ΜΟΝΑ∆ΙΑΙΟ ΚΟΣΤΟΣ ΕΡΓΑΣΙΑΣ ΚΑΙ Η ΕΞΕΛΙΞΗ ΤΩΝ ΤΙΜΩΝ

Δημοσιεύτηκε χθες στο στο οικονομικό δελτίο της Τράπεζας της Ελλάδος μια έκθεση η οποία αλλάζει τα δεδομένα που ξέραμε μέχρι σήμερα. Η παραγωγικότητα δεν αυξήθηκε με τις μειώσεις μισθών την τελευταία 5ετία. Οι τιμές των προϊόντων παρέμειναν σε υψηλά επίπεδα και τα περιθώρια κέρδους των επιχειρήσεων κυρίως των βιομηχανιών- αυξήθηκαν. Αντιγράφω μερικά στοιχεία από τη μελέτη. 

" Σε αυτή τη µελέτη επιχειρείται µια εµπειρική διερεύνηση της σχέσης µεταξύ του μοναδιαίου κόστους εργασίας και των τιμών. 

Η εµπειρική ανάλυση γίνεται µε δεδοµένα που καλύπτουν την περίοδο 2000-2013 σε τριµηνιαία συχνότητα. Η µελέτη εξετάζει την αλληλεπίδραση µεταξύ του µοναδιαίου κόστους εργασίας και των τιµών σε συναθροιστικό επίπεδο, αλλά και στους επιµέρους κλάδους παραγωγής της οικονοµίας.

Σύµφωνα µε τα εθνικολογιστικά στοιχεία της Ελληνικής Στατιστικής Αρχής (ΕΛΣΤΑΤ, ESA 95), την περίοδο 2010-2013 το ΑΕΠ σε σταθερές τιµές (έτος βάσης 2005=100) µειώθηκε κατά 16,92%, ενώ το σύνολο των αµοιβών εξαρτηµένης εργασίας µειώθηκε κατά 28,7%.

Βραχυπρόθεσµα, οι επιχειρήσεις ενδέχεται να είναι πρόθυµες να δεχθούν µια µείωση των περιθωρίων κέρδους τους και να απορροφήσουν µερικώς την άνοδο του µισθολογικού κόστους, αλλά σε µεσοπρόθεσµη βάση οι επίµονες αυξήσεις των ονοµαστικών µισθών καθιστούν αναπόφευκτη την προσαρµογή των τιµών προς τα άνω.

Από τα στοιχεία του Πίνακα 4 και το ∆ιάγραµµα 1 καταδεικνύεται ότι για το σύνολο της οικονοµίας ο δείκτης του µοναδιαίου περιθωρίου κέρδους αυξήθηκε κατά µέσο όρο κατά 3,0% την υποπερίοδο 2010-2013 ενώ για το σύνολο της περιόδου 2001-2013 ήταν µόλις 0,8%. Αυτό υποδηλώνει µια αποσύνδεση µεταξύ του ρυθµού µεταβολής του µοναδιαίου κόστους εργασίας και του πληθωρισµού. ∆ηλαδή για την υποπερίοδο 2010-2013, ενώ ο ρυθµός µεταβολής του µοναδιαίου κόστους εργασίας µειώθηκε κατά µέσο όρο κατά 3,3%,  ο πληθωρισµός αντίθετα µειώθηκε κατά µόνο 0,5%.

Από τα µέσα του 2010, µε τη σταδιακή εφαρµογή των µέτρων δηµοσιονοµικής προσαρµογής (υπογραφή πρώτου Μνηµονίου), παρατηρείται αλλαγή πορείας και στα τρία µεγέθη και η τάση γίνεται καθοδική. Εντούτοις, δηµιουργείται έντονη απόκλιση µεταξύ τους, µε το ρυθµό µεταβολής του µοναδιαίου κόστους να καταγράφει πολύ πιο έντονη πτώση σε σχέση µε τους δύο δείκτες πληθωρισµού την περίοδο 2010-2013. Αυτό οφείλεται στη µεγάλη αθροιστική µείωση κατά 14,9% των συνολικών αµοιβών ανά απασχολούµενο την περίοδο 2010-2013, ενώ και η παραγωγικότητα της εργασίας µειώθηκε κατά 2,3% (βλ. ∆ιάγραµµα 2.Β). ∆ηλαδή υπάρχουν δύο διαφορετικά καθεστώτα στη συµπεριφορά των σειρών: το πρώτο καθεστώς (2001-2009), στο οποίο οι σειρές συνδιακυµαίνονται, και το δεύτερο καθεστώς (2010-2013), όπου παρατηρείται κοινή αλλά όχι αναλογικά καθοδική τάση.

Την περίοδο πριν από την υπογραφή του µνηµονίου (2000-2009), ο συντελεστής γραµµικής συσχέτισης Pearson  µεταξύ τιµών και µοναδιαίου κόστους εργασίας είναι πολύ υψηλός στο σύνολο της οικονοµίας, pyfd,tt_ulc =0,97. Την περίοδο µετά την υπογραφή του Μνηµονίου (2010-2013), ο συντελεστής συσχέτισης µειώνεται στο σύνολο της οικονοµίας pyfd,tt_ulc =0,65, ενισχύοντας την παρατήρηση ότι υπάρχει γενικά µια µερική αποσύνδεση των σειρών µετά το 2010. Ιδιαίτερα στο βιοµηχανικό κλάδο, στον οποίο  παράγονται κατά βάση τα εµπορεύσιµα (εξαγώγιµα) αγαθά της οικονοµίας, η αποσύνδεση κατά την περίοδο 2010-2013 µεταξύ του πληθωρισµού (2,3%) και του ρυθµού µεταβολής του µοναδιαίου κόστους εργασίας (-6,9%) γίνεται περισσότερο φανερή. Η αποσύνδεση αυτή φαίνεται πιο καθαρά τα έτη 2012 και 2013, οπότε ο δείκτης περιθωρίου κέρδους αυξήθηκε κατά 19,6% και 7,6% αντίστοιχα. Στο βιοµηχανικό κλάδο, ο συντελεστής γραµµικής συσχέτισης Pearson, είναι πολύ υψηλός  ind,indd_ulc =0,95 την περίοδο 2000-2009, ενώ γίνεται έντονα αρνητικός pind,indd_ulc =-0,81 την περίοδο 2010-2013, υποδηλώνοντας έντονη αποσύνδεση µεταξύ τιµών και µοναδιαίου κόστους εργασίας.

Υπενθυµίζεται ότι την περίοδο 2010-2013, κυρίως λόγω της µεγάλης µείωσης του µοναδιαίου κόστους εργασίας, ο δείκτης του µοναδιαίου περιθωρίου κέρδους στη βιοµηχανία αυξήθηκε κατά µέσο όρο 10,2%, ενώ στο σύνολο της οικονοµίας µόνο κατά 3,0%. Η µερική προσαρµογή των τιµών αναµένεται σε ολιγοπωλιακά διαρθρωµένους κλάδους, διότι οι επιχειρήσεις έχουν ήδη διαλέξει την τιµή που µεγιστοποιεί τα κέρδη τους.

Στην ελληνική οικονοµία ο ρυθµός µεταβολής των τιµών φαίνεται να αντιδρά µε χρονική υστέρηση και όχι αναλογικά στις µεγάλες µειώσεις του µισθολογικού κόστους που εφαρµόστηκαν στη χώρα, στο πλαίσιο της δηµοσιονοµικής προσαρµογής και της εσωτερικής υποτίµησης. Για την περίοδο 2010-2013, οι προσαρµογές του µοναδιαίου κόστους εργασίας έχουν σε µεγάλο βαθµό αποσυνδεθεί από τους δείκτες µέτρησης των τιµών. Η µεγάλη µείωση του µοναδιαίου κόστους εργασίας οφείλεται κατά κύριο λόγο στη µείωση των  νοµαστικών αµοιβών ανά απασχολούµενο και όχι στην αύξηση της µέσης παραγωγικότητας της εργασίας. Για το σύνολο της οικονοµίας την περίοδο 2010-2013, η αποσύνδεση µεταξύ του πληθωρισµού (αύξηση 2,0% κατά µέσο όρο) και του ρυθµού µεταβολής του μοναδιαίου κόστους εργασίας (µείωση 3,3% κατά µέσο όρο) είναι φανερή, µε αποτέλεσµα ο δείκτης µοναδιαίου περιθωρίου κέρδους να αυξηθεί κατά 3,0%. Ιδιαίτερα στο βιοµηχανικό κλάδο, στον οποίο παράγονται κατά βάση τα εµπορεύσιµα (εξαγώγιµα) αγαθά της οικονοµίας, η αποσύνδεση µεταξύ του πληθωρισµού (αύξηση κατά 2,3%) και του ρυθµού µεταβολής του µοναδιαίου κόστους εργασίας (µείωση κατά 6,9%) γίνεται περισσότερο έκδηλη την περίοδο 2010-2013, µε αποτέλεσµα ο δείκτης µοναδιαίου περιθωρίου κέρδους να αυξηθεί κατά 10,2%. "

Άρα η μείωση των μισθών την περίοδο 2010-2013 α) δεν οδήγησε σε αντίστοιχη και ταυτόχρονη  μείωση του πληθωρισμού κάτι που υποδηλώνει ότι στην αγορά προϊόντων παρατηρούνται ολιγοπωλιακές δυνάμεις και β) η μείωση του μισθολογικού κόστους δεν αύξησε την ανταγωνιστικότητα αλλά το περιθώριο κέρδους των επιχειρήσεων.

ΜΙΣΘΟΙ ΚΑΙ ΠΑΡΑΓΩΓΙΚΟΤΗΤΑ ΤΗΣ ΕΡΓΑΣΙΑΣ

Ποιοι είναι οι παράγοντες που επηρεάζουν τις ονομαστικές αποδοχές στις χώρες που υιοιθέτησαν το μνημόνιο και ποιες οι διαφορές τους με τη Γερμανία; Στο παρόν άρθρο θα επιχειρήσω μια ανάλυση αυτών των παραγόντων. Οι εξισώσεις που εμφανίζονται παρακάτω είναι σε μορφή ecm και τα στοιχεία προέρχονται από τη βάση δεδομένων AMECO.

DLOG(WAGE))	Greece		Germany		Ireland		Portugal
	Coefficient	prob	Coefficient	prob	Coefficient	prob	Coefficient	prob
DLOG(WAGE(-1))	0.039185	0.6517	0.114623	0.046	-0.04457	0.6979	0.223625	0.0005
LOG(CPI)	0.013501	0.4445	0.028425	0.6698	0.04128	0.5404	-0.12781	0.0001
LOG(WAGE(-1))	-0.13861	0.1667	-0.17647	0.0686	-0.1081	0.4483	-0.42145	0.0001
DLOG(CPI)	-0.29826	0.0571	0.043619	0.8116	0.308952	0.035	-0.1498	0.2659
UNEM(-2)	-0.0087	0.1204	-----	-----	-----	-----	-----	-----
UNEM	-----	-----	-0.00632	0.0113	-0.0014	0.552	-0.00341	0.295
LOG(LABPROD(-1))	0.129777	0.1468	0.180564	0.1167	0.064037	0.5837	0.573759	0.000
DLOG(LABPROD)	0.92705	0.000	0.956161	0.000	0.56917	0.000	1.007648	0.000
DLOG(CPI(-1))	0.145719	0.3455	-----	-----	-----	-----	0.357524	0.015
C	-0.02068	0.6773	-0.19694	0.2424	-0.05764	0.6149	-0.11399	0.0009
R2	0.798		0.959		0.779		0.910
sample 1962-2009

Wage= compensation per employee

Cpi = consumer price index

Unem = unemplyment rate

Labprod = labour productivity

Οι ονομαστικοί μισθοί υπολογίζονται ως οι μέσες μεικτές αποδοχές για εργασία συμπεριλαμβανομένων των ασφαλιστικών εισφορών των εργαζομένων. Στη περίπτωση της Ελλάδας και της Γερμανίας η βραχυπρόθεσμη και μακροπρόθεσμη πραγωγικότητα της εργασίας σε σχέση με τη μεταβολή των μισθών εμφανίζεται κοντά στο ένα ενώ ταυτόχρονα εμφανίζεται  μια μικρή και αρνητική συσχέτιση των μισθών με το ποσοστό ανεργίας κάτι το οποίο υποδηλώνσει την ύπαρξη της καμπύλης Phillips. Η παραγωγικότητα της εργασίας και ο μισθός της προηγούμενης περιόδου εξηγεί μεγάλο μέρος της μεταβολής των μισθών στη Γερμανία και στην Πορτογαλία. Επίσης στην Πορτογαλία οι μεταβολές των μισθών καθορίζονται σε μεγάλο βαθμό από τον πληθωρισμό της προηγούμενης περιόδου ενώ ο συντελεστής προσαρμογής είναι αρκετά μεγάλος και σημαντικός που σημαίνει ότι οι μισθοί προσαρμόζονται στο επιθυμητό μακροχρόνιο επίπεδο αρκετά γρήγορα. Παράλληλα ο πληθωρισμός δεν επηρεάζει καθόλου το ρυθμό μεταβολής των μισθών στη Γερμανία( μη σημαντικός συντελεστής). Πιθανόν να οφείλεται στο πολύ χαμηλό και σταθερό ποσοστό πληθωρισμού διαχρονικά.  Σε γενικές γραμμές οι παραπάνω εξισώσες εκτιμούν ικανοποιητικά τη μεταβολή των μισθών την περίοδο ανάλυσης και αυτό φαίνεται και από το διάγραμμα των τυποποιημένων διαδοχικών καταλοίπων πρόβλεψης παρακάτω (One-Step Forecast Test) . Τα τυποποιημένα κατάλοιπα δεν εμφανίζουν αποκλίσεις από το μηδέν ενώ εκφεύγουν ελάχιστα των +-2 τυπικών αποκλίσεων που σημαίνει πως στο σύστημα δεν εμφανίζονται ιδιαίτερες διαρθωτικές μεταβολές.  Στην περίπτωση της Ελλάδας  η καμπύλη εμφανίζεται να  εκφεύγει έξω από τα όρια των +-2 τυπικών αποκλίσεων τα έτη 1975, 1991 και 2002 που σημαίνει πως πιθανόν αυτά τα έτη να σημειώθηκαν κάποιες μεταβολές, πέρα από αυτές που εμφανίζονται στην εξίσωση, και να  επηρέασαν τους μισθούς.

Στο παρακάτω σχεδιάγραμμα φαίνονται τα εξής. Για κάθε 1 ευρώ αύξησης της παραγωγικότητας της εργασίας (οριζόντιος άξονας) , δηλαδή αύξησης της προστιθέμενης αξίας της εργασίας την περίοδο 2000 2010 κατέληξε με τη μορφή μισθού στον εργαζόμενο τα 0,67 ευρώ στην Ελλάδα, τα 0,42 ευρώ στην Ιρλανδία τα 0,295 ευρώ στην Πορτογαλία και μόλις 0,137 ευρώ στη Γερμανία. Πιστεύω πως η πορεία των μισθών στη Γερμανία την τελευταία δεκαετία προδιαγράφει την πορεία των μισθών στη χώρα μας τα επόμενα χρόνια.

ΜΙΣΘΟΙ ΚΑΙ ΑΠΑΣΧΟΛΗΣΗ

Η μείωση των μισθών μονοπωλεί το ενδιαφέρον το τελευταίο διάστημα με το επιχείρημα ότι θα φέρει αύξηση της απασχόλησης και της ανταγωνιστικότητας της Ελληνικής οικονομίας . Λες και το μόνο πρόβλημα της Ελληνικής οικονομίας είναι οι υπερβολικοί μισθοί των εργαζομένων. Αυτό όμως που τεχνηέντως αποφεύγουν να μας αναλύσουν όλες οι εμπλεκόμενες πλευρές στις διαπραγματεύσεις,  είναι πόσο θα αυξηθεί η απασχόληση και η ανταγωνιστικότητα και σε πόσο χρονικό διάστημα θα επιτευχθεί αυτό. Προσωπικά δε πιστέυω ότι ή μείωση των μισθών θα έχει κανένα από τα παραπάνω αποτελέσματα. Στο παρόν άρθρο θα ασχοληθώ με το αν οι μισθοί επηρεάζουν την απασχόληση τόσο βραχυπρόθεμα όσο και μκροπρόθεσμα.

Η μεθοδολογία που θα χρησιμοποιήσω είναι αυτή της συνολοκλήρωσης του Eangle-Granger.

Η συνάρτηση της συνολικής απασχόλησης ή η ζήτηση εργασίας, εξάγεται από τη πρώτη παράγωγο  της συνάρτησης παραγωγής  Cobb-Douglas  Y= A*L^a * K^(1-a)  και η οποία θα πρέπει να ισούται με το πραγματικό μισθό. Δηλαδή η απόδοση της τελευταίας μονάδας παραγωγής επί την τιμή της , θα πρέπει να ισούται με το κόστος της δηλαδή το μισθό του εργαζομένου.   F'(x)*p= W  ή  F'(x)=W/P.

Εφαρμόζοντας τη πρώτη παράγωγο στην εξίσωση Cobb-Douglas  και μετατρέποντας τη σε λογάριθμους έχω τη τελική της μορφή.

          ln L = [(ln a + ln A) / (1-a)] + ln K - [1/(1-a)] * ln w

ή       ln L = φ0 + ln K – φ1 * ln w 

με φ0= [(ln a + ln A) / (1-a)] και φ1=[1/(1-a)] . Το Κ προσδιορίζεται ως εξής.

Kt = (1− δ)Kt−1+ It όπου Κt-1 είναι το κεφάλαιο του έτους t-1, δ είναι ο ετήσιος φυσιολογικός ρυθμός απόσβεσης του κεφαλαίου όπου η τιμή 6% χρησιμοποιείται συνήθως.            

Μια αύξηση της συνολικής παραγωγικότητας (lnA) ή του συντελεστή κέφαλαιο (lnK) θα αυξήσει τη ζήτηση εργασίας ενώ μια αύξηση στο πραγματικό μισθό(lnW) θα τη μειώσει.

 Τα στοιχεία είναι σε ετήσια βάση και οι μεταβλητές είναι οι παρακάτω.

W= real compensation per head

GDPDEFL= GDP deflator

K=Total capital stock

LD= total employment

LOG(LD) = -0.159*LOG(W/GDPDEFL) - 0.0124*LOG(K) + 7.767 + 0.0094*TREND + 0.0352*D1   (1)

      
              (0.039)                             (0.026)               (0.18)        (0.00)                     (0.015)    

 Η εξίσωση περνάει το τέστ της κανονικότητας των υπολοιπων αλλά όχι της αυτοσυσχέτισης και της ετεροσκεδαστικότητας.

Σύμφωνα με τα παραπάνω, η ζήτηση εργασίας εξαρτάται αρνητικά με το πραγματικό μισθό σε μακροχρόνιο ορίζοντα. Αυτό σημαίνει πως μια μείωση του πραγματικού μισθού (δηλαδή μια μείωση του ονομαστικού μισθού ή μια αύξηση του επιπέδου των τιμών) θα αυξήσει την απασχόληση μακροχόνια. Από το φ1=[1/(1-a)] μπορώ να υπολογίσω το a και log(a) δηλαδή το μερίδιο της εργασίας στη συνολική παραγωγικότητα. Υποθέτοντας λοιπόν σταθερές ελαστικότητες των συντελεστών παραγωγής δηλαδή κεφάλαιο και εργασία να ισούται με ένα, τότε η συνεισφορά της εργασίας στη συνολική παραγωγικότητα ισούται με 0,72 και αυτή του καφαλαίου με 0,28. Οι παραπάνω τιμές είναι σύμφωνες με τις εμπειρικές εκτιμήσεις στη διεθνή βιβλιογραφία όπου η εργασία συμβάλει στο εισόδημα κατά 2/3 και το κεφάλαιο κατά 1/3 . Ο συντελεστής της τάσης ερμηνεύεται ως η εξωγενής συμβολή της τεχνολογικής προόδου στην απασχόληση. Είναι στατιστικά σημαντικός αλλά πολύ μικρός και μας δείχνει πως η τεχνολογική πρόοδος στη χώρα μας συνέβαλε ελάχιστα στην αύξηση της απασχόλησης . Η D1 είναι η ψευδομεταβλητή εισόδου της χώρας μας στο κοινό νόμισμα και παίρνει τη τιμή 1 από το 2002 και μετά. Είναι θετική και σηματική αλλά μικρή.

Τα κατάλοιπα τη παραπάνω εξίσωσης δεν εμφανίζουν μοναδιαία ρίζα. Έτσι λοιπόν η βραχυχρόνια συνάρτηση έχει τη μορφή

 D(LOG(LD)) = -0.225*RES(-1) - 0.0567*D(LOG(W/GDPDEFL)) - 0.0246*D(LOG(K)) - 0.0007 +

                                (0.073)            (0.049)                                                 ( 0.020)                       (0.0041)

+0.0003*TREND    (2)

 (0.0001)       

 Ο συντελεστής RES είναι τα υπόλοιπα της εξισωσης (1). είναι σημαντικός και αρνητικός και υποδηλώσει πως η απασχόληση προσαρμόζεται στη μακροπρόθεσμη ισορροπία με ποσοστό 23% περίπου το χρόνο.

Συμπεράσματα

 Υπάρχει μια μακροχρόνια αρνητική σχέση ανάμεσα στην απασχόληση και στο πραγματικό μισθό. Μια μείωση του πραγματικού μισθού κατά 1% θα αυξήσει την απασχόληση κατά 0,16% μακροπρόθεσμα . Βραχυπρόθεσμα όμως η σχέση αυτή δεν υφίσταται. Ενώ ο συντελεστής του πραγματικού μισθού παραμένει αρνητικός (-0,0567) εμφανίζεται μη σημαντικός. Το αξιοσημείωτο της εξίσωσης (2) είναι πως βραχυπρόθεσμα οποιαδήποτε μείωση των ονομαστικών αποδοχών δεν ευνοεί την απασχόληση. Αντίθετα το ποσοστό πληθωρισμού (GDPDEFL) φαίνεται να είναι στατιστικά σημαντικό και να προσδιορίζει την απασχόληση σε βραχυπρόθεσμο ορίζοντα. Δηλαδή φαίνεται πως μια αύξηση του πληθωρισμού πιθανόν μέσω της αύξησης της συνολικής ζήτησης, ευνοεί την ζήτηση εργασίας. Δηλαδή με λίγα λόγια, ανάπτυξη. 1

Η μεταβλητή κεφάλαιο δεν επηρεάζει την απασχόληση ούτε στη πρώτη ούτε στη δεύτερη εξίσωση.         

  Θεωρώ λοιπόν πως η συζήτηση που γίνεται τελευταία για το αν θα πρέπει να μειωθούν οι μισθοί για να αυξηθεί η απασχόληση και η ανταγωνιστικότητα (για τη μείωση των μισθών και την ανταγωνιστικότητα θα αναφερθώ σε λίγες μέρες ) δεν προσεγγίζει σωστά το πρόβλημα της απασχόλησης, η οποία κατά τη γνώμη μου θα μειωθεί κι άλλο, δηλαδή θα αυξηθεί η ανεργία, αν μειωθούν οι ονομαστικοί μισθοί. 

1      Αυτό προκύπτει αν ξανατρέξω την εξίσωση 2 και στη θέση του πραγματικού μισθού βάλω τον αποπληθωριστή του ΑΕΠ. Ο συντελεστής εμφανίζεται σημαντικός και θετικός  ενώ οι τιμές των άλλων μεταβλητών παραμένουν στα ίδια επίπεδα.

ΕΙΝΑΙ ΤΕΛΙΚΑ ΤΟ ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΧΡΕΟΣ ΒΙΩΣΙΜΟ; (Μέρος 2)

Σε προηγούμενη ανάρτηση (εδώ) είχα ασχοληθεί με την προβολή του Ελληνικού χρέους  στο μέλλον σύμφωνα με κάποιες παραδοχές, και αν αυτό είναι βιώσιμο .

Στο σημερινό άρθρο θα ασχοληθώ με το Ελληνικό χρέος και πως αυτό συμπεριφέρεται όταν ξεπεράσει ένα κρίσιμο επίπεδο σε σχέση με το ΑΕΠ. Διερευνάται δηλαδή αν το χρέος μπορεί να μειωθεί λαμβάνοντας υπόψη τη μακροχρόνια σχέση του με το ΑΕΠ. Η μεθοδολογία που χρησιμοποιείται είναι η συνολοκλήρωση κατωφλίου (threshold cointegration) του Hansen και Seo 2002 .

Οι χρονοσειρές που χρησιμοποιούνται είναι ο λογάριθμος τους χρέους και ο λογάριθμος του ΑΕΠ. Τα στοιχεία καλύπτουν το χρονικό διάστημα από το 1973-2010  και τα αποτελέσματα της παλινδρόμησης εμφανίζονται παρακάτω.

Τα στοιχεία με τη μορφή λογαρίθμων είναι στάσιμα και το supLM test όταν το β είναι σταθερό στο 1 δεν είναι στατιστικά σημαντικό που σημαίνει πως η μηδενική υπόθεση της γραμμικότητας απορρίπτεται προς όφελος της εναλλακτικής (μη γραμμική).

Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on ...
Lndebt		Lngdp
t-Statistic	Prob.*	t-Statistic	Prob.*
-3,308723	0,023729	-2,483359	0,129355

Lagrange Multiplier Threshold Test

supLM Test Statistic:     15.572944

Fixed Regressor (Asymptotic) 0.05 Critical Value:    15.457945

Fixed Regressor (Asymptotic) P-Value:              0.048200

	First	Regime	Wt-1>=94%
			% Obs:	0,435897
		Equation	1
	Δgdp	stdev	t stat	pvalue
Wt-1	-0,22833	0,086957	-2,62578	0,030377
c	0,024014	0,015961	1,504542	0,170855
Δdgdpt-1	0,47001	0,177017	2,655169	0,029022
Δdebtt-1	0,122252	0,036953	3,308311	0,010725
		Equation	2
	Δdebt	stdev	t stat	pvalue
Wt-1	-0,314209	0,266704	-1,17812	0,272603
c	0,135544	0,049099	2,760626	0,024651
Δdgdpt-1	-0,702432	0,637644	-1,10161	0,30267
Δdebtt-1	0,141337	0,082794	1,707092	0,12619
	Second	Regime	Wt-1<94%
			% Obs:	0,564103
		Equation	1
	Δgdp	stdev	t stat	pvalue
Wt-1	-0,029805	0,011449	-2,60328	0,031457
c	0,129695	0,03054	4,246726	0,002812
Δdgdpt-1	-0,198125	0,11116	-1,78234	0,112548
Δdebtt-1	0,227869	0,037362	6,098951	0,00029
		Equation	2
	Δdebt	stdev	t stat	pvalue
Wt-1	0,025426	0,034893	0,728685	0,486975
c	0,460163	0,072357	6,35962	0,000218
Δdgdpt-1	-0,453584	0,464429	-0,97665	0,357348
Δdebtt-1	-0,331369	0,201781	-1,64222	0,13917

Η εκτίμηση του όρου διόρθωσης σφάλματος Wt-1 μας επιτρέπει να εκτιμήσουμε τη συμπεριφορά των υπό εξέταση μεταβλητών όταν η διαφορά τους είναι πάνω ή κάτω από το κατώφλι. Μπορούμε επίσης να εξετάσουμε και το μέγεθος αυτών των συντελεστών προκειμένου να αναλυθεί η διαδικασία προσαρμογής τους στη μακροχρόνια ισορροπία.  Το κατώφλι υπολογίζεται στο 94%. Αυτό σημαίνει πως όταν το χρέος ως ποσοστό του ΑΕΠ ξεπερνά το 94% τότε το ΑΕΠ μειώνεται. Το χρέος μειώνεται και αυτό αλλά η τιμή του δεν είναι στατιστικά σημαντική (pvalue=0.27). Από την άλλη όταν το χρέος ως ποσοστό του ΑΕΠ είναι κάτω από 94% τότε η ανταπόκριση του ΑΕΠ είναι οριακά αρνητική ενώ το χρέος εξακολουθεί να είναι μη στατιστικά σημαντικό.

Για λόγους σύγκρισης εφάρμοσα τη παραπάνω μεθοδολογία στο υπό εξέταση δείγμα, μειώνοντας το όμως, κατά ένα έτος κάθε φορά. Τα αποτελέσματα φαίνονται παρακάτω.

		2005		2006		2007		2008		2009		2010
	threshold	78%		78%		78%		78%		34%		94%
Wt-1>=threshold	lndebt	-1,05	(0,14)	-1,128	(0,131)	-1,065	(0,148)	-0,981	(0,176)	-0,237	(0,038)	-0,314	(0,266)
	lngdp	0,02	(0,047)	0,011	(0,041)	-0,0028	(0,041)	-0,035	(0,054)	-0,064	(0,03)	-0,228	(0,086)

Με έντονα οι στατιστικά σημαντικές μεταβλητές και μέσα στις παρενθέσεις η tstat.

Καταρχάς αυτό που πρέπει να επισημανθεί είναι πως το κατώφλι εμφανίζεται σταθερό τα έτη 2005-2008 στο 78%. Επίσης η μεταβλητή του χρέους στις περιπτώσεις που αυτή εμφανίζεται αυξημένη σε σχέση με το ΑΕΠ (πάνω από 78%) είναι στατιστικά σημαντική και αρνητική. Αυτό σημαίνει πως όλο το βάρος της δημοσιονομικής προσαρμογής έπεφτε στο χρέος και στη μείωση του είτε με αύξηση των φορολογικών εσόδων είτε με τη μείωση των δαπανών. Τη μόνη χρονιά που δεν είναι στατιστικά σημαντική η μεταβλητή του χρέους είναι το 2010 που η τιμή της ως ποσοστό του ΑΕΠ έφτασε το 140%. Επίσης η μεταβλητή του ΑΕΠ εμφανίζεται αρνητική και σημαντική (-0,228) δυσχεραίνοντας ακόμα περισσότερο το λόγο χρέος/ΑΕΠ.

Αν στα παραπάνω συνυπολογίσουμε και το κακό σενάριο εξέλιξης του χρέους μέχρι το 2020, τότε θεωρώ πως το χρέος σε αυτά τα επίπεδα καθίσταται μη βιώσιμο και απαιτείται ένα γενναίο κούρεμα για να επανέλθει σε επίπεδα κάτω από το 100% του ΑΕΠ. Το κακό σενάριο προβλέπει πως αν η ανάπτυξη για κάποιο λόγο παραμείνει χαμηλότερη κατά 1% από την προβλεπόμενη τότε το χρέος ως ποσοστό του ΑΕΠ θα παραμείνει σε επίπεδα του 160% μέχρι το 2020 (μωβ γραμμή)