49 5 UDK: 336.1/.5:338.23 Glavni namen članka je empirično preveriti vpliv izbranih (kratkoročnih) makroekonomskih in drugih dejavnikov primanjkljaja na tekočem računu in na tej podlagi potencialno prekomernost primanjkljajev tekočega računa držav na prehodu. Empirični rezultati, ki so v splošnem skladni s teoretičnimi in empiričnimi pričakovanji, med drugim pokažejo tudi veljavnost hipoteze o različnih razvojnih stopnjah, prisotnosti pojava dvojnega primanjkljaja, pomembnost realne apreciacije deviznega tečaja, pogojev menjave in gospodarske rasti držav EU-15 na plačilnobilančna gibanja držav na prehodu. Na koncu empirična analiza tudi pokaže, da večina držav na prehodu v obdobju 2000– 2003 ni imela ex post prekomernega primanjkljaja na tekočem računu. Ključne besede: primanjkljaj tekočega računa, prekomernost, države na prehodu, panelna analiza Iz vleče k UDC: 336.1/.5:338.23 The main aim of the article is to examine the potential excessiveness of current account deficits transition countries. It is based on the estimated impact of selected macroeconomic and other determinants of current account deficits. Empirical results, which are mainly in line with theoretical and empirical expectations, indicate, among others, the validity of stages of development and the twin deficits hypothesis, the impact of real exchange rate appreciation, and terms of trade shocks and GDP growth in the EU-15 on the external balances in the region. On the basis of the estimated impacts of the selected current account determinants, the great majority of transition countries do not show ex post excessive current account deficit. Key words: current account deficit, excessiveness, transition countries, panel data analysis A b s t r a c t JEL: C33, F32 mag. Aleksander Aristovnik, asist. Univerza v Ljubljani Fakulteta za upravo Are Current Account Deficits in Transition Countries Excessive? IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? 1 Uvod Tekoči račun plačilne bilance je pomemben makroekonomski pokazatelj delovanja države. Njegova pomembnost se v kaže v tem, da odraža varčevalnoinvesticijsko vrzel, tesno povezano s stanjem v javnofinančni bilanci in bilanci zasebnega varčevanja, ki odločilno določata prihodnjo gospodarsko rast. Praktično vse države na prehodu se srečujejo s t. i. procesom dohitevanja (angl. catchingup process), ki zajema financiranje velikih vsot (produktivnega) investiranja, ne da bi se pri tem ogrožala vzdržnost njihove zunanje bilance. Istočasno države na prehodu večinoma trpijo zaradi relativno nizkih in celo stagnirajočih stopenj varčevanja. Da bi zapolnili varčevalno-investicijsko vrzel, se morejo te države obrniti na tuje vire financiranja (tuje varčevanje), kar v zadnjih petnajstih letih povzroča visoke in celo naraščajoče primanjkljaje tekočega računa v regiji. V tem pogledu je problem zunanjega neravnovesja še posebno problematičen za države Srednje in Vzhodne Evrope (SVE), ki so se leta 2004 pridružile EU in so že izrazile željo, da bi kar najhitreje sprejele skupno evropsko valuto, tj. evro. Posledično so nove (in tudi druge perspektivne) članice EU začele iskati kompromis med procesom dohitevanja in doseganjem kvalitativnega maastrichtskega kriterija, ki zadeva plačilno bilanco (Doisy in Hervé 2003).1 Drastičen porast primanjkljajev tekočega računa plačilne bilance v državah na prehodu je vzbudil sume o njegovi prekomernosti (angl. excessiveness) in skrb glede možnih posledic, ki bi jih lahko povzročilo hitro in neskladno odpravljanje teh neravnovesij. Roubini in Wachtel (1998) trdita, da primanjkljaji tekočega računa v državah na prehodu odražajo dva pomembna vidika. Na eni strani primanjkljaji odsevajo učinek strukturnih sprememb, ki s sabo prinašajo pritok tujega kapitala in pospešujejo proces gospodarskega razvoja v regiji. Po drugi strani pa primanjkljaji tekočega računa odražajo tudi neustrezno izvajanje samega procesa prehoda (npr. neustrezna makroekonomska stabilizacija, privatizacija, izvedba strukturnih reform itd.), kar vodi v nevzdržna zunanja neravnovesja, ki so velikokrat vzrok za pojav valutne oziroma plačilnobilančne krize (na primer Češka leta 1997 in Rusija leta 1998). Tudi zaradi tega so se v zadnjem času pojavile zahteve po ocenjevanju prekomernosti zunanjega neravnovesja do sedaj (empirično) največkrat zapostavljenih držav na prehodu. Medčasovni pristop k proučevanju tekočega računa plačilne bilance razkriva saldo tekočega računa kot rezultat prihodnje dinamike domačega varčevanja in investicij (Sachs 1981). Posledično je s tem povezana tudi problematika prekomernosti salda tekočega računa, saj lahko na osnovi analize vpliva posameznih dejavnikov zunanjega ravnovesja določimo prekomerno raven salda tekočega računa ob upoštevanju posebnosti posameznih držav na prehodu. Ker 1 121. člen (Pogodba o Evropski uniji 1992) navaja, da je treba pregledati, preden vstopijo države kandidatke v evroobmočje, poleg drugih (kvalitativnih) kriterijev tudi »stanje in razvoj tekočega računa plačilne bilance«. V zadnjem obdobju (junij 2004 in maj 2005) so baltiške države in Slovenija z vstopom v mehanizem deviznih tečajev (ERM II) naredile pomemben korak v smeri vstopa v evroobmočje (ECB 2005). 50 NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS vpliva na saldo tekočega računa vrsta makroekonomskih in drugih dejavnikov, je smiselno empirično preveriti vpliv posameznega dejavnika na saldo tekočega računa v državah na prehodu. To je še toliko bolj pomembno, saj pomeni razumevanje dejavnikov gibanja salda tekočega računa pomembno vodilo nosilcem ekonomske politike pri sprejemanje odločitev (gl. Isard in Faruquee 1998). Hkrati ocena vpliva dejavnikov na tekoči račun pokaže ex post in, ob predpostavkah prihodnjega gibanja posameznih dejavnikov, ex ante ustrezen (še dovoljen) nivo salda tekočega računa. S tem namenom se naslednja empirična analiza osredotoča na (kratkoročen) vpliv vrste izbranih dejavnikov na dinamiko gibanja salda tekočega računa izbranih držav na prehodu.2 Pri tem analiza razširi in nadgradi podobne pretekle empirične raziskave za države na prehodu (npr. Roubini in Wachtel 1999, Doisy in Hervé 2003, Zanghieri 2004, Herrmann in Jochem 2005 ipd.) v naslednjih temeljnih smernicah: a) vključitev letnih podatkov za 26 oziroma 14 držav na prehodu v obdobju 1992–2003; b) uporaba večjega števila (notranjih in zunanjih) makroekonomskih in drugih spremenljivk, ki ga predlaga teoretična in empirična literatura; c) uporaba panelne analize podatkov z vključitvijo vrste modernih ekonometričnih tehnik, ki upoštevajo problematiko endogenosti spremenljivk v modelu; d) ocena ex post mejnega nivoja prekomernega salda tekočega računa držav na prehodu za obdobje 2000– 2003. 2 Pregled razvoja salda tekočega računa držav na prehodu Države na prehodu so se ob začetku procesa prehoda soočile z visokimi stopnjami upada bruto domačega proizvoda (BDP) in domače potrošnje. Tako je bilo v začetku devetdesetih let zaslediti negativno gospodarsko rast praktično v vseh državah na prehodu. Ob uvajanju in izvedbi potrebnih reform se je sedanja in (potencialna) prihodnja gospodarska rast povrnila v obravnavane države, kar ob prepotrebnih visokih investicijskih potrebah nujno vodi v primanjkljaje na tekočem računu. Z vidika medčasovnega pristopa k proučevanju tekočega računa nas torej primanjkljaji tekočega računa držav na prehodu ne smejo presenetiti, saj naj bi bili optimalen odziv na medčasovno izravnavo potrošnje in investicijske potrebe v narodnem gospodarstvu (McGettigan 2000) . Pregled salda tekočega računa plačilne bilance držav na prehodu v obdobju 1992–2003 prikazuje njegovo postopno poslabševanje z izrazito dinamiko po letu 1995. V začetnem obdobju prehoda (do leta 1995) so bili primanjkljaji na tekočem računu držav na prehodu relativno nizki in so odražali zmanjšanje domačega povpraševanja, podcenjenost domače valute ter omejitev tujega financiranja. Leta 1995 je skupina držav na prehodu izkazovala razmeroma nizek primanjkljaj na tekočem računu v višini 0,8 milijarde dolarjev, ki pa se je v letu 1998 povečal kar na 29,1 milijarde dolarjev. Po tem letu skupina držav kot celota vseskozi izkazuje presežek na tekočem računu, ki je leta 2000 dosegla skoraj 27 milijard dolarjev, vendar pa se je v zadnjih letih ta presežek postopno zmanjšal. Glavni razlog presežka skupine držav lahko iščemo v visokih trgovinskih presežkih Rusije (velike izvoznice energentov), kar je v prvi vrsti posledica naraščajočih cen nafte v preteklih letih (Economic Survey of Europe 2005). Natančnejši pregled saldov tekočega računa po posameznih skupinah držav na prehodu pa pokaže na veliko raznolikost salda tekočega računa tako med posameznimi skupinami držav na prehodu kakor tudi znotraj njih. Tako skupini držav Srednje in Vzhodne Evrope (SVE) in Jugovzhodne Evrope (JVE) skoraj celotno proučevano obdobje izkazujeta primanjkljaj na tekočem računu. Še posebej je ta izrazit po letu 1995, ko se znatno poveča primanjkljaj na tekočem računu v obeh obravnavanih skupinah držav, pri čemer je bila dinamika povečevanja primanjkljaja na tekočem računu znatno intenzivnejša na strani držav SVE. Naraščajoče zunanje neravnovesje je odražalo kombinacijo delovanja različnih dejavnikov, kot Vir: WDI (2004), EIU (2004), EBRD (2004), lastni izračuni. Tabela 1: Tekoči račun plačilne bilance držav na prehodu (v milijardah ameriških dolarjev) 2 Kratkoročni, ciklični vpliv izbranih dejavnikov tekočega računa bi bilo mogoče odpraviti z vključitvijo njihovih povprečnih vrednosti. Vendar zaradi premajhnega števila opazovanih enot (držav) dolgoročnejšega vpliva dejavnikov ni bilo mogoče oceniti. 51 ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? so dolgoročna gospodarska rast, strukturni dejavniki, zunanji šoki in domača ekonomska politika. To delovanje se je odrazilo tudi v nenehni realni apreciaciji domače valute, naraščajočem trgovinskem primanjkljaju, zmanjševanju salda storitvene bilance, naraščajočem zadolževanju in repatriaciji dobičkov v večino obravnavanih držav (World Economic Outlook 2000).3 Kasneje, po letu 1998, se je zunanje ravnovesje v povprečju rahlo izboljšalo, pa vendarle je v zadnjih letih moč zaslediti ponovni trend njegovega naraščanja (gl. tabelo 1).4 Prava posebnost v smislu absolutno izraženega primanjkljaja na tekočem računu je skupina držav Skupnosti neodvisnih držav (SND), ki praktično v celotnem obdobju (razen obdobja ruske finančne krize (1997–98)) izkazuje presežke, z izrazito dinamiko povečevanja po letu 1998. Glavni razlog omenjene posebnosti je Rusija, ki beleži ogromne presežke na tekočem računu in s tem izkrivlja realno sliko obravnavane skupine. Zato je smiselno pogledati tudi skupino SND brez Rusije, ki kaže tendenco postopnega povečevanja negativnega salda tekočega računa do leta 1998. Do takšne dinamike gibanja salda tekočega računa je privedla vrsta dejavnikov. Tako se je z začetkom procesa prehoda mnogo držav SND soočilo z večjim poslabšanjem pogojev menjave kot posledico propada Sveta za vzajemno ekonomsko pomoč (COMECON), ki je povzročilo približevanje – dvig cen (uvoznih) energentov k tržnim cenam (McGettigan 2000). Poleg tega je proces prestrukturiranja narodnega gospodarstva zahteval visoko stopnjo uvoza kapitalskega blaga (in storitev). Nenazadnje so obravnavane države beležile visoke primanjkljaje v javnofinančni bilanci, ki je odsevala velik upad gospodarske dejavnosti v prvih letih prehoda in javnofinančno prestrukturiranje. Kasneje, po ruski krizi, je delovanje prilagoditvene ekonomske politike (vključno z izboljšanjem pogojev menjave) povzročilo znatno izboljšanje zunanjega neravnovesja, kar je pomenilo, da je obravnavana skupina držav v posameznih letih beležila tudi presežke (gl. tabelo 1).5 Bolj kot absolutni podatki so za analiziranje, zaradi lažje primerjave, bolj smiselni relativni podatki, npr. saldo tekočega računa glede na bruto domači proizvod (BDP). Na sliki 1, ki prikazuje povprečni saldo tekočega računa posamezne skupine držav na prehodu v obdobju 1992–2003, lahko opazimo visoke povprečne relativne primanjkljaje na tekočem računu (kot delež v BDP) skupine držav SVE. Medtem ko je bil leta 1992 povprečen saldo tekočega računa še pozitiven – posledica visokega upada BDP (povprečna gospodarska rast tega leta je bila 1,3 odstotka) – se je v naslednjih letih nenehno povečeval. Posebno izrazito se je primanjkljaj povečeval po letu 1995, ko je presegel 5 odstotkov BDP in dosegel vrhunec leta 1998 s skoraj 7 odstotki BDP, predvsem na račun baltiških držav (Litva – 11,7 odstotka BDP, Latvija –10,7 odstotka in Estonija –8,6 odstotka), Slovaške (–9,6 odstotka BDP) in Madžarske (– 7,2 odstotka BDP). Tudi skupina držav SND doseže, s podobno dinamiko razvoja povprečnega primanjkljaja kot države SVE po letu 1995, najvišji povprečni primanjkljaj tekočega računa leta 1998, vendar pa je ta bistveno višji (– 13,7 odstotka). Glavni razlog za tako visok povprečen primanjkljaj predstavlja predvsem pet držav skupine z okoli 20- ali večodstotnim primanjkljajem tekočega računa v BDP (npr. Turkmenistan –37,4 odstotka, Azerbajdžan –30,7 odstotka ipd.). Na drugi strani je skupina držav JVE dosegla najvišji povprečni primanjkljaj v proučevanem obdobju že leta 1992, ko je znašal kar 20,3 odstotka BDP kot posledica ogromnega primanjkljaja Albanije (–68,5 odstotka). Kasneje se je ta primanjkljaj postopno zmanjševal, vendar se je v drugi polovici devetdesetih začel ponovno povečevati (podobno kot v obeh drugih skupinah držav) in dosegel najvišjo raven leta 1997, ko je znašal skoraj 10 odstotkov BDP (npr. v BiH –31,0 odstotka). Vir: WDI (2004), EIU (2004), EBRD (2004), lastni izračuni. Slika 1: Povprečni saldo tekočega računa plačilne bilance po posameznih skupinah državah na prehod v obdobju 1992– 2003 (v % BDP; netehtano povprečje) 3 V državah na prehodu je mogoče velik del realne apreciacije pripisati t. i. zdravi apreciaciji (zaradi Balassa-Samuelsonovega učinka (B-S)), ki je značilna za hitro rastoča narodna gospodarstva, v katerih je proces realne konvergence povezan predvsem z rastjo produktivnosti menjalnega sektorja. Tako npr. Coricelli in Jazbec (2001) ocenjujeta, da znaša učinek BS v (19 izbranih) državah na prehodu nekje med 0,7 in 1,2 odstotka letno v obdobju 1990–1998. 4 To gre v prvi vrsti pripisati znižanju domačih investicij v BDP (države SVE) in domačega varčevanja v BDP (države JVE). 5 To lahko pripišemo predvsem povišanju domačega (zasebnega in javnega) varčevanja v regiji. 52 V obdobju po ruski krizi (po letu 1998) skupina držav SND beleži znaten upad povprečnega primanjkljaja na tekočem računu, predvsem na račun visokih presežkov Rusije skozi celotno obdobje (npr. 18 odstotkov BDP leta 2000), kot tudi Ukrajine (7,7 odstotka leta 2002) in Turkmenistana (7,9 odstotka leta 2003). Veliko manjši upad oziroma stagnacijo povprečnega primanjkljaja beleži skupina držav SVE, in sicer le za okoli slabo odstotno točko, na –5,9 odstotka BDP leta 2003. Razlog za tako šibko izboljšanje lahko iščemo v vztrajanju visokega primanjkljaja baltiških držav in Madžarske ter znatnem povečanju primanjkljaja Češke za skoraj 4 odstotne točke v obdobju 1999–2003 (na 6,6 odstotka BDP leta 2003). Na drugi strani je za skupino držav JVE značilno postopno poslabševanje stanja na tekočem računu, in sicer iz ravni –4,1 odstotka BDP (leta 1999) na raven –8,9 odstotka BDP (leta 2003), kot posledica povečevanja primanjkljaja praktično v vseh državah regije. 3 Koncept prekomernosti primanjkljaja na tekočem računu Edwards (2001) v svojem obsežnem delu opisuje razvijajoče se poglede ekonomistov glede narave in posledic primanjkljajev tekočega računa. Ta odnos se je v času spremenil iz pogleda, da »tekoči račun je pomemben«, v prevladujoče mnenje, da »primanjkljaj tekočega računa ni pomemben, če je javni sektor v ravnovesju«, kasneje pa v mnenje, da »je primanjkljaj tekočega računa lahko pomemben«. Spreminjajoči pogled na tekoči račun je povzročil tudi odmik od v sedemdesetih letih prevladujočega elastičnega pristopa k proučevanju tekočega računa in preusmeritve pozornosti na medčasovni vidik obstoječih primanjkljajev tekočega računa. Na osnovi nacionalnega računovodstva je tekoči račun enostavno razlika med domačim varčevanjem in investiranjem. Ker sta varčevanje in investiranje sama po sebi medčasovna pojava, mora isto veljati tudi za tekoči račun (medtem ko je velikost zasebnega varčevanja odvisna glede na položaj v življenjskem ciklu, je obseg investiranja odvisen od pričakovanih donosov). V zvezi s tem sta Obstfeld and Rogoff (1996) pripravila obsežen pregled modernih modelov tekočega računa, ki predvidevajo medčasovno optimizacijo tako za potrošnike kakor tudi za podjetja. Pri tej vrsti modelov (predvideva se stalna obrestna mera) je medčasovna izravnava potrošnje eno izmed temeljnih gonilnih sil dinamike tekočega računa. V skladu z medčasovnim pristopom bo primanjkljaj tekočega računa višji, če je domači proizvod pod svojo trajno vrednostjo. Na podoben način se bo primanjkljaj tekočega računa povečal, če je investiranje večje od njegove trajne vrednosti. Razlog za to je ta, da se bodo novi investicijski projekti financirali tudi s pomočjo tujih finančnih virov in s tem povzročili povečanje primanjkljaja tekočega računa. Podobno bo povečana državna potrošnja povzročila višji primanjkljaj tekočega računa. Če odpravimo predpostavko o stalni svetovni obrestni meri, stanje neto tujega imetja neke države in stopnja svetovne obrestne mere bistveno vplivata na višino primanjkljaja tekočega računa. Če je država neto dolžnik in svetovna obrestna mera preseže svoj trajen nivo, bo to povzročilo tudi povišanje primanjkljaja tekočega računa (Miller 2002). V zadnjih treh desetletjih je večina finančnih kriz osvetlila vlogo, ki jo imajo veliki primanjkljaji tekočega računa, preden se začnejo obdobja krize. Posledično je pojem prekomernega primanjkljaja tekočega računa postal pomembno teoretično, politično in gospodarsko vprašanje.6 Pri tem se pojavlja glavna težava v tem, da je težko oceniti prekomernost salda tekočega računa, saj izračunavanje optimalne poti zanemarja pomanjkljivosti na kapitalskem trgu (npr. omejena mobilnost in likvidnost). V zadnjem obdobju so se izoblikovali modeli, ki proučujejo, ali je določen saldo na tekočem računu prekomeren. Skupno tem modelom je to, da ugotavljajo t. i. ravnovesno pot zunanjega neravnovesja, ki temelji na medčasovnem modelu tekočega računa plačilne bilance. S primerjavo teoretično pričakovanega salda in dejansko doseženega salda tekočega računa plačilne bilance ugotavljamo, ali je določen saldo tekočega računa prekomeren. Izpostavimo lahko dva glavna empirična pristopa za ocenjevanje prekomernega salda na tekočem računu. Prvi pristop (gl. npr. Glick in Rogoff 1995, Razin 1995) se opira na strukturne ocene modelov, ki vključujejo odziv salda tekočega računa na različne vrste (produktivnih) šokov (npr. začasni in trajni, lokalni in globalni itd.) ter tako omogočajo ocenjevanje vztrajnosti neravnovesij na tekočem računu. Zaradi pomena vključevanja prilagoditvenih stroškov investicij in stohastične produktivnosti se je omenjeni pristop uveljavil predvsem pri ocenjevanju prekomernega salda tekočega računa v razvitih državah. Empirično aplikacija pristopa sta prva izvedla Glick in Rogoff (1995), ki sta ugotovila, da je pomembno razlikovati med vplivom globalnih in lokalnih šokov produktivnosti na saldo tekočega računa. Tako ugotavljata, da se domače investicije pozitivno odzivajo na obe vrsti šokov produktivnosti v državah G-7. Hkrati ugotavljata, da se saldo tekočega računa odziva negativno na lokalne šoke, medtem ko na globalne šoke ni odziva. Avtorja izpostavljata, da obstaja uganka, zakaj se investicije bolj odzovejo na lokalni šok kot pa saldo tekočega računa. Tovrstno vprašanje poskuša razrešiti Gruber (2002), ki predlaga vključitev vztrajnosti v agregatno potrošnjo (angl. habit formation in aggregate consumption). S to spremembo modela Gruber ugotovi, da ni nič nenavadnega, če je negativni odziv salda tekočega računa na lokalne šoke manjši, kot je pozitivni odziv domačih investicij. Tudi Iscan (2000) razširi teoretični model Glicka in Rogoffa (1995), in sicer z menjalnimi in nemenjalnimi proizvodnimi sektorji, ter ugotovi, da se saldo tekočega računa držav G-7 bolj odziva na lokalne spremembe šokov produktivnosti v menjalnem sektorju kot pa na NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS 6 Pojem prekomernosti je treba ločevati od pojmov solventnosti in vzdržnosti, ki sta usmerjena predvsem v binarno ocenjevanje, tj. narodno gospodarstvo je/ni solventno/vzdržno. Sicer Frenkel in Rose (1996) ugotavljata, da je gospodarstvo solventno, dokler sedanja vrednost prihodnjih trgovinskih presežkov presega zunanjo zadolženost gospodarstva. Po drugi strani Milesi-Ferreti in Razin (v nadaljevanju MFR) (1996, 1997) izpostavljata, da je tekoči račun plačilne bilance vzdržen, če gospodarstvo ne krši lastne medčasovne proračunske omejitve, ob predpostavki nespremenjene obstoječe ekonomske politike in makroekonomskega okolja. 53 investicije. Podobno ugotavljata tudi Perez de Gracia in Ci..nado (2001) za izbrane evropske države, v katerih lokalni šoki produktivnosti vplivajo bolj intenzivno na saldo tekočega računa kakor na domače investicije, kar pomeni, da se tako zasebna potrošnja kakor investicije odzovejo na nastale šoke v obravnavanih državah. Drugi pristop uporablja modele, ki vključujejo ekonometrične tehnike t. i. vektorske avtoregresije (VAR) za ocenjevanje salda tekočega računa na osnovi predpostavke o izravnavi potrošnje; enak je negativni sedanji diskontirani vrednosti pričakovanih sprememb neto proizvoda (tj. BDP zmanjšan za zasebne investicije in potrošnjo države). Model, ki temelji na empirični aplikaciji Campbellove metodologije (1987), torej predpostavlja, da saldo tekočega računa odseva vse razpoložljive informacije, vezane na prihodnje spremembe neto proizvoda. Ali drugače povedano, današnje spremembe neto proizvoda niso posledica preteklih sprememb neto proizvoda. Na osnovi modela se nato izračuna predvideno gibanje salda tekočega računa, ki se potem primerja z dejanskim, da se ugotovi potencialna prekomernost doseženega salda tekočega računa plačilne bilance. Tovrstna metodologija je bila uporabljena v vrsti empiričnih raziskav, ki so proučevale obnašanje salda tekočega računa tako v razvitih država (npr. Sheffrin in Woo 1990, Otto 1992, Ghosh 1995) kot tudi v državah v razvoju (npr. Ghosh in Ostry 1995, Ostry 1996). Ne nazadnje se v zadnjem času prekomerni saldo tekočega računa velikokrat ugotavlja s pomočjo vrste dejavnikov, ki jih predlaga teoretična literatura vključno z medčasovnimi modeli (npr. Khan in Knight 1983, Debelle in Farugee 1996, Calderon idr. 2002, Chinn in Prasad 2003, Doisy in Hervé 2003, in Zanghieri 2004). Na osnovi izračunanih vrednosti, ki jih določajo izbrani dejavniki, se primerja dejanska in predvidena vrednost saldov tekočega računa. Na osnovi tovrstnega način, ki ga bomo v nadaljevanju empirične analize uporabili tudi v članku, bomo ugotavljali, katero narodno gospodarstvo ima v posameznih obdobjih prekomeren (dejanski) saldo tekočega računa. 4 Pregled nekaterih preteklih empiričnih spoznanj o dejavnikih primanjkljaja na tekočem računu plačilne bilance Pretekle empirične raziskave so se v veliki meri osredotočale na proučevanje vpliva šokov posamezne makroekonomske spremenljivke na dinamiko tekočega računa plačilne bilance posamezne države ali vrste držav z različnimi ekonometričnimi tehnikami. Tako so se številne empirične raziskave osredotočale na vpliv (neto) javnofinančnega varčevanja na saldo tekočega računa (problematiko dvojnega primanjkljaja). Poleg tega je veliko pozornost pritegnil tudi vpliv pogojev menjave, Kent (1997) je na primer ugotovil, da države s kratkotrajnimi šoki pogojev menjave kažejo pozitivno povezanost med spremenljivkama oziroma države z dolgotrajnimi šoki pogojev kažejo negativno povezanost med spremenljivkama (gl. tudi Backus idr. 1994, Debelle in Faraquee 1996, Iscan 1998, Serven 1999). Proučevali so se vplivi tudi drugih makroekonomskih spremenljivk, kot je vpliv realnega deviznega tečaja (npr. Stockman 1987, Lee in Chinn 1998, Chinn 2005 itd.), globalnih produktivnostnih šokov (Glick in Rogoff 1995) na saldo tekočega računa plačilne bilance izbranih držav. V zadnjem obdobju, predvsem zaradi pojava globalizacije, tj. vedno večje odprtosti za blagovne in kapitalske tokove ter posledično vedno pogostejših finančnih kriz, kakor tudi zaradi napredka ekonometrične tehnologije in izboljšav podatkovnih baz, zasledimo postopen porast obširnejših raziskav skupine dejavnikov tekočega računa plačilne bilance. Kljub temu dandanes še vedno obstaja relativno majhno število empiričnih raziskav, ki pregledno proučujejo širšo skupino dejavnikov tekočega računa z vključitvijo večjega števila držav skozi daljše časovno obdobje. Eden prvih poskusov tovrstnega proučevanja pomeni raziskava Kahna in Knighta (1983), ki je vključevala 32 držav v razvoju (neizvoznic nafte) v obdobju 1973–1980. Pri tem sta ugotovila pomemben vpliv tako zunanjih dejavnikov (npr. naraščajoča tuja realna obrestna, padajoča realna gospodarska rast razvitih držav in vztrajno zniževanje pogojev menjave) kakor tudi notranjih dejavnikov (npr. naraščajoči javnofinančni primanjkljaj in realna apreciacija domače valute). Naslednji poskus razlage (kratkoročnih in dolgoročnih) dejavnikov tekočega računa pomeni raziskava, ki sta jo opravila Debelle in Faruqee (1996); vključevala je 21 razvitih držav (panelna analiza) in dodatnih 34 razvitih držav in držav v razvoju (prečna analiza). Analiza dolgoročnih dejavnikov (panelna analiza) pokaže, da javnofinančna bilanca, pogoji menjave in omejitev kapitalskih tokov ne igrajo pomembnejše vloge pri določanju salda tekočega računa. Hkrati sta tudi ugotovita, da kratkoročna sprememba fiskalne politike, pogojev menjave, realnega deviznega tečaja, kakor tudi položaj v poslovnem ciklu odločilno določajo saldo tekočega računa plačilne bilance obravnavanih držav. V ospredju obravnavanih raziskav iz zadnjega obdobja lahko postavimo predvsem dve obširni dinamični raziskavi dejavnikov tekočega računa. Prva empirična raziskava, tj. raziskava Calderon idr. (2002), proučuje vpliv velikega števila makroekonomskih spremenljivk na primanjkljaj tekočega računa 44 držav v razvoju za obdobje 1966–1994. Z uporabo panelne analize raziskava ugotavlja, da je v obravnavanih držav prisoten zmeren vztrajnostni učinek primanjkljaja tekočega računa. Hkrati raziskava pokaže, da poslabšanje pogojev menjave in realna apreciacija domače valute povečuje primanjkljaj tekočega računa, medtem ko ga zunanji dejavniki (npr. povečanje gospodarske rasti razvitih držav ali povišanje tujih obrestnih mer) znižujejo. Druga empirična raziskava, ki sta jo na osnovi 18 razvitih držav in 71 držav v razvoju za obdobje 1971–1995 izvedla Chinn in Prasad (2003), ugotavlja, da srednjeročno javnofinančna bilanca, začetno stanje neto tujega premoženja in, posebej za države v razvoju, finančno poglabljanje in spremenljivost pogojev menjave, pozitivno vplivajo na saldo tekočega računa plačilne bilance. Poleg tega rezultati za države v razvoju potrdijo tudi negativen vpliv odprtosti narodnega gospodarstva na saldo tekočega računa in omejeno veljavnost hipoteze razvojnih stanj. ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? 54 Zaradi njihove postopne integracije v mednarodne gospodarske tokove, ki je znatno povečala njihova zunanja neravnovesja, so v zadnjih letih za tovrstne raziskave postale zanimive tudi države na prehodu. Kljub temu je kratkost časovnih serij, pomanjkanje in nepopolnost podatkov ter relativno majhno število držav vodilo v redke empirične raziskave dejavnikov salda tekočega računa teh držav. Največkrat so tovrstne empirične raziskave nastajale s ciljem oceniti dinamiko razvoja in vzdržnost salda tekočega računa držav na prehodu. Tako je (statična) panelna analiza Aristovnik in Zajc (2001) za 12 držav SVE in JVE na osnovi letnih podatkov za obdobje 1992–2000 pokazala, da NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS Tabela 2: Izbrani dejavniki primanjkljaja na tekočem računu plačilne bilance Opomba: + povzroči povečanje primanjkljaja; – povzroči zmanjšanje primanjkljaja. Vir: Lastni prikaz. 55 javnofinančni primanjkljaj, stopnja investiranja (v BDP), realna apreciacija domače valute in realna obrestna mera negativno vplivajo na saldo tekočega računa obravnavanih držav na prehodu. Do podobnih empiričnih rezultatov je na osnovi panelnih podatkov 13 držav SVE in JVE za obdobje 1992–1999 prišel tudi Aristovnik (2002), ki poleg tega ugotavlja, da imata gospodarska rast in stanje zunanjega dolga (v BDP) negativen vpliv na saldo tekočega računa. Hkrati je ugotovil tudi pozitiven vpliv domačega varčevanja (v BDP) in izvoza blaga in storitev (v BDP) na tekočo bilanco držav SVE in JVE v obravnavanem obdobju. Podobno raziskavo, ki vključuje 7 držav na prehodu v obdobju 1990–1999, sta izvedla tudi Doisy in Hervé (2003) in pokazala pozitiven vpliv javnofinančne bilance, odprtosti narodnega gospodarstva, rastí deleža kapitala v dodani vrednosti, stopnje zunanjega dolga in presenetljivo tudi povečane stopnje odvisnosti prebivalstva na saldo tekočega računa plačilne bilance. Po drugi strani je empirična raziskava potrdila negativen vpliv povečevanja deleža zasebnega sektorja v domačem proizvodu in višjega domačega proizvoda na prebivalca. Hkrati raziskava ni potrdila obstoja hipoteze razvojnih stopenj v obravnavanih državah na prehodu. Raziskavo s ciljem raziskati vzdržljivost salda tekočega računa izbranih držav na prehodu so izvedli tudi Bussičre idr. (2004). Dinamična panelna analiza, ki je vključevala 21 držav OECD v obdobju 1980–2002 ter 10 novih članic EU in 2 pristopni državi (Bolgarija in Romunija) v obdobju 1995–2002, je pokazala zmerno stopnjo vztrajnostnega učinka, potrditev hipoteze različnih razvojih stopenj, pozitiven vpliv javnofinančne bilance in negativen vpliv zasebnih investicij na bilanco tekočega računa. Zanghieri (2004) je ugotavljal kratkoročne dejavnike tekočega računa plačilne bilance držav na prehodu z vključitvijo 10 držav na prehodu (države SVE ter Bolgarija in Romunija) v obdobju 1990–2003. Tudi ta raziskava je potrdila pozitiven vpliv javnofinančne bilance in makroekonomske nestabilnosti, relativno visoko stopnjo vztrajnostnega učinka ter negativen vpliv finančnega poglabljanja na saldo tekočega računa. Eno najnovejših raziskav dejavnikov salda tekočega računa držav na prehodu sta opravila Herrmann in Jochem (2005). V njej proučujeta najpomembnejše dejavnike salda tekočega računa držav SVE na osnovi dinamične panelne analize četrtletnih podatkov v obdobju 1994 in 2004. Raziskava pokaže, da saldo tekočega računa obravnavanih držav v prvi vrsti izkazuje proces dohitevanja, tj. pozitivno povezanost z relativno stopnjo gospodarske razvitosti in negativno povezanostjo z bruto investicijami. Hkrati ugotavljata, da je pozitivni učinek realne konvergence na saldo tekočega računa držav SVE v veliki meri izničen z učinkom realne apreciacije domače valute. Rezultati empirične analize so tudi potrdili šibko prisotnost pojava dvojnega primanjkljaja in verjetno izboljšanje salda tekočega računa ob nadaljnji integraciji finančnega trga v globalni finančni trg. Na koncu avtorja raziskave tudi ugotovita, da visoki zunanji primanjkljaji posameznih obravnavanih držav na prehodu lahko predstavljajo resno oviro pri prevzemu skupne evropske valute evro. Povzetek nekaterih najpomembnejših preteklih empiričnih raziskav dejavnikov tekočega računa plačilne bilance različnih avtorjev, vključno s teoretično pričakovanimi in empirično ugotovljenimi rezultati za različne skupine držav je predstavljen v tabeli 2. 5 Dejavniki tekočega računa plačilne bilance in njegova prekomernost v državah na prehodu 5.1 Empirična metodologija Glavni cilj empirične analize je identificirati najpomembnejše (kratkoročne) dejavnike primanjkljaja na tekočem računu držav na prehodu v obdobju 1992–2003. Gre pa prvo takšno celovito empirično analizo, ki bo upoštevala praktično vse države na prehodu v razpoložljivem časovnem razponu. Upoštevajoč predhodna teoretična spoznanja in empirične analize (npr. Debelle in Faruqee 1996, Calderon idr. 2002, Chinn in Prasad 2003, Zanghieri 2004) bo ocenjen naslednji splošno oblikovani dinamični model tekočega računa: CAit = . + ßCAit–1 + .Xit + µi + .it (1) kjer predstavlja bilanca tekočega računa (CA) odvisno spremenljivko za i–to državo v času t. Medtem ko . zajema učinke, ki so skupni za vse države in se ne spreminjajo v času, vektorja ß in . predstavljata regresijske koeficiente za odloženo odvisno spremenljivko oziroma za izbrane neodvisne spremenljivke, vključene v model. Vektor Xit vključuje neodvisne spremenljivke, in sicer v razširjenem dinamičnem modelu (model A) rast bruto domačega proizvoda (GDPG), relativni dohodek (RELY), stopnjo neto varčevanja javnega sektorja (GOVB), odprtost gospodarstva (OPEN), zunanji dolg (EXTDEBT) in gospodarsko rast EU (GDP-EU), ter v ožjem modelu (model B), poleg GOVB tudi relativno odvisnost prebivalstva (RELDEP), realni devizni tečaj (REER) ter pogoje menjave (TOT).7 µi in .it predstavljata dvodelno napako regresijskega modela, kjer prva (µi) zajema neopazovane in v času nespremenljive učinke države, druga (.it) pa zajema napako regresijskega modela, ki je nastala zaradi izpuščenih spremenljivk v modelu. Oba modela sta v svoji obliki predstavljena v nadaljevanju: Model A: CAit = .0 + ßCAit–1 + .1GDPGit + .2ln(RELYit) + + .3GOVBit + .4OPENit + .5EXTDEBTit–1 + + .6GDPG-EUt + µi + .it (2) Model B: CAit = .0 + ßCAit–1 + .1ln(RELDEPit) + + .2GOVBit + .3ln(REERit) + .4ln(TOTit) + µi + .it (3) ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? 7 Dodatna vključitev spremenljivk, kot so finančno poglabljanje (razmerje med denarnim agregatom M2 in BDP) in tuja realna obrestna mera (Libor) ne izboljšata modela, saj pokažeta statistično neznačilno oceno parcialnega regresijskega koeficienta s teoretično pričakovanim predznakom. 56 Osnovna metoda, ki je uporabljena za testiranje vpliva izbranih dejavnikov na primanjkljaj tekočega računa, je torej panelna analiza, ki omogoča hkratno obravnavo tako presečnih podatkov kot tudi podatkov časovne serije.8 Ocene na osnovi metode najmanjših kvadratov (OLS metodologije) izkazujejo pristranskost iz dveh temeljnih razlogov. Prvič, ker je odvisna spremenljivka (CA) funkcija napake (µi), to velja tudi za odloženo odvisno spremenljivko. In drugič, ker je µi verjetno v povezanosti z eno ali več preostalimi spremenljivkami na desni strani modela (1). Zato je bistvena prednost panelne analize pred metodo regresije (na osnovi OLS) ta, da z upoštevanjem tako časovne dinamike kot tudi heterogenosti opazovanih enot omogoča izločanje učinkov manjkajočih spremenljivk iz modela.9 Kot prva je uporabljena metoda LSDV (angl. Least Squares Dummy Variable) ali model s stalnim učinkom FEM (angl. Fixed Effect Model). Metoda LSDV naj bi se uporabila v primeru velike heterogenosti med izbranimi enotami (v našem primeru med državami na prehodu) v panelu. Poleg tega je smiselna uporaba tovrstne metode, kadar vstopajo določene spremenljivke v obliki indeksov (npr. RELY, REER ipd.). Nenazadnje, LSDV je primerna, ko je v model vključena velika večina populacije. Breusch-Paganov test LM (preverjanje prečne korelacije) potrjuje primernost uporabe panelnih podatkov v obravnavanih modelih A in B. Hkrati Hausmanov test med koeficienti fiksnih in spremenljivih učinkov daje prednost uporabi metode LSDV, saj je možno z minimalnim tveganjem (1 %) zavrniti hipotezo, da individualni specifični učinki niso v korelaciji s preostalimi v model vključenimi neodvisnimi spremenljivkami. Poleg preverjanja prečne korelacije je dodatno izveden tudi modificiran Waldov test (test panelne heteroskedastičnosti) kakor tudi Woolbridgev test (test serijske korelacije). Izvedeni testi na podatkih držav na prehodu pokažejo, da je, poleg že dokazane prečne korelacije, prisotna tudi panelna heteroskedastičnost in serijska korelacija napake (gl. tabeli 3 in 4). Zato sta bili dodatno uporabljeni dve splošno znani ekonometrični tehniki, tj. popravljena Parks-Kmentova metoda GLS (angl. Generalized Least Square) in Beck-Katzova metoda PCSE (angl. Panel-Corrected Standard Errors).10 Kljub uporabi zgoraj navedenih metod je zaradi vključitve odložene odvisne spremenljivke na desni strani enačbe verjetno še vedno prisotna pristranskost ocen. To potrjuje verjeten obstoj endogenosti v dinamičnem modelu, ki se kaže v povezanosti posameznih spremenljivk na desni strani enačbe z µi. Arellano in Bond (1991) v tem primeru predlagata uporabo metodologije GMM-IV (angl. Generalized Method of Moments), ki omogoča izračun pravilnejših ocen regresijskih koeficientov dinamičnega modela. Metodologija predvideva transformacijo modela (1) v obliko prvih diferenc ter s tem odpravo povezanosti med µi, CAit–1 in Xit: CAit – CAit–1 = ß(CAit–1 – CAit–2) + + .(Xit – Xit–1) + (.it – .t–1) (4) V nadaljevanju je odložena odvisna spremenljivka, (CAit–1 – CAit–2), instrumentalizirana s pomočjo CAit–2 in različnih dodatnih odlogov odvisne spremenljivke. Primernost uporabe metodologije GMM-IV pokažeta dva specifikacijska testa. Prvi je t. i. Sarganov test, ki preverja primernost uporabljenih instrumentov v modelu, pri čemer nezmožnost zavrnitve ničelne hipoteze podpira pravilnost izračunanih rezultatov modela. Drugi test, tj. Arellani-Bondov test omogoča preverjanje serijske povezanosti diferenciranih rezidualov na različnih ravneh (prvi, drugi in tretji). Če test onemogoča zavrnitev ničelne hipoteze o neobstoju serijske povezanosti na drugi ravni, lahko zaključimo, da je originalni .it serijsko nepovezan.11 Rezultati parcialnih regresijskih koeficientov, vključno z vsemi predstavljenimi testi, so predstavljeni v tabelah 3 in 4. 5.2 Empirični podatki Predhodno predstavljena modela bosta testirana na vzorcu 26 držav na prehodu (model A) oziroma na vzorcu 14 držav (model B) v obdobju 1992–2003.12 Ocene bodo temeljile na osnovi neuravnoteženega panela podatkov, saj za določene izbrane države na prehodu ni bilo razpoložljivih podatkov za vsa leta. Odvisna spremenljivka je v obeh modelih tekoči račun plačilne bilance (CA), izražen kot delež v BDP (negativna vrednost izraža primanjkljaj na tekočem računu). Neodvisne spremenljivke v modelu A, poleg odložene odvisne spremenljivke, so: (a) gospodarska rast, ki jo predstavlja realna rast BDP (GDPG); (b) relativni dohodek na prebivalca glede na dohodek na prebivalca držav EU-15 (RELY); (c) javnofinančna bilanca, izražena kot delež v BDP (GOVB); (č) odprtost gospodarstva, merjena kot razmerje med mednarodno trgovine (blaga in storitev) in BDP (OPEN); zunanji dolg, izražen kot delež v BDP (EXTDEBT); in realna gospodarska rast EU (GDPG-EU). Na drugi strani so v modelu B, poleg odložene odvisne spremenljivke in GOVB, še naslednje neodvisne spremenljivke: (a) relativna odvisnost, ki jo predstavlja razmerje med odvisnim prebivalstvom (mlajši od 15 in starejši od 65 let) in delovno sposobnim prebivalstvom (od 15 do 65 let) glede na povprečje vseh držav na prehodu (RELDEP); (b) realni efektivni devizni tečaj (REER) je izražen kot indeks z baznim letom 1997, pri čemer naraščanje indeksa odseva realno apreciacijo domače valute; in (c) razmerje med izvoznimi in uvoznimi cenami, tj. pogoji menjave (TOT), pri čemer je indeks predstavljen z baznim letom 1996. Razlaga spremenljivk, viri podatkov in v vzorec vključene države kot tudi osnovne deskriptivne statistike izbranih spremenljivk so predstavljene v tabelah 1 in 2, v prilogi. NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS 8 Pregled korelacijskih koeficientov med neodvisnimi spremenljivkami pokaže odsotnost multi-kolinearnosti (gl. tabelo 3 in 4, priloga) 9 Empirična analiza je izvedena s pomočjo statističnega paketa STATA 8.0. 10 Podrobneje gl. Green (2000). 11 Več o tem gl. Arellano in Bond (1991). 12 Razlog za znatno nižje število vključenih držav v model B je pomanjkanje podatkov o REER in TOT. 57 5.2.1 Empirični rezultati Rezultate empirične analize srednjeročnih dejavnikov tekočega računa plačilne bilance držav na prehodu z uporabo metodologije LSDV, FGLS, OLS-PCSE in GMM-IV za oba modela (A in B) prikazujeta tabeli 3 in 4. Ocene delnih regresijskih koeficientov, ki jih v nadaljevanju podrobneje predstavljamo, so v splošnem skladne s teoretičnimi pričakovanji in preteklimi empiričnimi analizami. Ker je za dinamičen panel najprimernejša uporaba metodologije GMM-IV, se bomo v nadaljevanju osredotočili predvsem na rezultate ocen te metodologije. Hkrati nam bodo za večjo robustnost ocen služile tudi ocene na osnovi drugih ekonometričnih metod. Vztrajnostni učinek. Empirična analiza pokaže, da je odložena bilanca tekočega računa pozitivno in statistično značilno povezana z bilanco tekočega računa. Ocenjeni delni regresijski koeficient na osnovi GMM-IV (0,33 – model A in 0,19 – model B) izkazuje zmernost vztrajnostnega učinka, kar potrjuje tudi rezultati preostalih ekonometričnih metod (gl. tabeli 3 in 4). Rezultati kažejo na relativno počasno prilagajanje tekočega računa svojemu ravnovesju, ki ga verjetno spodbuja obnašanje zasebnega sektorja. Ker saldo tekočega računa odseva tudi odločitve glede neto varčevanja posameznikov, ki je komplementarno spremembi zasebne potrošnje, relativno počasna sprememba zasebne potrošnje vpliva na zmerno stopnjo vztrajnostnega učinka. Ugotovitev potrjuje rezultate ocen, ki so jih dobili Bussičre idr. (2004), Zanghieri (2004) ter Herrmann in Jochem (2005) v izbranih državah na prehodu. Notranji (domači) dejavniki Realna gospodarska rast: Eksogeno povečanje domače gospodarske rasti vodi v povečanje primanjkljaj na tekočem računu. Rezultat je skladen s teoretičnimi pričakovanji, da naj bi domača gospodarska rast vzpodbujala povpraševanje po domačem kakor tudi po tujem blagu in storitvah ter tako posledično povzročala primanjkljaj na tekočem računu (Gandolfo 2004, Abel in Bernanke 2001). Tako povečanje realne gospodarske rasti za 1 odstotno točko poslabša bilanco tekočega računa (v % BDP) za okoli 0,54 odstotne točke. To potrjuje domnevo, ki je skladna z medčasovnim pristopom k proučevanju tekočega računa, in sicer, da povečanje gospodarske rasti v državah na prehodu v večji meri vpliva na povečanje investicij kot na varčevanje. Torej gre za potrditev teorije realnih poslovnih ciklov (gl. Barro 1997) v tistem delu, kjer zagovarja prevlado učinka gospodarske rasti na investicije nad učinkom na varčevanje. Hkrati je rezultat skladen tudi s t. i. novo keynesiansko makroekonomijo (Mankiw 2003), ki predvideva proticiklično delovanje salda tekočega računa, saj se s povečevanjem domačega proizvoda povečuje uvoz blaga in storitev. To potrjujejo tudi znatno nižji parcialni regresijski koeficienti, izkazani ob uporabi preostalih ekonometričnih metod (tj. neupoštevanju problema endogenosti), ki nakazujejo, da višji primanjkljaj na tekočem računu verjetno vodi do nižje gospodarske rasti. Empirični ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? Tabela 3: Ocene dinamičnega modela A tekočega računa – vseh držav na prehodu (1992–2003) (odvisna spremenljivka – CA) Opomba: ***, **, * predstavljajo statistično značilne razlike pri 1-, 5- in 10-odstotnem tveganju; v oklepajih so standardne napake. Vir: Lastni izračuni. 58 rezultat držav na prehodu potrjuje, kar so v svojih raziskavah ugotovili Zanghieri (2004) za izbrane države na prehodu, Calderon idr. (2002) za države v razvoju ter Chinn in Prasad (2003) za razvite države. Relativni dohodek. Pozitivni delni regresijski koeficient relativnega dohodka kaže na relativno močan vpliv stopnje razvoja na bilanco tekočega računa v regiji. Rezultat je skladen s t. i. hipotezo o različnih razvojnih stopnjah (angl. stages of development hypothesis), ki pravi, da potrebuje narodno gospodarstvo za dosego realne konvergence višje primanjkljaje na tekočem računu. Empirični rezultati (GMMIV) pokažejo, da za 10 % nižja raven razvitosti držav na prehodu od povprečja držav EU-15 zahteva povečanje primanjkljaja tekočega računa za okoli 0,64 odstotne točke. To se sklada z zahtevo po višji zadolženosti obravnavanih držav s ciljem povečanja prihodnjega domačega proizvoda. Do podobnih ugotovitev so prišle tudi raziskave Calderon idr. (2002), Chinn idr. (2003), Zanghieri (2004) ter Herrmann in Jochem (2005). Javnofinančna bilanca. Vpliv javnofinančne bilance na saldo tekočega računa je pozitiven in statistično značilen. Zagovorniki hipoteze t. i. dvojnega primanjkljaja poudarjajo (v nasprotju z rikardijanci), da javnofinančni primanjkljaj povzroča primanjkljaj na tekočem računu. Povečanje javnofinančnega primanjkljaja namreč zmanjša nacionalno varčevanje, kar učinkuje negativno na bilanco tekočega računa (Abel in Bernanke 2001). Empirični rezultati za države na prehodu pokažejo, da povišanje javnofinančnega primanjkljaja za eno odstotno točko vodi v povečanje primanjkljaja na tekočem računu za okoli 0,40 odstotne točke v modelu A in okoli 0,25 odstotne točke v modelu B). Če se torej poveča neto varčevanje države za okoli eno odstotno točko, se zmanjša neto zasebno varčevanje za okoli 0,60 odstotne točke (model A), kar nakazuje na zmerno likvidnostno omejitev in togost domače zasebne potrošnje. Empirični rezultati so skladni s predhodnimi podobnimi empiričnimi analizami (npr. Roubinni 1988, Chinn in Prasad 2003, Zanghieri 2004, Herrmann in Jochem 2005 itd). Pozitivna, statistično značilna vrednost parcialnega regresijskega koeficienta kaže na veljavnost dvojnega primanjkljaja v obravnavanih državah. Relativna odvisnost prebivalstva. Vključitev in proučevanje demografskega dejavnika, tj. razmerja med odvisnim (mlajšimi od 15 let in starejšimi od 65 let) in delovno sposobnimi (od 15 so 65 let) pokaže negativen in statistično značilen rezultat le na osnovi ocen metodologije FGLS in OLS-PCSE. Negativna povezanost odvisnosti prebivalstva s saldom tekočega računa je tesno povezana s teorijo varčevanja življenjskega cikla, kjer mlajša in starejša populacija manj varčujeta. Tako delna potrditev demografskega vpliva na saldo tekočega računa v državah na prehodu najverjetneje poteka preko (negativnega) vpliva na domače (zasebno in javno) varčevanje, kar dodatno potrjuje na verjeten obstoj dvojnega primanjkljaja v regiji (gl. tudi Loayza idr. 2000). Podobne empirične rezultate so dobili Debelle in Faraquee (1996), Chinn in Prasad (2003), Zanghieri (2004) in Bussičre idr. (2004). Dejavniki menjalnega sektorja Stopnja odprtosti: Odprtost narodnega gospodarstva skladno s pričakovanji izkazuje nizek negativen, vendar statistično neznačilne parcialni regresijski koeficient (GMMIV). Delno potrditev povezanosti med spremenljivkama izkazujejo statistično značilni rezultati ocen na osnovi metodologije FGLS in OLS-PCSE. MFR (1996) poudarjata, da je negativna povezanost med spremenljivkama posledica večje zmožnosti servisiranja zunanjega dolga bolj odprtega gospodarstva. Hkrati rezultat nakazuje, da je primanjkljaj tekočega računa držav na prehodu verjetno v veliki meri povezan z liberalizacijo kapitalskega in finančnega računa in ne z odprtostjo narodnega gospodarstva.13 Sicer so empirični rezultati za države na prehodu skladni z ugotovitvami raziskave Chinna in Prasada (2003) za države v razvoju. Realni efektivni devizni tečaj. Vpliv realnega deviznega tečaja je (pričakovano) negativen in statistično značilen, kar potrjuje veljavnost Mundell–Flemingovega modela, saj realna apreciacija domače valute negativno vpliva na saldo tekočega računa. Vpliv depreciacije domače valute (tj. zmanjšanje realnega deviznega tečaja) povzroči izboljšanje salda tekočega računa plačilne bilance izbranih držav na prehodu, čeprav je njen ekonomski učinek majhen. Tako 10- odstotno znižanje realnega deviznega tečaja vodi v zmanjšanje primanjkljaja tekočega računa za okoli 0,90 odstotne točke. Hkrati rezultati zavrnejo veljavnost J-krivulje v izbranih državah na prehodu.14 Do podobnih zaključkov so v svojih raziskavah prišli tudi Aristovnik in Zajc (2001), Calderon idr. (2002) ter Herrmann in Jochem (2005). Pogoji menjave. Empirični rezultati pokažejo pozitiven in statistično značilen vpliv spremembe pogojev menjave na saldo tekočega računa izbranih držav na prehodu. Izboljšanje pogojev menjave za 10 % naj bi znižalo primanjkljaj tekočega računa za 0,6 do 1,4 odstotne točke, odvisno od uporabljene metode ocenjevanja. Tovrsten rezultat tudi potrjuje prisotnost Harberger-Laursen-Metzlerjevega učinka v regiji (npr. Obstfeld 1982, Mendoza 1995), saj očitno ugodni začasni šoki pogojev menjave povzročijo znižanje tekočega dohodka, ki je večje od znižanja trajnega dohodka v obravnavanih državah.15 NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS 13 Za primer lahko navedemo Slovenijo, ki ni beležila večjega primanjkljaja na tekočem računu, dokler ni liberalizirala kapitalskega in finančnega dela plačilne bilance (s sprejetjem Zakona o deviznem poslovanju v letu 1999 (Ur. l. RS, št. 23/ 99 in 35/01)). 14 V skladu s paradigmo J-krivulje bi pričakovali pozitiven predznak tekoče spremenljivke in negativen predznak odložene spremenljivke realnega deviznega tečaja. Empirični rezultati (ni prikaza) tega ne potrdijo, saj tekoča spremenljivka ohrani velikost in statistično značilnost, medtem ko odložena spremenljivka pokaže pravilen predznak, vendar je rezultat statistično neznačilen. 15 Ekonomska teorija ne ponuja enoznačnega odgovora o vplivu pogojev menjave na saldo tekočega računa. Harberger- Laursen-Metzlerjev učinek lahko razdelimo na tri transmisijske kanale (Duncan, 2003): (a) preko kanala varčevanja (npr. Sachs 1981, Svensson in Razin 1983); (b) preko varčevalnoinvesticijskega kanala (npr. Kent 1997, Servén 1999); in (c) preko kanala državnih izdatkov (Tornell in Lane 1994). 59 V skladu z medčasovnim pristopom k proučevanju tekočega računa plačilne bilance to vodi v znižanje domačega varčevanja in posledičnega poslabšanja salda tekočega računa. Do podobnih rezultatov so prišli tudi Debelle in Faruqee (1996), Calderon idr. (2002) in Aristovnik (2002). Zunanji dolg. Vpliv odloga stanja zunanjega dolga na lastni tok (primanjkljaj tekočega računa znatno sooblikuje stanje zunanjega dolga) je v veliki meri kompleksen in nelineraen. To še posebej velja za države na prehodu, kjer so posamezne države začele proces prehoda z visokimi, iz centralno-planskega obdobja podedovanimi zunanjimi dolgovi (npr. Albanija, Bolgarija in Litva s preko 100 % BDP), medtem ko so nekatere druge začele proces prehoda praktično brez dolga (npr. Latvija in Estonija). Tudi zato ne preseneča statistično neznačilen in pozitiven vpliv odloženega zunanjega dolga kot indikatorja stanja neto tujega premoženja države na tekoči saldo tekočega računa. Podobne, vendar statistično značilne ocene dobimo ob upoštevanju ocen, pridobljenih z uporabo preostalih metod. Ob upoštevanju le-teh empirična analiza pokaže, da višja zadolženost za eno odstotno točko v preteklem letu povzroči izboljšanje salda tekočega računa za 0,02–0,04 odstotne točke v tekočem letu. Ta rezultat kaže, da imajo države, ki vodijo višje primanjkljaje na tekočem računu, postopoma otežen dostop na mednarodni trg kapitala in zaradi strahu pred potencialno nezmožnostjo servisiranja visokega zunanjega dolga postajajo manj zanimive za tuje investitorje. Po drugi strani ugotovljeni parcialni regresijski koeficient odseva izvajanje procesa plačilnobilančnega prilagajanja v obravnavanih državah na prehodu. Rezultat potrjuje ugotovitve, ki so jih v svojih raziskavah zapisali Doisy in Hervé (2003) ter Zanghieri (2004). ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? Zunanji dejavnik Realna gospodarska rast EU. S povečevanjem gospodarske rasti držav EU-15, tj. skupine najpomembnejših trgovinskih partneric držav na prehodu, lahko pričakujemo povečano povpraševanje po proizvodih in storitvah držav na prehodu, kakor tudi zmanjšan pritok kapitala v države na prehodu. Posledično naj bi to vodilo v izboljšanje salda tekočega računa držav na prehodu. Empirični rezultat modela A pokaže, da povečanje gospodarske rasti držav EU-15 za 1 odstotno točko povzroči zmanjšanje primanjkljaja od 0,75 do 1,25 odstotne točke. To dodatno potrjuje velik pomen gospodarske rasti najpomembnejših trgovinskih partneric držav na prehodu pri zmanjševanju in zagotavljanju vzdržnosti njihovih saldov tekočega računa plačilne bilance. Ugotovitve so tudi skladne z empiričnimi rezultati raziskav Calderona idr. (2002). Na podlagi predhodnih ocen modelov A in B smo izračunali (ex post) vzdržni položaj tekočega računa plačilne bilance izbranih držav na prehodu. Tabela 5 prikazuje ocene povprečnih saldov tekočega računa (obdobje 2000–2003) s pomočjo tehnike LSDV, ki daje podobne rezultate kot uporaba tehnike GMM-IV. Ocene modelov A in B pokažejo minimalna odstopanja pričakovanih vrednosti saldov tekočega računa, kar dodatno potrjuje pravilnost izbire vključenih spremenljivk v oba modela. V skladu z rezultati Bussičra idr. (2004) analiza pokaže, da v obravnavanem obdobju večina držav na prehodu ne izkazuje prekomernega salda tekočega računa. V skupini držav SVE sta izjemi le odstopanja Latvije in Estonije, ki v obdobju beležita v povprečju dobrih 8 odstotkov primanjkljaja. Relativno pogost pojav previsokega primanjkljaja tekočega računa je zaslediti v državah JVE, saj Albanija, Bolgarija in BiH presegajo pričakovano Tabela 4: Ocene dinamičnega modela B tekočega računa – 14 držav na prehodu (1992–2003) (Odvisna spremenljivka: CA) Opomba: ***, **, * predstavljajo statistično značilne razlike pri 1-, 5- in 10-odstotnem tveganju; v oklepajih so standardne napake. Vir: Lastni izračuni. 60 NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS povprečno bilanco tekočega računa. Večjo pozornost zunanjemu neravnovesju bi bilo treba posvetiti tudi v posameznih državah SND, tj. Gruziji, Kazahstanu in Tadžikistanu. Zanimivo je, da posamezne države na prehodu, kljub izjemno visoki ravni zunanjega neravnovesja (npr. v Azerbajdžan je povprečen primanjkljaja 11,3 % BDP, v Armeniji 9,8 % BDP in na Madžarskem 7,7 % BDP), niso imele prekomernega primanjkljaja na tekočem računu. 6 Sklep Ena glavnih značilnosti mednarodnih ekonomskih odnosov držav na prehodu predstavlja naraščajoči primanjkljaj na tekočem računu plačilne bilance in s tem posledična nevarnost, da bo prekomeren. Ta primanjkljaj je razumljiva posledica procesa izravnave potrošnje (angl. consumption smooting) v času in financiranja kapitalskih projektov v obravnavanih državah, ki naj bi pospešili proces realne konvergence. Teoretično in empirično ekonomska znanost pričakuje, da bo v prihodnosti ta primanjkljaj izravnan s presežki na tekočem računu, kar pa ni zagotovljeno. Zato smo se v članku osredotočili na oceno prekomernega nivoja zunanjega neravnovesja držav na prehodu s pomočjo vpliva izbranih (kratkoročnih) makroekonomskih in drugih dejavnikov primanjkljaja na tekočem računu obravnavanih držav v obdobju 1992–2003. Na osnovi rezultatov analize ugotavljamo, da so empirični rezultati obeh modelov (A in B) na osnovi panelnih podatkov v skladu s teoretičnimi pričakovanji in v veliki meri tudi z dosedanjimi empiričnimi analizami. Tako prisotnost vztrajnostnega učinka bilance tekočega računa kaže na postopno prilagajanje salda tekočega računa njegovemu ravnovesju. Povečana gospodarska rast v regiji povzroča negativen vpliv na saldo tekočega računa plačilne bilance, kar je pričakovani učinek za države, ki se razmeroma hitro približujejo višji stopnji razvitosti. To ugotovitev potrjuje tudi vpliv relativnega dohodka na tekoči račun, saj rezultati potrjujejo veljavnost hipoteze o različnih razvojnih stopnjah, tj. da se države z nižjim BDP na prebivalca (po SKM) soočajo z višjimi primanjkljaji na tekočem računu. Empirični rezultati tudi kažejo na veliko verjetnost prisotnosti pojava dvojnega primanjkljaja, kakor tudi na delno potrditev vpliva demografskega dejavnika (odvisnosti prebivalstva) v obravnavanih državah. Med dejavniki menjalnega sektorja izstopata predvsem realna apreciacija deviznega tečaja in poslabšanje pogojev menjave, kar oboje povzroča poslabšanje stanja na tekočem računu držav v regiji. Velika navezanost na trge starih držav članic EU-15 potrjuje močan pozitiven vpliv njihove gospodarske rasti držav na plačilnobilančna gibanja držav na prehodu. Ob upoštevanju ugotovljenega vpliva dejavnikov salda tekočega računa večina držav na prehodu v zadnjem obdobju (2000–2003) ni imela ex post prekomernega primanjkljaja na tekočem računu. To tudi potrjuje upravičenost relativno Opomba: (–) izračun ni mogoč zaradi manjkajočih podatkov. Vir: Lastni izračuni. Tabela 5: Ocena primernega (dovoljenega) salda tekočega računa izbranih držav na prehodu (povprečje 2000–2003) 61 ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? visokih primanjkljajev v posameznih državah na prehodu (npr. Azerbajdžan in Madžarska). Problematika prekomernosti primanjkljaja tekočega računa pa se v zadnjem obdobju kaže predvsem v manj razvitih državah na prehodu (npr. Albanija, Latvija in Tadžikistan), ki presegajo ocenjeno mejo zunanjega makroekonomskega ravnovesja. To seveda ne izključuje možnosti pojava plačilnobilančnega prilagajanja (ali celo krize) v katerikoli drugi državi na prehodu, saj ocene prekomernega primanjkljaj tekočega računa ne vključujejo likvidnostne problematike, tj. ali si je država še naprej sposobna zagotoviti financiranje nastalega primanjkljaja. Literatura in viri 1. Abel A. B., Bernanke B. S. (2001). Macroeconomics. Boston: Addison Wesley Longman. 2. Arellano M., S. Bond (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations, Review of Economic Studies, Vol.58, 277–297. 3. Aristovnik A., Zajc K. (2001). Current Account Performance and Fiscal Policy: Evidence on the Twin Deficits in Central and Eastern Europe; Economics of Transition: Theory, Experience and EU Enlargement, INFER Annual Conference 2001, 121–140. 4. Aristovnik, A. (2002). What determines the current account balances in Central and Eastern Europe?, Naše gospod., 2002, let. 48, št. 5/6, 450–467 5. Backus, David K. in Kehoe, Patrick J. in Kydland, Finn E (1994). Data from Dynamics of the Trade Balance and the Terms of Trade; The J-Curve?, American Economic Review, (84), 1, March 1994. 6. Barro J. Robert (1996). Determinants of Economic Growth: A Cross-Country Empirical Study, NBER Working Papers 5698, National Bureau of Economic Research. 7. Bussičre, M., Fratzscher, M., Müller G. J. (2004). Current account dynamics in OECD and EU acceding countries – an intertemporal approach. Frankfurt: EIB, Working Paper Series, No. 311. 8. Calderon Cesar et al. (2002). Determinants of Current Account Deficits in Developing Countries, Contributions to Macroeconomics, Vol. 2, Issue 1. 9. Campbell, J. Y. (1987). Does Saving Anticipate Declining Labor Income? An Alternative Test of the Permanent Income Hypothesis, Econometrica, 55(6), 1249–1273. 10. Chinn Menzie, Prasad Eswar S. (2003). Medium-term Determinants of Current Accounts in Industrial and Developing Countries: An Empirical Exploration. Journal of International Economics, Elsevier, Vol. 59(1), 47–76. 11. Chinn Menzie (2005). A Primer on Real Effective Exchange Rates: Determinants, Overvaluation, Trade Flows and Competitive Devaluation, NBER Working Paper, No. 11521. 12. Coricelli, F., Jazbec, B. (2001). Real Exchange Rate Dynamics in Transition Economies, CEPR Discussion Papers, No. 2869. 13. Debelle Guy, Faruqee Hamid (1996). What Determines the Current Account? A Cross-sectional and Panel Approach, IMF Working Paper, WP 96/58. 14. Doisy, H., Hervé, K. (2003). Les implication des deficits ciurants des PECO, Economies Internationale, No. 95, 59–88. 15. Duczynski P. (2005). Long-run Current Account Deficits in Transition Economies, Eastern European Economics, Vol. 43, No. 3, 21–54. 16. Duncan Roberto (2003). The Harberger-Laursen-Metzler Effect Revisited: An Indirect-Utility-Function Approach, Working Papers Central Bank of Chile 250, Central Bank of Chile. 17. ECB (2004). Convergence Report 2004, Frankfurt. 18. Edwards Sebastian (2001). Does the Current Account Matter?, NBER Working Paper, No. 8275. 19. Eurostat, European Union, on-line. 20. Frankel, J. A., Rose, A. K. (1996). Currency Crashes in Emerging Markets: An Empirical Treatment, International Finance Discussion Papers, No. 534. 21. International Financial Statistics (various years), IMF. 22. Gandolfo Giancarlo (2004). Elements of International Economics, Berlin, Springer-Verlag. 23. Ghosh, A. R. (1995). International Capital Mobility Amongst the Major Industrialised Countries: Too Little or too Much?, The Economic Journal, 105. 24. Ghosh, Atish R., Ostry, Jonathan D. (1995). The Current Account in Developing Countries: A Perspective from the Consumption-Smoothing Approach, World Bank Economic Review, Oxford University Press, Vol. 9(2), pages 305–33. 25. Glick, R., and K. Rogoff (1995). Global versus Country- Specific Productivity Shocks and the Current Account, Journal of Monetary Economics, Vol. 35. 26. Greene William H. (2000). Econometric Analysis. New York, Prentice Hall. 27. Gruber Joseph W. (2002). Productivity shocks, habits, and the current account, International Finance Discussion Paper, No. 733. 28. Herrmann S., Jochem Axel (2005). Determinants of Current Account Developments in Central and Eastern European EU Member States – Consequences for Enlargement of the Euro Area, Discussion Paper, No. 32. 29. Isard Peter, Hamid Faruqee (1998). Exchange Rate Assessment: Extensions of the Macroeconomic Balance Approach, IMF Occasional Paper, No. 167. 30. Iscan, T. (1998). The Terms of Trade, Productivity Shocks, and The Current Account, Department of Economics at Dalhousie University working papers archive global, Dalhousie, Department of Economics. 31. Iscan, T. (2000). The Terms of Trade, Productivity Growth, and the Current Account, Journal of Monetary Economics, Vol. 45. 32. Kahn, Mohsin S., Malcolm D. Knight (1983). Determinants of Current Account Balances of Non-Oil Developing Countries in the 1970s: An Empirical Analysis, IMF Staff Papers,30: 819–842. 62 NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS 33. Kent, C. (1997). The Response of the Current Account to Terms of Trade Shocks: A Panel Data Study, Research Discussion Paper, Reserve Bank of Australia. 34. Lee, J., Chinn, M.D. (1998). The Current Account and the Real Exchange Rate: A Structural VAR Analysis of Major Currencies, Papers 97–98–17, California Irvine – School of Social Sciences. 35. Mankiw Gregory N. (2003). Macroeconomics. 5th Edition. New York, Worth Publishers. 36. McGettigan, D. (2000). Current Account and External Sustainability in the Baltics, Russia, and Other Countries of the Former Soviet Union. IMF Occasional Paper, No. 189. 37. Mendoza, E. (1995). The Terms of Trade, the Real Exchange Rate, and Economic Fluctuations, International Economic Review 36(1): 101–37. 38. Milesi-Ferretti, G.M., Razin, A. (1996). Sustainability of Persistent Current Account Deficits, NBER Working Paper, No. 5467. 39. Milesi-Ferretti, G.M., Razin, A. (1997). Sharp Reductions in Current Account Deficits: An Empirical Analysis, NBER Working Paper, No. 6310 40. Miller, N. C. (2002). Balance of Payments and Exchange Rate Theories. Cheltenham: Edward Elgar Publishing Limited. 41. Obstfeld, M (1982). Aggregate Spending and the Terms of Trade: Is There a Laursen-Metzler Effect? Quarterly Journal of Economics, 97, 251–70. 42. Obstfeld Maurice, Rogoff Kenneth (1994). The Intemporal Approach to the Current Account, NBER Working Paper, No. 4893. 43. Obstfeld, M., Rogoff K. (1996). Foundations of International Macroeconomics. Cambridge, MA: MIT Press. 44. Otto, G. (1992). Testing a Present-Value Model of the Current Account: Evidence from US and Canadian Time Series, Journal of International Money and Finance, 11. 45. Pérez de Gracia Fernando, Cuńado Juncal (2001). Intertemporal Current Account and Productivity Shocks: Evidence for Some European Countries, Working Papers on International Economics and Finance 01–05, FEDEA. 46. Razin, A. (1995). The Dynamic-Optimizing Approach to the Current Account: Theory and Evidence, in: Kenen »Understanding Interdependence: The Macroeconomics of the Open Economy«. 47. Reisen, H. (1998). Sustainable and Excessive Current Account Deficits, OECD Technical Papers, No. 132. 48. Roubini Nouriel (1988). Current Account and Budget Deficits in an Inter-temporal Model of Consumption and Taxation Smoothing. A Solution to the ‘Feldstein-Horioka Puzzle’?, NBER Working Paper, No. 2773. 49. Roubini Nouriel, Wachtel Paul (1999). Current-Account Sustainability in Transition Economies. Balance of Payments, Exchange Rates, and Competitiveness in Transition Economies, Kluwer Academic Publishers, 19–93. 50. Sachs, J. D. (1981). The Current Account and Macroeconomic Adjustment in the 1970s, Brookings Papers on Economic Activity, No. 1. 51. Senhadji, A. S. (1998). Dynamics of the trade balance and the terms of trade in LDCs: The S-curve, Journal of International Economics, 1998, 46, 105–131. 52. Servén, L. (1999). Terms-of-trade Shocks and Optimal Investment: Another Look at the Laursen-Metzler effect.« Journal of International Money and Finance 18: 337–65. 53. Sheffrin, S. M., W. T. Woo (1990). Present Value Tests of an Intertemporal Model of the Current Account, Journal of International Economics, 29. 54. Stockman, A. C. (1987). The equilibrium approach to exchange rates, Federal Reserve Bank of Richmond Economic Review, 73, 12–30. 55. Svensson, L. and A. Razin (1983). The Terms of Trade and the Current Account: The Harberger-Laursen-Metzler Effect. Journal of Political Economy 91(1), 97–125. 56. Tornell, A. and P. Lane (1994). Are Windfalls a Curse? A Non-representative Agent Model of the Current Account and Fiscal Policy, NBER Working Paper 4839. 57. Transition Report 2004, EBRD. 58. UN Economic Commission For Europe (2005): Economic Survey of Europe, No. 1. 59. Zakon o deviznem poslovanju v letu 1999, Ur. l. RS, št. 23/99 in 35/01. 60. Zanghieri, P. (2004). Current Account Dynamics in New EU members: Sustainability and Policy Issues, CEPII, Working Papers. 61.World Development Indicators (WDI). World Bank, on-line. 62.World Economic Outlook – Focus on Transition Economies (October 2000), IMF, Washington. 63 ARISTOVNIK: IMAJO DRŽAVE NA PREHODU PREKOMEREN PRIMANJKLJAJ NA TEKOČEM RAČUNU PLAČILNE BILANCE? Priloga Tabela 1: Razlaga spremenljivk in viri podatkov Opomba: * WDI – World Development Indicators (World Bank); EUROSTAT – EU database; EBRD – Transition Report (different issues); IFS – International Financial Statistics (IMF). Vir: Lasten prikaz. 64 NG, ŠT. 3–4/2006 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANKI/ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS Vir: Izračuni avtorja. Tabela 2: Dejavniki tekočega računa plačilne bilance: deskriptivna statistika za 26 držav na prehodu, (letni podatki, 1992–2003) Tabela 4: Korelacijska matrika dejavnikov tekočega računa plačilne bilance – za 14 držav na prehodu, (letni podatki, 1992–2003) Opomba: * naravni logaritem spremenljivke. Vir: Izračuni avtorja. Tabela 3: Korelacijska matrika dejavnikov tekočega računa plačilne bilanc – za 26 držav na prehodu, (letni podatki, 1992–2003) Opomba: * naravni logaritem spremenljivke. Vir: Izračuni avtorja.