Επίσης, για όλες τις µεταβλητές στις πρώτες (και δεύτερες) διαφορές ο έλεγχος LM(1) δείχνει ότι δεν υπάρχει συσχέτιση στους διαταρακτικούς όρους. 4. ΣΥΝΟΛΟΚΛΗΡΩΣΗ ΚΑΙ Ο ΕΛΕΓΧΟΣ ΤΟΥ JOHANSEN Αν οι χρονικές σειρές (µεταβλητές) είναι µη στάσιµες στα επίπεδά τους, µπορούν να ολοκληρωθούν µε βαθµό ολοκλήρωσης 1 ή και 2 όταν οι πρώτες ή οι δεύτερες διαφορές τους είναι στάσιµες (Johansen 1995). Οι µεταβλητές αυτές 5

µπορούν επίσης να συνολοκληρωθούν αν υπάρχει ένας ή περισσότεροι γραµµικοί συνδυασµοί µεταξύ των µεταβλητών που να είναι στάσιµοι. Αν οι µεταβλητές συνολοκληρώνονται, τότε υπάρχει µια σταθερή µακροπρόθεσµη γραµµική σχέση µεταξύ τους. Αφού διαπιστώθηκε πως οι εξεταζόµενες µεταβλητές είναι ολοκληρωµένες πρώτης τάξης και δεύτερης τάξης, τότε εκτελείται ο έλεγχος για τη συνολοκλήρωση. Η υπόθεση που ελέγχεται είναι η µηδενική της µη συνολοκλήρωσης έναντι της εναλλακτικής που είναι η ύπαρξη συνολοκλήρωσης, χρησιµοποιώντας τη διαδικασία προσέγγισης της µέγιστης πιθανοφάνειας του Johansen (1988), Johansen και Juselious (1990, 1992). Ένας συντελεστής αυτοπαλίνδροµου σχήµατος χρησιµοποιείται για τη µοντελοποίηση κάθε µεταβλητής (η οποία θεωρείται ότι είναι ενδογενής) σαν µία συνάρτηση όλων των ενδογενών µε χρονικές υστερήσεις µεταβλητών του συστήµατος. εδοµένου ότι για να εφαρµοστεί η τεχνική του Johansen απαιτείται ένας ικανός αριθµός χρονικών υστερήσεων, γι αυτό ακολουθήσαµε τη σχετική διαδικασία που βασίζεται στον υπολογισµό της γνωστής στατιστικής ελέγχου LR (Likelihood Ratio) (Sims 1980). Τα αποτελέσµατα έδειξαν ότι η τιµή ρ=3 αποτελεί την κατάλληλη εξειδίκευση για την παραπάνω σχέση. Στη συνέχεια προσδιορίζουµε τα διανύσµατα συνολοκλήρωσης του υποδείγµατος υπό την προϋπόθεση ότι ο πίνακας 2 έχει βαθµό r < n (n=4). Η διαδικασία υπολογισµού του βαθµού r έχει σχέση µε την εκτίµηση των χαρακτηριστικών ριζών (ιδιοτιµών) που είναι οι εξής: λ ) = 0.55810 λ ) = 0.41975 λ ) = 0.27780 λ ) = 0.14297 1 2 Table 2. - Johansen and Juselious Cointegration Tests Variables LGDPN,LEXPG,LINVG,LFDIG Maximum lag in VAR = 3 3 4 Eigenvalues Critical Values Null Alternative Eigenvalue 95% 90% r = 0 r = 1 31.8501 31.7900 29.1300 r = 1 r = 2 21.2273 25.4200 23.1000 Trace Statistic Critical Values Null Alternative Eigenvalue 95% 90% r = 0 r > 0 71.7872 63.0000 59.1600 r 1 r > 1 39.1371 42.3400 39.3400 Τα αποτελέσµατα που εµφανίζονται στον πίνακα 2 υποδεικνύουν ότι ο αριθµός των στατιστικά σηµαντικών διανυσµάτων συνολοκλήρωσης είναι ίσος µε ένα και είναι το εξής: LGDPN = 0.23883LEXPG + 0.46903LINVG + 0.46774LFDIG 6

Oι εκτιµήσεις των συντελεστών στις σχέσεις ισορροπίας οι οποίες στην ουσία είναι οι µακροπρόθεσµα εκτιµηµένες ελαστικότητες αναφορικά µε την οικονοµική ανάπτυξη δείχνουν ότι, οι ακαθάριστες εγχώριες επενδύσεις, οι εξαγωγές όσο και οι άµεσες ξένες επενδύσεις είναι ανελαστικές ως προς το ρυθµό µεταβολής της κατά κεφαλήν ανάπτυξης. Σύµφωνα µε τα πρόσηµα που έχουν οι συνιστώσες τoυ παραπάνω διανύσµατος συνολοκλήρωσης και µε βάση την οικονοµική θεωρία η σχέση αυτή µπορεί να χρησιµοποιηθεί σαν µηχανισµός σφάλµατος στο VAR υπόδειγµα. 5. ΤΟ ΥΠΟ ΕΙΓΜΑ VAR ΜΕ ΜΗΧΑΝΙΣΜΟ ΙΟΡΘΩΣΗΣ ΣΦΑΛΜΑΤΟΣ Αφού προσδιορίσαµε πως οι λογάριθµοι των µεταβλητών του υποδείγµατος είναι συνολοκληρωµένοι θα πρέπει στη συνέχεια να εκτιµήσουµε ένα υπόδειγµα VAR στο οποίο να ενσωµατώσουµε ένα µηχανισµό διόρθωσης σφάλµατος (MEC). Το υπόδειγµα διόρθωσης σφάλµατος προέκυψε από την µακροχρόνια σχέση συνολοκλήρωσης και έχει το παρακάτω τύπο: 2 LGDPN t = lagged( LGDPN t, LEXPG t, LINVG t, LFDIG t ) + λ u t-1 + V t (3) όπου αναφέρεται στις πρώτες διαφορές και 2 στις δεύτερες διαφορές των µεταβλητών. u t-1 είναι τα εκτιµηµένα κατάλοιπα από τη συνολοκληρωµένη παλινδρόµηση (µακροχρόνια σχέση) -1<λ<0 βραχυχρόνιος συντελεστής. V t λευκός θόρυβος Μια δυσκολία που αντιµετωπίζει ένας ερευνητής στην εκτίµηση ενός αυτοπαλίνδροµου υποδείγµατος VAR είναι η κατάλληλη εξειδίκευση του υποδείγµατος. Ιδιαίτερα ο ερευνητής πρέπει να αποφασίσει ποια είναι τα καθοριστικά συστατικά που θα µπορούσαν να συµπεριληφθούν όπως επίσης και ο αριθµός των υστερήσεων που θα µπορούσαν να χρησιµοποιηθούν. Αφού οι αυθαίρετα επιλεγµένες εξειδικεύσεις του υποδείγµατος αυτοπαλίνδροµου διανύσµατος VAR είναι δυνατόν να παράγουν αναξιόπιστα αποτελέσµατα, χρησιµοποιούµε το κριτήριο επιλογής ενός υποδείγµατος βάσης δεδοµένων για να εξειδικεύσουµε το υπόδειγµα του αυτοπαλίνδροµου διανύσµατος VAR για την οικονοµία της Ελλάδος. Ανάµεσα σε διάφορα κριτήρια επιλογής του υποδείγµατος εκείνο που πρότεινε ο Schwartz (1978) γνωστό ως Schwartz Bayesian information criterion, φαίνεται να υπερτερεί άλλων εναλλακτικών λύσεων (Mills and Prasad 1992). Kατά συνέπεια η εξειδίκευση µας στο υπόδειγµα αυτοπαλίνδροµου διανύσµατος VAR βασίζεται στο κριτήριο του Schwarz. Επίσης, επιλέχθηκε πρώτης τάξης εξειδίκευση του υποδείγµατος VAR(1) µε σταθερά και χρονική τάση. H τελική µορφή του υποδείγµατος διόρθωσης σφάλµατος εκτιµήθηκε µε τη χρήση της µεθόδου του Hendry (Maddala 1992). Η αρχική τάξη της χρονικής υστέρησης είναι 2, αρκετά µεγάλη για να αποκαλύψει τη βραχυχρόνια δυναµική του συστήµατος. Επίσης, εφαρµόζουµε ένα αριθµό διαγνωστικών ελέγχων στα κατάλοιπα του υποδείγµατος. Oι διαγνωστικοί έλεγχοι των καταλοίπων περιλαµβάνουν τους ελέγχους LM για την πιθανή παρουσία αυτοσυσχέτισης και ετεροσκεδαστικότητας, τον έλεγχο Bera-Jarque για την κανονικότητα και τον έλεγχο Ramsey RESET για λαθεµένη εξειδίκευση του υποδείγµατος σχετικά µε τη συναρτησιακή του µορφή. Το υπόδειγµα διόρθωσης σφάλµατος εµφανίζεται στον πίνακα 3. 7

Πίνακας 3. Υπόδειγµα διόρθωσης σφάλµατος 2 LGDPN t = 0.00166 +0.03324 LEXP t-1 +0.0993 LINVG t-2 + 0.03158 LFDIG t-1 (0.3444) (0.6400) (1.7021) (1.9501) [0.733] [0.526] [0.098] [0.059] 0.48911 u t-1 (-3.5030) [0.001] R 2 = 0.4054 F(4,34) = 7.4809 DW = 2.0946 [0.000] A:X 2 [1] = 0.2796 [0.597] C:X 2 [2] = 2.4048 [0.300] B:X 2 [1] = 0.0082 [0.927] D:X 2 [1] = 2.3628 [0.124] Σηµειώσεις: : ηλώνει τις πρώτες διαφορές των µεταβλητών R 2 = Συντελεστής προσδιορισµού διορθωµένος ως προς τους βαθµούς ελευθερίας DW= Στατιστικό των Durbin-Watson. F(n, m)= Στατιστικό F µε (n,m) βαθµούς ελευθερίας αντίστοιχα. A: X 2 (n): Έλεγχος του πολλαπλασιαστή Lagrange για την αυτοσυσχέτιση των καταλοίπων ακολουθώντας την x 2 κατανοµή µε (n) βαθµούς ελευθερίας. B: X 2 (n): Έλεγχος του Ramsey s Reset για την εξειδίκευση του υποδείγµατος, ακολουθώντας την x 2 κατανοµή µε (n) βαθµούς ελευθερίας. C: X 2 (n): Έλεγχος της κανονικότητας βασισµένος στον έλεγχο της ασυµµετρίας και της κύρτωσης των καταλοίπων, ακολουθώντας την x 2 κατανοµή µε (n) βαθµούς ελευθερίας. D: X 2 (n): Έλεγχος της ετεροσκεδαστικότητας, ακολουθώντας την x 2 κατανοµή µε (n) βαθµούς ελευθερίας. ( )= Σηµειώνουµε t-ratio για τον αντίστοιχο εκτιµηµένο συντελεστή παλινδρόµησης [ ]= Σηµειώνουµε τα επίπεδα των probability. εν απορρίπτουµε τις εκτιµήσεις που βασίζονται στα αποτελέσµατα του πίνακα 3 σύµφωνα µε τους στατιστικούς και διαγνωστικούς ελέγχους σε επίπεδο σηµαντικότητας 10% (εκτός της µεταβλητής των εξαγωγών). Το ποσοστό συνολικής διακύµανσης της εξαρτηµένης µεταβλητής που περιγράφεται στο υπόδειγµά µας είναι αρκετά µεγάλο (40%). Ο όρος διόρθωσης σφάλµατος είναι στατιστικά σηµαντικός και έχει αρνητικό πρόσηµο που επιβεβαιώνει ότι σε επίπεδο σηµαντικότητας 5% δεν υπάρχει πρόβληµα στη µακροχρόνια σχέση ισορροπίας ανάµεσα στις ανεξάρτητες και τις εξαρτηµένες µεταβλητές. Η σχετική τιµή τους 0.48912 (-3.5030) δείχνει ένα ικανοποιητικό ποσοστό σύγκλισης ως προς το σηµείο ισορροπίας ανά περίοδο. Από τα αποτελέσµατα επίσης του πίνακα 3 παρατηρούµε ότι βραχυχρόνια µια αύξηση του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ κατά 1%, επιφέρει αύξηση του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ κατά 0.033%, µια αύξηση του λόγου των εγχώριων επενδύσεων προς το ΑΕΠ κατά 1% επιφέρει αύξηση του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ κατά 0.09%, ενώ µια αύξηση του λόγου των άµεσων ξένων επενδύσεων προς το ΑΕΠ κατά 1% επιφέρει αύξηση του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ 0.031%. 6. ΈΛΕΓΧΟΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ ΚΑΤΑ GRANGER Για να διερευνήσουµε τις αιτιώδεις κατά Granger (1988) σχέσεις µεταξύ των υπό εξέταση µεταβλητών χρησιµοποιήθηκε το στατιστικό F µε το οποίο ελέγχθηκε η 8

υπόθεση της στατιστικής σηµαντικότητας των ερµηνευτικών µεταβλητών. Τα αποτελέσµατα τα σχετικά µε την ύπαρξη αιτιωδών σχέσεων κατά Granger µεταξύ των µεταβλητών, του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ, του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ, του λόγου των εγχώριων επενδύσεων προς το ΑΕΠ, και του λόγου των άµεσων ξένων επενδύσεων προς το ΑΕΠ εµφανίζονται στον πίνακα 4. Εξαρτηµένη µεταβλητή LGDPN LEXPG Πίνακας 4 - Έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger Ελεγχόµενη υπόθεση LEXPG δεν υπάρχει αιτιακή σχέση ( LGDPN LEXPG) 0.323 2.480 LINVG δεν υπάρχει αιτιακή σχέση ( LGDPN LINVG) 2.894 0.457 LFDIG υπάρχει µονόδροµη σχέση ( LGDPN LFDIG) 6.171 0.740 LINVG υπάρχει µονόδροµη σχέση (LEXPG LINVG) 6.468 1.970 LFDIG υπάρχει µονόδροµη σχέση (LEXPG LFDIG ) 1.986 3.652 LINVG LFDIG δεν υπάρχει αιτιακή σχέση (LINVG LFDIG) 0.007 0.100 Κρίσιµη τιµή: 3,41 F1 F2 Από τα αποτελέσµατα του πίνακα 4 διαπιστώνουµε ότι: Υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του λόγου των άµεσων ξένων επενδύσεων και του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ µε κατεύθυνση από τις άµεσες ξένες επενδύσεις προς το κατά κεφαλή ΑΕΠ, µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του λόγου των εγχώριων επενδύσεων προς το ΑΕΠ και του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ µε κατεύθυνση από τις εγχώριες επενδύσεις προς τις εξαγωγές και τέλος υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ και του λόγου των άµεσων ξένων επενδύσεων προς το ΑΕΠ µε κατεύθυνση από τις εξαγωγές προς τις άµεσες ξένες επενδύσεις. Επίσης δεν υπάρχει σχέση αιτιότητας µεταξύ του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ και του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ, όπως και ανάµεσα στο ρυθµό µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ και του λόγου των εγχώριων επενδύσεων προς το ΑΕΠ, όπως και µεταξύ του λόγου των εγχώριων και ξένων επενδύσεων ως προς το ΑΕΠ. 7. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Η παρούσα εργασία ασχολείται µε τη σχέση του ρυθµού του κατά κεφαλήν ΑΕΠ, του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ και του λόγου των επενδύσεων προς το ΑΕΠ (εγχωρίων και άµεσων ξένων) χρησιµοποιώντας ετήσια στοιχεία για τα έτη από 1960-2002. Η εµπειρική ανάλυση έδειξε ότι οι µεταβλητές που χρησιµοποιούνται στην εργασία αυτή παρουσιάζουν µοναδιαία ρίζα. Στη βάση αυτή χρησιµοποιήθηκε η ανάλυση της συνολοκλήρωσης όπως προτάθηκε από το Johansen για να προκύψει µια µακροχρόνια σχέση ισορροπίας ανάµεσα στις µεταβλητές που χρησιµοποιήθηκαν. Στη συνέχεια εφαρµόστηκε η µεθοδολογία του υποδείγµατος διορθωτικού σφάλµατος, για να εκτιµηθούν οι µακροχρόνιες και βραχυχρόνιες σχέσεις. Τα επιλεγµένα διανύσµατα έδωσαν όρους διορθωτικού σφάλµατος, οι οποίοι αποδείχθηκαν στατιστικά σηµαντικοί σε επίπεδο σηµαντικότητας 5% κατά την εισαγωγή τους στις βραχυχρόνιες δυναµικές εξισώσεις. Τέλος, µε την κατά Granger αιτιότητα παρατηρούµε ότι υπάρχει µονόδροµη σχέση αιτιότητας µεταξύ του λόγου των άµεσων ξένων επενδύσεων και του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλήν ΑΕΠ µε κατεύθυνση από τις άµεσες ξένες επενδύσεις προς το κατά κεφαλήν ΑΕΠ, καθώς και µεταξύ του λόγου των εγχώριων επενδύσεων 9

προς το ΑΕΠ και του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ, καθώς και µεταξύ του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ και του λόγου των άµεσων ξένων επενδύσεων προς το ΑΕΠ. Τέλος, δεν υπάρχει σχέση αιτιότητας µεταξύ του ρυθµού µεταβολής του κατά κεφαλήν ΑΕΠ και του λόγου των εξαγωγών προς το ΑΕΠ, όπως και ανάµεσα στο ρυθµό µεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕΠ και του λόγου των εγχώριων επενδύσεων προς το ΑΕΠ, όπως και µεταξύ του λόγου των εγχώριων και ξένων επενδύσεων ως προς το ΑΕΠ. ABSRACT This paper examines empirically the causal relationship among exports, gross capital formation, foreign direct investments and economic growth using a multivariate autoregressive Var model for Greece over the period 1960-2002. The results of cointegration test suggested that there is only one cointegrated vector between the examined variables, while Granger causality tests showed that there is a unidirectional causal relationship between exports and gross fixed capital formation and also there is a unidirectional causal relationship between foreign direct investments and economic growth. AΝΑΦΟΡΕΣ Akaike, H. (1973): Information Theory and an Extension of the Maximum Likelihood Principle, In: Petrov, B. and Csaki, F. (eds) 2 nd International Symposium on Information Theory. Budapest: Akademiai Kiado. Βlomstoerm, M., Lipsey, R., & Zejan, M. (1994): What explains the growth of developing countries? Convergence of Productivity, Oxford University Press, Oxford. Βorenstein De Gegorio, J., & Lee, J. (1998): How does foreign direct investment affect economic growth? Journal of International Economics, 45, 115-135. Dickey, D.A., & Fuller, W.A. (1979): Distributions of the estimators for Autoregressive time series with a unit root, Journal of American Statistical Association, 74, 427-431. Dritsakis, N., (2003): Hungarian macroeconomic variables reflection on causal relationships, Acta Oeconomica, 53(1), 61-73. Easterly, W., & Rebelo, S. (1993): Fiscal policy and Economic Growth: An empirical investigation, Journal of Monetary Economics, 32, 417-458. Granger, C.W. (1988): Some Recent Developments in a Concept of Causality, Journal of Econometrics, 39, 199 211. Hamilton, J. D. (1994): Time Series Analysis, New Jersey: Princeton University Press. International Monetray Fund (IMF) (2003): International Financial Statistics Yearbook, 2003, Washington DC: Various Years. Johansen, S. (1988): Statistical Αnalysis of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control, 12, 231 254. 10

Johansen, S. & Juselious, K. (1990): Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for the Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, 169-210. Johansen, S. & Juselius, K. (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, 53: 211 244. Johansen, S. (1995): Likelihood-Based Cointegrated Vector Autoregressive Models, Oxford University Press. Knight, M., Loyaza, N. & Villanueva, D. (1993): Testing the neoclassical theory of economic growth, IMF Staff Papers, 40, 512-541. Khan, M. & Kumar, M. (1997): Public and private investment and the growth process in developing countries, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 59, 69-88. Levine, R. & Renelt, D. (1992): A sensitivity analysis of cross-country growth regressions, American Economic Review, 82, 942-963. Nelson, M. & Singh, R. (1994): The deficit growth connection: Some recent evidence from developing countries, Economic Development and Cultural Change, 43, 167-191. Maddala, G.S. (1992): Introduction to Econometrics, 2 nd Edition, Prentice Hall, New Jersey. MFIT 4.0 (1997). Quantitative Micro Software, Interactive Econometric Analysis. Oxford University Press. Μills, J. & Prasad, K., (1992): A Comparison of Model Selection Criteria, Econometric Reviews, 11, 201-233. Μoudatsou, A. (2003): Foreign direct investment and economic growth in the European Union, Journal of Economic Integration, 18(4), 689-707. Pereira A. & Xu, Z. (2000) : Export growth and domestic performance. Review of International Economics, 8 (1), 60-73. Plossner, C. (1992): The search for growth in policies for long-run economic growth, Federal Reserve Bank of Kansas City, Kansas City, MO. Schwarz, R. (1978): Estimating the Dimension of a Model, Annuals of Statistics, 6, 461 464. Sims, C. (1980): Macroeconomics and Reality, Econometrica, 48, 1-48. Solow, R. (1956): A contribution to the theory of economic growth, Quarterly Journal of Economics, 50, 65-94. 11

Tyler, W. (1981): Growth and export expansion in developing countries: Some empirical evidence, Journal of Development Economics, 9, 121-310. Zhang, H (1999) FDI and economic growth: evidence from ten East Asian Economies, Economia Internationale, 7(4), 517-535. 12