Σύμφωνα με τις προβλέψεις της κεϋνσιανής οικονομικής θεωρίας, η δημοσιονομική πολιτική μπορεί να επηρεάσει την αύξηση της παραγωγής με τη στήριξη της εγχώριας ζήτησης. Αντίθετα, η νεοκλασική οικονομική θεώρηση υποστηρίζει ότι η επεκτατική δημοσιονομική πολιτική μπορεί να παρεμποδίσει την ανάπτυξη μέσω της εκτοπίσεις του ιδιωτικού τομέα.

Ομοίως, οι υπάρχουσες εμπειρικές μελέτες διαπιστώνουν είτε ότι ο πολλαπλασιαστής δημοσίων δαπανών είναι μεγαλύτερος από τη μονάδα ή ότι είναι πολύ πιο κάτω από 1, με το μέγεθος της επίπτωσης στο εγχώριο προϊόν να ποικίλλει ανάλογα με κατά τόπους χαρακτηριστικά που σχετίζονται με τη νομισματική πολιτική, το καθεστώς συναλλαγματικών ισοτιμιών, το άνοιγμα του εμπορίου και το επίπεδο του δημόσιου χρέους (Ilzetzki κ.ά. 2013).

Η συζήτηση σχετικά με τις επιδράσεις της δημοσιονομικής πολιτικής στην οικονομική ανάπτυξη έχει κινηθεί προς μια νέα κατεύθυνση μετά την έλευση της πρόσφατης οικονομικής κρίσης, με μια ιδιαίτερα ενδιαφέρουσα περίπτωση που αξίζει να μελετηθεί να είναι αυτή της ελληνικής οικονομίας. Μια σειρά από δημοσιονομικά μέτρα που έχουν υιοθετηθεί κατά τη διάρκεια των τελευταίων πέντε ετών περιλαμβάνουν περικοπές στις δημόσιες δαπάνες και στις δημόσιες επενδύσεις και αυξήσεις άμεσων και έμμεσων φόρων.

Ωστόσο, η αποτελεσματικότητα ορισμένων από αυτά τα μέτρα έχει αμφισβητηθεί πρόσφατα καθώς οι Blanchard και Leigh (2013) τόνισαν ότι η λήψη τους βασίστηκε σε εσφαλμένες εκτιμήσεις για το μέγεθος των δημοσιονομικών πολλαπλασιαστών.

Ο προβληματισμός αυτός έχει αποκτήσει ιδιαίτερη σημασία καθώς έχει υποστηριχθεί ότι οι δημοσιονομικοί πολλαπλασιαστές είναι υψηλότεροι κατά τη διάρκεια της ύφεσης (Alesina κ.ά. 2012), ή ότι τα εμπροσθοβαρή προγράμματα λιτότητας οδηγούν συχνά σε υψηλό- τερους από τους συνήθεις δημοσιονομικούς πολλαπλασιαστές (Bagaria κ.ά. 2012). Το παρόν άρθρο προσπαθεί να συμβάλλει στον ευρύτερο προβληματισμό, με την ποσοτικοποίηση των επιπτώσεων της δημοσιονομικής πολιτικής στο ΑΕΠ της ελληνικής οικονομίας. Χρησιμοποιώντας ένα δείγμα δεδομένων που ξεκινά από το πρώτο τρίμηνο του 1999 και φτάνει έως και το τρίτο τρίμηνο του 2013, υπολογίζονται δημοσιονομικοί πολλαπλασιαστές ύστερα από την εκτίμηση ενός αυτοπαλίνδρομου οικονομετρικού υποδείγματος VAR.

2. ΘΕΩΡΗΤΙΚΟ ΥΠΟΒΑΘΡΟ ΚΑΙ ΣΧΕΤΙΚΗ ΒΙΒΛΙΟΓΡΑΦΙΑ

 Η υπάρχουσα θεωρητική βιβλιογραφία μάς παρέχει αμφιλεγόμενες προβλέψεις αναφορικά με τον αντίκτυπο της δημοσιονομικής πολιτικής στο παραγόμενο προϊόν. Από τη μία πλευρά, τα νεοκεϋνσιανά υποδείγματα γενικής ισορροπίας υποστηρίζουν ότι ο πολλαπλασιαστής των δημοσίων δαπανών είναι κοντά ή ακόμα και πάνω από 1 (Gali κ.ά. 2007, Monacelli και Perotti 2008)1.

Από την άλλη πλευρά, τα νεοκλασικά υποδείγματα έρχονται σε πλήρη αντίθεση με τα νεοκεϋνσιανά υποδείγματα, καθώς προβλέπουν ότι το μέγεθος του δημοσιονομικού πολλαπλασιαστή είναι μικρότερο από τη μονάδα, ενώ η ιδιωτική κατανάλωση αναμένεται να μειωθεί (Baxter και King 1993, Burnside κ.ά. 2004, Ramey 2011).

Το κύριο χαρακτηριστικό των νεοκεϋνσιανών υποδειγμάτων είναι ότι τα νοικοκυριά δεν προγραμ- ματίζουν την κατανάλωσή τους έχοντας στη διάθεσή τους έναν άπειρο χρονικό ορίζοντα και, ως εκ τούτου, η κατανάλωσή τους είναι συνάρτηση του τρέχοντος διαθέσιμου εισοδήματός τους. Έτσι, οποιαδήποτε αύξηση των δημοσίων δαπανών που δεν χρηματοδοτείται από την αύξηση των φόρων οδηγεί σε μεγαλύτερη κατανάλωση και υψηλότερο παραγόμενο προϊόν. Τα νεοκλασικά υποδείγματα έρχονται σε αντίθεση με αυτή την υπόθεση και υποθέτουν ότι τα νοικοκυριά αντιμετωπίζουν άπειρο χρονικό ορίζοντα, ενώ η κατανάλωσή τους υπόκειται σε ένα διαχρονικό εισοδηματικό περιορισμό. Έτσι, η αύξηση των δημοσίων δαπανών μειώνει την παρούσα αξία του διαθέσιμου εισοδήματος (μετά από φόρους), δημιουργώντας με τη σειρά της αρνητικές επιπτώσεις στο διαθέσιμο πλούτο και στην κατανάλωση των νοικοκυριών.

Η υπάρχουσα εμπειρική έρευνα βασίζεται κυρίως στην εκτίμηση αυτοπαλίνδρομων οικονομετρικών υποδειγμάτων (VΑR), τα οποία επιτρέπουν τη δυναμική ανατροφοδότηση μεταξύ των ενδογενών ερμηνευτικών μεταβλητών. Όπως και στην περίπτωση των θεωρητικών υποδειγμάτων, οι υπάρχουσες εμπειρικές εκτιμήσεις δεν παρέχουν ομόφωνες προβλέψεις αναφορικά με τον αντίκτυπο της δημοσιονομικής πολιτικής στο ΑΕΠ. Μια σειρά από μελέτες με επίκεντρο την οικονομία των ΗΠΑ δείχνουν ότι η επίπτωση στην ιδιωτική κατανάλωση ύστερα από μια θετική μεταβολή στις δημόσιες δαπάνες είναι αρκετά θετική, με το μέγεθος του πολλαπλασιαστή να είναι κοντά ή ακόμη και υψηλότερο της μονάδας (Fatas και Mihov 2001, Blanchard και Perotti 2002, Monacelli κ.ά. 2010).

Ωστόσο, ένα μέρος της βιβλιογραφίας έχει εντοπίσει μη κεϋνσιανές επιδράσεις σε περιόδους μεγάλης δημοσιονομικής εξυγίανσης, με το προϊόν να αυξάνεται καθώς μειώνονται οι δημόσιες δαπάνες (Perotti 1999). Σχετικά πρόσφατα, ο Perotti (2005) έδειξε ότι οι επιδράσεις της δημοσιονομικής πολιτικής στο ΑΕΠ πέντε μεγάλων χωρών του ΟΟΣΑ έχουν γίνει αισθητά ασθενέστερες με την πάροδο του χρόνου, με τον πολλαπλασιαστή δημοσίων δαπανών να είναι μεγαλύτερος από 1 μόνο στις ΗΠΑ, για την περίοδο πριν από το 1980.

3. ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΗ ΔΙΕΡΕΥΝΗΣΗ

 
Η εκτίμηση των δημοσιονομικών πολλαπλασιαστών βασίζεται στην εκτίμηση του εξής διαρθρωτικού αυτοπαλίνδρομου οικονομετρικού υποδείγματος: Zt = A(L)Zt –1 + Ut (1) όπου Z είναι το διάνυσμα των ερμηνευτικών μεταβλητών του οικονομετρικού συστήματος. Η οικονομετρική εξειδίκευση βασίζεται σε τριμηνιαία στοιχεία για τις μεταβλητές των δημοσίων δαπανών (δημόσια κατανάλωση συν δημόσιες επενδύσεις), των φόρων μείον τις μεταβιβάσεις και του ΑΕΠ.

Περιλαμβάνει επίσης μια μεταβλητή για τον αποπληθωριστή του ΑΕΠ, καθώς και μια μεταβλητή για το επιτόκιο του 10ετούς δημόσιου χρέους. Όλες οι μεταβλητές είναι σε πραγματικούς όρους, εποχικώς διορθωμένες, εκτός από τον αποπληθωριστή του ΑΕΠ και το επιτόκιο. A(L) είναι το διάνυσμα των εκτιμημένων οικονομετρικών συντελεστών και U είναι το διάνυσμα των καταλοίπων. Το δείγμα της ανάλυσης καλύπτει την περίοδο από το πρώτο τρίμηνο του 1999 έως και το τρίτο τρίμηνο του 2013. Τα στατιστικά δεδομένα προέρχονται από τη βάση δεδομένων των εθνικών λογαριασμών της Eurostat καθώς και από την Ευρωπαϊκή Κεντρική Τράπεζα.

Ύστερα από την εκτίμηση του υποδείγματος (1), ακολουθείται η μεθοδολογία των Blanchard και Perotti (2002) και Perotti (2005) προκειμένου να αναπαραχθούν “εξωγενείς διαταραχές” για τις δημόσιες δαπάνες και τους φόρους, τα οποία στη συνέχεια χρησιμοποιούνται για να αποτυπωθούν οι δυναμικές επιδράσεις τους στο ΑΕΠ. Ο αριθμός των χρονικών υστερήσεων για το σύστημα VAR τίθεται ίσος με 2, καθώς πληρούται η συνθήκη ευστάθειας του συστήματος, δεν υπάρχει αυτοσυσχέτιση στα κατάλοιπα και τουλάχιστον ένα από τα σχετικά διαγνωστικά κριτήρια ελαχιστοποιείται.

Μετά από την εκτίμηση του διαρθρωτικού υποδείγματος VAR, πραγματοποιήθηκαν μια σειρά από προσομοιώσεις προκειμένου να ανιχνευθεί η επίπτωση στο ΑΕΠ των εξωγενών δημοσιονομικών διαταραχών. Οι διαταραχές αυτές αντιστοιχούν σε ύψος μιας θετικής τυπικής απόκλισης και ο αντίκτυπός τους στο ΑΕΠ απεικονίζεται μέσω των δημοσιονομικών πολλαπλασιαστών.

 Ο Πίνακας 1 παρουσιάζει τους αθροιστικούς δημοσιονομικούς πολλαπλασιαστές σε όρους παρούσας αξίας μετά από μια διαταραχή των δημοσιών δαπανών και μετά από ένα σοκ στους φόρους για χρονικό ορίζοντα ενός έτους.

Τα αποτελέσματα του Πίνακα 1 δείχνουν ότι η αύξηση των δημοσίων δαπανών αυξάνει το ΑΕΠ με τον αθροιστικό πολλαπλασιαστή να φθάνει στο 0,16 τέσσερα τρίμηνα μετά την αρχική διαταραχή. Στο ίδιο σχήμα, η επίπτωση στο ΑΕΠ μετά από μια διαταραχή στους φόρους είναι αρνητική, με τη σωρευτική επίδραση να αντιστοιχεί σε -0,38 τέσσερα τρίμηνα μετά την αρχική διαταραχή. Οι επιδράσεις των δαπανών και των φόρων αναλύονται περαιτέρω διερευνώντας τις επιπτώσεις των επιμέρους συστατικών τους (δημόσια κατανάλωση, δημόσιες επενδύσεις, άμεσοι και έμμεσοι φόροι).

Η επίπτωση στο ΑΕΠ ύστερα από μια διαταραχή στη δημόσια κατανάλωση είναι αρνητική για ολόκληρο το χρονικό ορίζοντα με τον αθροιστικό δημοσιονομικό πολλαπλασιαστή να φθάνει στο -0,62 τέσσερα τρίμηνα μετά την αρχική διαταραχή. Αυτό το αποτέλεσμα είναι σύμφωνο με τις προβλέψεις των νεοκλασικών υποδειγμάτων για αρνητικές επιπτώσεις στο διαθέσιμο πλούτο, οι οποίες προκαλούνται από τις προσδοκίες των νοικοκυριών για υψηλότερη μελλοντική φορολογική επιβάρυνση.

Αντίθετα, η επίπτωση στο ΑΕΠ ύστερα από μια εξωγενή διαταραχή στις δημόσιες επενδύσεις είναι θετική και ο πολλαπλασιαστής είναι ίσος με 0,48 ύστερα από τέσσερα τρίμηνα. Εκτός από βραχυχρόνιες επιδράσεις στην εγχώρια συνολική ζήτηση, οι δημόσιες επενδύσεις συμβάλλουν στην αύξηση της παραγωγής από την πλευρά της προσφοράς, καθώς ένα υψηλότερο απόθεμα δημόσιων υποδομών αυξάνει το οριακό προϊόν των υπόλοιπων εισροών και ενθαρρύνει τη διενέργεια ιδιωτικών επενδύσεων. Όπως είναι αναμενόμενο, οι σωρευτικές επιδρά - σεις των πολλαπλασιαστών των φόρων είναι αρνητικές και φτάνουν στο -1,42 και -0,84 για τους άμεσους και έμμεσους φόρους, αντίστοιχα, ύστερα από τέσσερα τρίμηνα.

Το κάτω τμήμα του Πίνακα 1 παρουσιάζει τους δημοσιονομικούς πολλαπλασιαστές που λαμβάνονται εάν στο οικονομετρικό σύστημα συμπεριληφθεί μια ψευδομεταβλητή για την περίοδο της κρίσης (λαμβάνοντας τιμές του 1 για την περίοδο από το δεύτερο τρίμηνο του 2008 και ύστερα και 0 διαφορετικά). Οι εκτιμήσεις που έχουν ληφθεί σύμφωνα με αυτή την εξειδίκευση επαληθεύουν τα πρώτα αποτελέσματα όσον αφορά το πρόσημο των δημοσιονομικών πολλαπλασιαστών. Ωστόσο, παρατηρούμε ότι ο πολλαπλασιαστής των δημοσίων δαπανών είναι σημαντικά υψηλότερος (0,35 ύστερα από 4 τρίμηνα). Επιπλέον, ο πολλαπλασιαστής της δημόσιας κατανάλωσης είναι συγκριτικά μικρότερος σε απόλυτους όρους (-0,15 ύστερα από 4 τρίμηνα), ενώ ο πολλαπλασιαστής της δημόσιας επένδυσης είναι υψηλότερος (1,36 ύστερα από 4 τρίμηνα). Τέλος, ο πολλαπλασιαστής των άμεσων φόρων είναι σημαντικά πιο υψηλός (-2,12 ύστερα από 4 τρίμηνα).

4. ΣΥΜΠΕΡAΣΜΑΤΑ

Τα αποτελέσματα αυτής της εργασίας μπορεί να αποδειχθούν χρήσιμα για το σχεδιασμό μιας οικονομικής πολιτικής που θα ενθαρρύνει την ανάπτυξη της ελληνικής οικονομίας χωρίς την αύξηση των δημοσιονομικών ελλειμμάτων. Συγκεκριμένα, το μέγεθος του πολλαπλασιαστή των δημοσίων δαπανών, αν και θετικό, είναι χαμηλότερο από τη μονάδα και αυτό υπονοεί ότι οι επιπτώσεις στο ΑΕΠ μέσω της αύξησης των κρατικών δαπανών είναι σχετικά ασθενείς.

Με παρόμοιο τρόπο, φαίνεται ότι η πολιτική για την αύξηση της δημόσιας κατανάλωσης υπονομεύει τις προσπάθειες για μια γρήγορη ανάκαμψη της ελληνικής οικονομίας καθώς ο πολλαπλασιαστής τους είναι αρνητικός. Σε χώρες όπου η ροπή προς τις εισαγωγές είναι πολύ υψηλή, όπως είναι η Ελλάδα, οι αρνητικοί πολλαπλασιαστές μπορεί να αποδοθούν στο γεγονός ότι ένα μεγάλο ποσοστό της κατανάλωσης κατευθύνεται προς εισαγόμενα προϊόντα.

Αντίθετα, η αύξηση των δημόσιων επενδύσεων φαίνεται να συμβάλλει θετικά στην αύξηση του ΑΕΠ, με πιθανούς μηχανισμούς μετάδοσης τη μείωση της ανεργίας, την ενίσχυση των δημόσιων υποδομών και την ενθάρρυνση των ιδιωτικών επενδύσεων. Από την άλλη πλευρά, η επίπτωση στο ΑΕΠ ύστερα από μια διαταραχή στους φόρους είναι αρκετά αρνητική.

Ο πολλαπλασιαστής των άμεσων φόρων είναι υψηλότερος από 1, πράγμα που σημαίνει ότι μια πολιτική προς την κατεύθυνση της μείωσής τους μπορεί να τονώσει την οικονομική δραστηριότητα στην ελληνική οικονομία.

Δεδομένου ότι η δημοσιονομική εξυγίανση θα συνεχιστεί κατά τα επόμενα έτη, οι δημόσιες πολιτικές που μειώνουν τους φόρους και αυξάνουν τις δημόσιες επενδύσεις φαίνεται να λειτουργούν προς την κατεύθυνση της ενίσχυσης της οικονομικής δραστηριότητας, επειδή αυξάνουν την παραγωγική ικανότητα και ενθαρρύνουν τις ιδιωτικές επενδύσεις. Tο βασικό συμπέρασμα που προκύπτει από αυτό το σύντομο άρθρο είναι ότι ο σχεδιασμός του μείγματος δημοσιονομικής πολιτικής δεν θα πρέπει να υπονομεύει τις προοπτικές ανάπτυξης της ελληνικής οικονομίας και παράλληλα δεν θα πρέπει να οδηγεί σε μακροχρόνιες μακροοικονομικές ανισορροπίες.

Ακολουθήστε το reporter.gr στο Google News και μάθετε πρώτοι όλες τις ειδήσεις
Δείτε όλες τις τελευταίες Ειδήσεις από την Ελλάδα και τον Κόσμο, τη στιγμή που συμβαίνουν, στο reporter.gr