Досвід членства Греції у ЄС, Детальна інформація

Частка «реального» споживання імпорту із країн, що не є членами Союзу: TCS = MTC / C

де Q – це внутрішнє валове виробництво, X характеризує обсяги експорту, а MEC, MTC, відповідно, – обсяги імпорту із країн-партнерів та із країн, які не є членами Союзу. Кожного року показники квот додаються, і будь-які зміни, що відбулися між будь-якими двома роками, дорівнюють нулю.

Отже, існує шість випадків можливих схем трьох торговельних квот, які вважаються наслідками економічної інтеграції, і всі вони подані у таблиці 1.

Термін «торговельний оборот» вживається у тому випадку, де спостерігається скорочення внутрішньої квоти. Проблема такого скорочення може постати як перед країною-партнером, так і перед країною, що не є членом Союзу. Це може бути у разі сумарного торговельного обороту (внутрішнього плюс зовнішнього). Другим випадком є ситуація, коли зменшення внутрішньої торговельної квоти супроводжується зменшенням частки країн, що не є членами Союзу, в той час, коли квота країн-партнерів збільшується. Це є саме той випадок, коли зміна схеми квот відбувається згідно традиційної теорії митного союзу. Третім випадком є такий, коли зменшення внутрішньої квоти та квоти країн-партнерів супроводжується збільшенням торговельної квоти країн, які не є членами Союзу.

Термін «торговельний оборот» вживається і у тому випадку, коли внутрішня торговельна квота збільшується за рахунок як країн, що є членами Союзу, так і країн, що не є членами Союзу і супроводжується збільшенням квоти даної країни (4-ий випадок) чи за рахунок країн-партнерів (5-ий випадок), чи за рахунок лише країн, що не є членами Союзу (6-ий випадок).

Згідно статичного варіанту аналізу часткової рівноваги митних союзів, скорочення внутрішніх тарифів призведе до скорочення внутрішнього виробництва лише тоді, коли відбуватиметься зниження ціни внутрішнього ринку. Якщо не буде зниження вітчизняної ціни, то не зміниться і торговельний оборот, хоча можливо існуватиме диверсифікація зовнішньої торгівлі (випадок 2 та 6). Обсяг торговельного обороту та диверсифікація торгівлі для певного товару залежить від того, наскільки високим є тариф та відповідні коефіцієнти еластичності пропозиції та попиту. Чим нижчим є початковий рівень імпорту із третіх країн, тим меншою буде диверсифікація торгівлі. Якщо б криві внутрішньої пропозиції та пропозиції країн-партнерів були нееластичними по відношенню до ціни досконалого ринку, то не було б ні змін торговельного обороту, ні диверсифікації торгівлі. Більш того, якщо криві надлишкової пропозиції постачання країн, які не є членами Союзу були б еластичними, то не виникло б змін у торговельному обороті.

Якщо, крім зменшення внутрішніх тарифів, відбулося зменшення тарифів, що накладаються на імпорт із країн, які не є членами Союзу, то це називатиметься ceretis paribus, тобто збільшення торгівельного обороту та зменшення торговельної диверсифікації, що може призвести до збільшення квоти країн, які не є членами Союзу (випадки 1 та 3). З іншого боку, збільшення тарифів, що накладаються на імпорт може спричинити підвищення ціни внутрішнього ринку та збільшення обсягів національного виробництва (випадки 4 та 6). Найчастіше зустрічається 6-ий випадок, дещо рідше – 4-ий та 5-ий. Зміна рівня протекціоністського впливу на певний товар може призвести до 4-го випадку (Труман: 1975, с. 6–7).

Слід відзначити, що при такому підході потрібно враховувати і зростання економіки. Тобто необхідно зробити припущення, що зростання матиме нейтральний вплив на усі ці три квоти, а це означає, що еластичність кожної квоти в залежності від збільшення доходів дорівнюватиме нулю.

Цей метод безпосередньо визначає зміни торговельного обороту: зміни, що відбулися у виробництві та споживанні внаслідок економічної інтеграції, досліджуються разом. За період створення anti-monde, також можна зустріти деякі невідповідності, що вже є звичною проблемою. Також слід мати на увазі, що у висновках, зроблених стосовно торговельного обороту, систематичні зміни внутрішньої торговельної квоти, спричинені внутрішнім тиском попиту та структурними змінами, крім тих, які викликані інтеграцією, були недостатньо детально вивчені (Вердурн-Бохов: 1972, с. 346).

Для того, щоб вирішити цю проблему, у регресійний аналіз був включений показник виміру тиску внутрішнього попиту як однин із ендогенних чинників зміни квот (іншими незалежними змінними були змінні виміру циклічного руху квот та часові напрямки).

Цей метод може безпосередньо застосовуватись для того, щоб обчислити торговельні квоти певної країни у до-інтеграційний період та у після-інтеграційний та вивчити їх зміни згідно аналізу, поданого вище. Однак, цей підхід вимагає здійснення деяких припущень – як то відсутність інтеграції та відсутність будь-яких чинників, що могли б систематично змінювати схему розподілу торговельних квот.

При дослідженні цієї проблеми слід враховувати три фактори, що впливають на розподіл торговельних квот.

Циклічні зміни квот після проходження певного часу.

Загальний напрямок розподілу квот між деякими галузями.

Рівень тиску внутрішнього попиту.

Вплив циклічних змін можна нейтралізувати, якщо брати середнє значення квот за перед-інтеграційний період та за після-інтеграційний період, а не за кожен рік окремо. Однак, цей метод має і свої недоліки – він не враховує загальні напрямки розподілу квот до і після інтеграції. Якщо, наприклад, у період до інтеграції внутрішня квота мала тенденцію збільшуватись за рахунок квот країн-партнерів, та країн, які не є партнерами, а у післяінтеграційний період все стало навпаки, то вивчаючи середнє значення квот у доінтеграційний та післяінтеграційний періоди, можна побачити, що вони залишилися незмінними.

Другий фактор, що може спричинити похибки при обґрунтуванні висновків щодо змін розподілу квот, стосується припущень, згідно яких, за відсутності інтеграції, схема трьох основних квот залишиться незмінною. За відсутності інтеграції, внутрішні квоти видатків на реальне споживання можуть зменшитись, тоді, як квоти країн-партнерів та квоти країн, що не є членами Союзу, можуть збільшитись. Таким чином, наше припущення стосовно напрямку розподілу квот, якщо такий існує реально, призведе до завищеної оцінки торговельного обороту.

І, нарешті, було зроблено припущення, що рівень внутрішнього тиску попиту певної країни залишиться незмінним. Якщо у певній країні відбувається зміна виробничої спроможності, чи змінюється внутрішній попит, то відбувається і зміна у розподілі квот, а це не можна пояснити інтеграцією.

Для того, щоб перевірити, чи існують визначені напрямки розподілу часток, ми дослідили статистичну значимість змін, що відбулися в середньому у розподілі квот за два даних періоди. Якщо різниця між середніми показниками зміни торговельних квот за цих два періоди статистично не дорівнює нулю, то ми приймемо гіпотезу про те, що визначеного напрямку розподілу квот не існує, чи про те, що у напрямку розподілу квот відбулися зміни (пізніше буде пояснено, яким чином цих два випадки можна буде відрізняти один від другого).

Третє припущення означає, що тиск внутрішнього попиту не повинен спричинити будь-які структурні зміни, що можуть вплинути на вітчизняну торговельну квоту, частки країн-партнерів та країн, які не є партнерами, у «реальному» споживанні.

Для того, щоб перевірити, чи тиск внутрішнього попиту залишиться незмінним у до-інтеграційний та після-інтеграційний період, у кожній галузі відбувалася наступна процедура: зміна тиску внутрішнього попиту може бути викликана такими факторами, як пропозиція чи попит, або і тим і тим. Тому при перевірці потрібно враховувати ці два фактори. Для визначення тиску внутрішнього попиту, було б доцільно використовувати співвідношення всього «реального» споживання (C = Q – X + M) до ВВП. Зміни фактору попиту будуть відображені на «реальному» споживанні, а зміни фактору пропозиції будуть вимірюватись показником ВВП.

Для того, щоб визначити структурні зміни тиску внутрішнього попиту, була застосована регресійна модель, куди були включені внутрішні частки кожної галузі, і на період з 1976 – 1980 та 1981 – 1986 було використано співвідношення (С/ВВП), а для того, щоб визначити структурну стабільність коефіцієнтів, у яких використані статистичні показники F, був використаний тест Чоу [Chow] (див. також Цоуніс: 1999).

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.

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

1. Опис цих галузей поданий у Додатку.