Реферат: Досвід членства Греції у ЄС
Статистичний показник F ми обчислили за допомогою формули:
(2)
де RSS є залишковою сумою квадратних чисел із такої регресії:
(3)
t – період з 1976 по 1980 рр., а RSS2 є залишковою сумою квадратів чисел із рівняння (3) на період t=1976 – 1986. RSSR є залишковою сумою квадратів чисел із рівняння (3) на період t=1976 – 1986; k=2; n1 =5, a n2 =6[3] .
Перед формулою (2) слід зробити F-розподіл із відхиленням на 2, 7. Результати цього тесту подані у таблиці 2.
Таблиця 2. Тест Чоу на структурну стабільність тиску попиту
| Сектор1 | Статистичний показник F2 | Сектор | Статистичний показник F |
| 100* | 2.206 | 354 | 1.516 |
| 311 | 1.990 | 355 | 4.480 |
| 313 | 1.839 | 356 | 1.452 |
| 314 | 4.130 | 361 | 5.866 |
| 321 | 6.276 | 362 | 2.251 |
| 322 | 2.737 | 369 | 1.118 |
| 323* | 0.584 | 371 | 3.772 |
| 324 | 2.228 | 372 | 3.337 |
| 331 | 1.801 | 381 | 1.432 |
| 332 | 9.284 | 382 | 6.016 |
| 341 | 0.347 | 383 | 3.158 |
| 342* | 1.780 | 384 | 5.324 |
| 351 | 1.095 | 385 | 0.517 |
| 352 | 1.756 | 390 | 0.470 |
| 353* | 7.582 |
1. Опис цих галузей поданий у Додатку.
2. Експерименти проводились із показниками тиску внутрішнього попиту інших країн-кандидатів: рівняння (3) було складене для обчислення відношення «реального» споживання певної галузі промисловості до ВВП та для напів-лорарифмічної форми обох співвідношень (Сt /ВВПt ) та (Сt /ВВПt ) щоб передбачити всі можливі нелінійності. На основі коефіціенту визначення та статистичного показника t коефіціенту b, було складене рівняння (2). Однак, у галузях економіки, позначених у таблиці зірочкою, співвідношення між «реальним» споживанням даної галузі та його ВВП обчислене краще, ніж співвідношення між сукупним «реальним» споживанням до сукупного ВВП, а статистичний показник цих галузей економіки відповідає коефіцієнтам регресії DSit = ai = bi (Cit /ВВПt ), згідно теста Чоу.
Із статистичних таблиць F-розподілу ми бачимо, що F2,7 0.01 =9.55. Таким чином, ми дійшли висновку, що в жодній із галузей економіки не відбувалося ніяких структурних змін і тиск внутрішнього попиту залишився незмінним протягом 1976 – 1986рр.
Як було вже сказано, для того, щоб усунути циклічні коливання квот, ми взяли середні показники за до-інтеграційний та після-інтеграційний періоди. Статистична значимість цих двох значень була перевірена засобом t-тесту.
У випадку існування загальних напрямків зміни торговельної квоти певної галузі економіки, застосування вищевказаного методу не дасть нам вірних результатів. Як вже зазначалося вище, існує два випадки, у яких можна чітко побачити напрямки:
· Може існувати загальний напрямок (збільшення чи зменшення) квот як у до-інтеграційний, так і у після-інтеграційний період;
· Може бути один напрямок (збільшення чи зменшення) квот у до-інтеграційний період, і зовсім протилежний напрямок у після-інтеграційний період.
Застосування середніх показників квот у обох випадках не дасть нам вірних результатів, тому що у першому випадку ми побачимо структурний розрив у після-інтеграційний період, чого не відбулося, а у другому випадку ми не побачимо структурного розриву, який мав місце, оскільки середні показники за цих два періоди можуть бути майже рівними.
Таблиця 3. Схема впливу зміни квоти видатків на «реальне споживання»
| ГАЛУЗЬ ЕКОНОМІКИ | ЗНАК ЗМІНИ КВОТИ | ||
| ВІТЧИЗНЯНА | ПАРТНЕРИ ЄС | КРАЇНИ, ЯКІ НЕ Є ЧЛЕНАМИ ЄС | |
| 100 | – | + | + |
| 311 | – | + | – |
| 313 | – | + | + |
| 314 | – | + | 0 |
| 321 | – | + | + |
| 322 | – | + | + |
| 323 | – | – | + |
| 324 | – | + | + |
| 331 | – | + | + |
| 332 | – | + | + |
| 341 | – | + | + |
| 342 | + | + | – |
| 351 | – | – | + |
| 352 | – | – | + |
| 353 | – | + | + |
| 354 | – | – | + |
| 355 | – | + | – |
| 356 | – | + | + |
| 361 | – | + | + |
| 362 | – | + | + |
| 369 | – | + | + |
| 371 | – | + | – |
| 372 | – | + | – |
| 381 | – | + | – |
| 382 | – | + | – |
| 383 | – | + | – |
| 384 | + | + | – |
| 385 | – | + | – |
| 390 | + | – | – |
Для того, щоб вирішити проблему напрямків руху торговельних квот, були обчислені середні значення змін квот протягом даних двох періодів, а статистичний показник t був використаний для того, щоб визначити статистичну значимість цих двох значень за два даних періоди.
Якщо у певній галузі економіки спостерігатиметься перший випадок, то очікується, що структурний розрив станеться тільки тоді, якщо різниця між середніми показниками зміни квот за два даних періоди не буде статистично дорівнювати нулю. Середні показники зміни квот матимуть такий же знак.
Сумарні обсяги торговельного обороту (зовнішнього та внутрішнього) спостерігалися у 12 галузях (випадок 1 таблиці 1). Це стосується таких галузей економіки, як виробництво напоїв (313), текстильної (321), виробництво предметів одягу (322), взуття (324), деревообробна (356), виробництво меблів (332), паперової продукції (341), нафтопереробна (353), виробництво пластмасових виробів (356), керамічних та фарфорових виробів (361), виробів зі скла (362) та різноманітної неметалевої мінеральної продукції (369).
У чотирьох галузях економіки спостерігались зміни зовнішнього торговельного обороту зовнішнє торгове утворення та внутрішня торгова диверсифікація (випадок 3 із таблиці 1). Це стосується таких галузей, як виробництво шкіряних виробів (323), промислової хімії (351), інших видів хімії (352) та різноманітних продуктів нафтопереробної та вугільної промисловостей (354).
У трьох випадках скорочення торгівлі, дані про такі дві галузі економіки, як друк та видавництво (342) і транспортне обладнання (384), у яких внутрішня квота та квота країн-партнерів зростала за рахунок країн, які не є партнерами (випадок 6 таблиці 1), є правдоподібними, як зазначалося вище, в той час, як дані про третю галузь економіки можуть бути змінені внаслідок зміни рівня ефективного протекціонізму (як це сталося у 390-му випадку). Однак, такий результат може бути викликаний просто природою самої галузі економіки, яка є залишковою, а тому – гетерогенною.
І, нарешті, слід звернути увагу на 314-ий сектор, виробництво тютюнових виробів, де квота країн, що не є членами Союзу залишилася незмінною, в той час, як частка країн-партнерів зросла за рахунок квоти внутрішнього виробництва.
Використовуючи показники зміни трьох квот та рівня «реального» споживання у пост-інтеграційний період, можна обчислити сукупний торговельний оборот (внутрішній та зовнішній) – ці визначення взяті із таблиці 1, сукупну торговельну диверсифікацію (зовнішню та внутрішню) та сукупну торговельну ерозію (зовнішню та внутрішню).
Табл. 4 показує вплив ефекту заміщення між трьома джерелами постачання – продукції вітчизняного виробництва, імпорту з країн-членів ЄС та імпорту від країн, які не є членами ЄС – на «реальне» споживання в доларах (ціни та валютні курси 1980 р.).
Ефект «заміщення» показує важливість впливів, які пояснюються інтеграцією, виходячи із припущення, що єдиною причиною зміни квот є створення митного союзу. Це обчислюється шляхом множення показника «реального» споживання у пост-інтеграційний період на коефіціент зміни відповідних квот протягом до- та після-інтеграційних періодів: С81-86 (S81-86 – S76-80).
Отже, загальний обсяг торговельного обороту склав біля 2.4 мільярдів доларів, торговельна диверсифікація – біля 400 мільйонів доларів, торговельна ерозія – біля 300 мільйонів доларів; «чистий» торговельний оборот (ефект заміщення), становив, таким чином, 1.6 мільярдів доларів (тобто 4.427 % ВВП на 1980 – у 1980 ВВП досягав 36,766,498,000 доларів США, або біля 20.789 % середньої кількості торговельних потоків того ж року – середня кількість торгових потоків = (сума експорту + сума імпорту) / 2 ) - ).
Більшість усього торговельного обороту становив внутрішній торговельний оборот (86% загального обсягу торговельного обороту), тоді як більшість торговельної диверсифікації становила зовнішня торговельна диверсифікація (84 % загального обсягу торговельної диверсифікації), що є нормальним результатом і відповідає теорії митного союзу.
Таблиця 4. Кількісне визначення торговельного обороту та диверсифікації торгівлі
| ISIC | ТОРГОВЕЛЬНИЙ ОБОРОТ | ТОРГОВЕЛЬНА ДИВЕРСИФІКАЦІЯ | ТОРГОВЕЛЬНА ЕРОЗІЯ | |||
| внутрішній | зовнішній | внутрішня | зовнішня | внутрішня | зовнішня | |
| 100 | 795445702 | 197319864 | ||||
| 311 | 85929150 | 3736050 | ||||
| 313 | 7024701 | 8429641 | ||||
| 314 | 9796756 | |||||
| 321 | 220362268 | 7598699 | ||||
| 322 | 71499356 | 7606314 | ||||
| 323 | 11487980 | 3473110 | ||||
| 324 | 12865363 | 7602260 | ||||
| 331 | 5357793 | 26301894 | ||||
| 332 | 8241434 | 2392674 | ||||
| 341 | 17012934 | 11341956 | ||||
| 342 | 1514727 | |||||
| 351 | 46378393 | 37945958 | ||||
| 352 | 74659527 | 17498327 | ||||
| 353 | 12309246 | 46159672 | ||||
| 354 | 53460657 | 8161932 | ||||
| 355 | 12870126 | 4756351 | ||||
| 356 | 17100990 | 9500550 | ||||
| 361 | 3644438 | 2939063 | ||||
| 362 | 11276816 | 10525028 | ||||
| 369 | 18748002 | 852182 | ||||
| 371 | 469306737 | 74817016 | ||||
| 372 | 41683947 | 7204633 | ||||
| 381 | 19376780 | 11072446 | ||||
| 382 | 106634485 | 28709284 | ||||
| 383 | 71987768 | 9162080 | ||||
| 384 | 307741981 | |||||
| 385 | 10829099 | 9342752 | ||||
| 390 | 2179352 | 4358704 | ||||
| сума | 2029303891 | 327236490 | 67079327 | 346120476 | 2179352 | 313615412 |
Торговельний оборот | Торговельна диверсифікація | Торговельна ерозія | ||||
| 2356540381 | 413199803 | 315794764 | ||||
| «Чистий» торговельний оборот1 : 1627545814 | ||||||
1. «Чистий» торговельний оборот дорівнює сукупному торговельному оборот за мінусом торговельної диверсифікації та торговельної ерозії.
3. Динамічні ефекти вступу Греції в ЄС