Upload
others
View
9
Download
0
Embed Size (px)
Citation preview
UNIVERSITETI I TIRANËS
Fakulteti i Ekonomisë
Departamenti i Ekonomiksit
Kursi Real i Këmbimit dhe Ndikimi i
Tij në Ekonomi
Rasti i Shqipërisë
DISERTACION
Në kërkim të gradës shkencore
“Doktor i Shkencave Ekonomike”
DISERTANTE UDHËHEQËS SHKENCOR
Edmira Cakrani Prof.Dr. Ahmet Mançellari
Tiranë, 2014
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 2
Falenderime
Ky punim nuk mund të realizohej pa mbështetjen dhe sugjerimet e profesorëve dhe
kolegëve të mi.
Falenderoj në mënyrë të veçantë udhëheqësin e temës, Prof.Dr. Ahmet Mançellari,
për ndihmën, sugjerimet dhe komentet plot vlerë, për përmbushjen e qëllimeve të
punimit.
Falenderoj gjithashtu kolegët e mi të Fakultetit Ekonomik të Universitetit të Vlorës,
për këshillat e tyre të vlefshme.
Falenderimi i fundit, por jo më pak i rëndësishmi,i kushtohet familjes sime,
bashkëshortit Kujtimit dhe dy vajzave të mia, Rina dhe Dea, të cilët më kanë
inkurajuar dhe mbështetur vazhdimisht.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 3
Tabela e përmbajtjes
NJË HYRJE MBI TEMËN 11
1. EKUILIBRI I KURSIT REAL TË KËMBIMIT DHE
FAKTORËT PËRCAKTUES TË TIJ – SHQYRTIMI I
LITERATURËS
Hyrje 17
1.1 Përcaktimi i Kursit Real të Këmbimit 19
1.2 Përcaktimi i Ekuilibrit të Kursit Real të Këmbimit 22
1.2.1 Ekuilibri afatshkurtër 22
1.2.2 Ekuilibri afatmesëm 22
1.2.3 Ekuilibri afatgjatë 23
1.3 Metoda për përcaktimin e Ekuilibrit të kursit Real të Këmbimit 23
1.3.1 Pariteti i Fuqisë Blerëse PPP 23
1.3.1.1 Rishikimi i literaturës empirike 26
1.3.2 Metoda Themelore e Ekuilibrit të Kursit Real Të Këmbimit FEER 27
1.3.2.1 DEER si Vazhdim i FEER 31
1.3.2.2 Rishikimi i literaturës empirike 33
1.3.3 Metoda e Normës Natyrore të Kursit Real të Këmbimit NATREX 35
1.3.3.1 Rishikimi i literaturës empirike 36
1.3.4 Metoda e Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të Këmbimit BEER 38
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 4
1.3.4.1 Rishikimi i literaturës empirike 41
1.3.5 BEER – metodë e përshtatshme për vlerësimin e ekuilibrit të RER
në Shqipëri 44
1.4 Faktorët përcaktues të kursit real të këmbimit 44
1.4.1 Rritja në produktivitetin relativ në sektorin e të mirave të tregtueshme 46
1.4.2 Termat e tregtisë 49
1.4.3 Shërbimi i borxhit 50
1.4.4 Flukset e monedhave të huaja dhe Asetet e huaja neto 51
1.4.5 Hapja tregtare 52
1.4.6 Politika fiskale 53
1.4.7 Remitancat 55
1.4.8 Oferta monetare 56
1.5 Shënime përmbyllëse 56
2. EKUILIBRI I KURSIT REAL TË KËMBIMIT DHE
FAKTORËT PËRCAKTUES TË TIJ – ANALIZË
EMPIRIKE
Hyrje 59
2.1 Kursi real i këmbimit përballë zhvillimeve makroekonomike në Shqipëri 60
2.1.1 Ecuria e kursit nominal të këmbimit lek/euro 60
2.1.2 Rritja ekonomike 61
2.1.3 Ecuria e çmimeve dhe inflacioni 63
2.1.4 Flukset e monedhave të huaja në Shqipëri 64
2.1.4.1 Remitancat 64
2.1.4.2 Investimet e huaja direkte 66
2.1.5 Ecuria e borxhit të jashtëm të Shqipërisë 67
2.1.6 Ecuria e tregtisë ndërkombëtare të Shqipërisë 69
2.1.7 Ecuria e politikës fiskale në Shqipëri 71
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 5
2.2 Metodologjia e kërkimit 73
2.2.1 Testi i stacionaritetit (Unit Root Test) 74
2.2.2 Testi i kointegrimit 75
2.2.3 Metoda e Vektorit të Korrigjimit të Gabimit (VECM) 76
2.2.4 Kontrollet diagnostikues 77
2.3 Ndërtimi i variablave dhe baza e të dhënave 77
2.4 Analiza empirike 81
2.4.1 Rezultatet e testimit të stacionaritetit (Unit Root tests) 81
2.4.2 Rezultatet e testimit të kointegrimit 83
2.4.3 Rezultatet e testit VECM 85
2.4.4 Rezultatet e kontrolleve diagnostikues 90
2.4.5 Indeksi i Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të këmbimit dhe devijimet reale 91
2.5 Shënime përmbyllëse 97
3. NDIKIMI I KURSIT REAL TË KËMBIMIT NË
EKONOMINË SHQIPTARE
Hyrje
3.1 Kursi real i këmbimit dhe rritja ekonomike 102
3.1.1 Specifikimi i modelit 105
3.1.2 Analiza empirike 106
3.2 Ndikimi në punësim 109
3.1.1 Specifikimi i modelit 113
3.1.2 Analiza empirike 114
3.3 Ndikimi në inflacion 118
3.1.1 Specifikimi i modelit 120
3.1.2 Analiza empirike 120
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 6
3.5 Shënime përmbyllëse 123
4. PËRFUNDIMET KRYESORE, ÇËSHTJE PËR
DISKUTIM DHE DISA KUFIZIME TË PUNIMIT
4.1 Përfundimet e punimit dhe disa sugjerime 127
4.2 Kufizimet e punimit dhe mundësi për studime të mëtejshme 132
Bibliografia
Aneks
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 7
Lista e figurave
Figura 1.1 Ekuilibri i Dëshiruar i Kursit Real të Këmbimit 30
Figura 1.2Përcaktimi i vlerës afatgjatë të kursit real të këmbimit 43
Figura 1.3 Efekti Balassa-Samuelson 45
Figura 1.4 Efekti i ndryshimit të shpenzimeve qeveritare 52
Figura 2.1. Lëvizjet e kursit nominal të këmbimit lek/euro në vitet 2002-2011 67
Figura 2.2 Rritja ekonomike e Shqipërisë gjatë periudhës 2002-2011 67
Figura 2.3 Ecuria e PPI, CPI dhe inflacionit në vitet 2002-2012 69
Figura 2.4 Remitancat gjatë periudhës 1992 – 2010 71
Figura 2.5 Krahasimi i fluksit të Remitancave, FDI dhe Ndihmës së Huaj Zyrtare 72
Figura 2.6 Investimet e Huaja Direkte në periudhën 2002-2011 73
Figura 2.7 Stoku i borxhit, të brendshëm dhe të jashtëm, në vitet 2002-2012 73
Figura 2.8 Struktura e përbërjes së borxhit të jashtëm sipas monedhave,2002-2012 74
Figura 2.9 Shërbimi i borxhit gjatë viteve 2002-2012 75
Figura 2.10 Norma e penetrimit të importeve 76
Figura 2.11 Shpenzimet qeveritare gjatë viteve 2002-2011 77
Figura 2.12 Shpenzimet qeveritare korrente dhe kapitale 78
Figura 2.13 Defiçiti buxhetor i Shqipërisë 2002-2011 79
Figura 2.14 Shmangia aktuale e RER 92
Figura 2.15 Shmangia totale e RER 93
Figura A1. Shpërndarja normale e mbetjeve për inflacionin 139
Figura A2. Shpërndarja normale e mbetjeve për kursin real të këmbimit 139
Figura A3. Grafiku i mbetjeve për variablat 140
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 8
Lista e tabelave
Tabela1.1 Faktorët bazë ekonomikë të përfshirë në studime të ndryshme empirike 39
Tabela 2.1 Kontributi i sektorëve në rritjen ekonomike në vitet 2002-2011 68
Tabela 2.2 Bilanci tregtar i Shqipërisë 2002-2012 76
Tabela 2.3 Rezultatet e testit ADF 80
Tabela 2.4 Rezultatet e testit Phillips-Perron për Unit Root 81
Tabela 2.5 Rezultatet e testit Johansen 83
Tabela 2.6 Testi Wald për koeficientët afatshkurtër 86
Tabela 2.7 Lidhja afatshkurtër 87
Tabela 2.8 Rezultatet e kontrolleve diagnostikuese 88
Tabela 2.9 Dinamika e ekuilibrit të REER dhe shmangia e tij 91
Tabela 3.1 Rezultatet e testit ADF 100
Tabela 3.2 Rezultatet e testit Johansen 101
Tabela 3.3 Rezulatet e kontrolleve diagnostikues 102
Tabela 3.4 Koeficientët afatshkurtër 103
Tabela 3.5 Rezultatet e testit ADF për lidhjen punësim-kurs real i këmbimit 108
Tabela 3.6 Rezultatet e testit Johansen 108
Tabela 3.7 Rezultatet e testit të VECM 109
Tabela 3.8 Rezultatet e testit ADF për stacionaritet 110
Tabela 3.9 Variablat që ndikojnë punësimin në periudhën afatshkurtër 111
Tabela 3.10 Rezultatet e testit ADF 114
Tabela 3.11 Rezultatet e testit Johansen 115
Tabela 3.12 Rezultatet e kontrolleve diagnostikues 116
Tabela A1. Testi ADF për RER,DEBT,GOV,MS,OPEN,REM 132
Tabela A2. Testi VECM për kursin real të këmbimit 133
Tabela A3. Testi Wald për lidhjen e kursit real të këmbimit 134
Tabela A4. Testi për autokorrelacion serial në mbetje për lidhjen e RER 135
Tabela A5. Testi për heteroskedasticitet në lidhjen e RER 136
Tabela A6. Testi ADF për CPI në Shqipëri 137
Tabela A7. Testi ADF për normën e interesit 137
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 9
Tabela A8. Testi ADF për CPI në Evropë 137
Tabela A9. Testi ADF për të ardhurën reale për frymë 138
Tabela A10. Testi Johansen i kointegrimit për CPI në Shqipëri 138
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 10
Shkurtime
ADF Augmented Dickey-Fuller
BEER Behavioral Equilibrium Real Exchange Rate
B-S Balassa-Samuelson
CPI Consumer Price Index
DEER Desired Equilibrium Exchange Rate
ECB European Central Bank
FDI Foreign Direct Investment
FEER Fundamental Equilibrium Exchange Rate
FMN Fondi Monetar Ndërkombëtar
GDP Gross Domestic Product
IMF International Monetary Fond
INSTAT Instituti i Statistikave
LOP Law of One Price
MS Money Supply
NAIRU Non-accelerating Inflation Rate of Unemployment
NATREX Natural Rate of Real Exchange Rate
NFA Net Foreign Assets
OECD Organization for Economic Co-operation and Development
OLS Ordinary Least Square
PEER Permanent Equilibrium Exchange Rate
PP Phillip-Perron
PPI Producer Price Index
PPP Purchasing Power Parity
RER Kursi real i këmbimit
TOT Terms of Trade
UNECE United National Economic Commission for Europe
VAR Vector Auto Regressive
VECM Vector Error Correction Model
UNECE United National Economic Commission for Europe
WDI World Development Indicator
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 11
Një hyrje mbi temën
Një çështje kryesore e politikës makroekonomike me të cilën janë ndeshur të gjitha
vendet, si ato të zhvilluara ashtu edhe ato në tranzicion si Shqipëria është vendosja e
çmimeve “të drejta”. Në ekonomitë e tregut vendimet rreth çfarë dhe sa duhet të
prodhohet ashtu si edhe çfarë dhe sa të konsumohet merren nga agjentët ekonomikë
individuale dhe çmimet relativë janë sinjalet dhe nxitësat që udhëheqin veprimet e
këtyre agjentëve. Për këtë arsye kursi real i këmbimit (RER) konsiderohet si një nga
konceptet më të rëndësishëm ekonomikë, studimit të të cilit i është kushtuar vëmendje
e madhe nga ekonomistët, qysh pas dështimit të sistemit Bretton Woods. Proçeset
integruese dhe krijimi i zonave të lira ekonomike kanë eleminuar barrierat tregtare
midis vendeve, duke rritur në këtë mënyrë konkurrencën e drejtëpërdrejtë të
produkteve të huaja ndaj produkteve vendase. Kursi real i këmbimit (RER) shihet si
tregues kyç i konkurrueshmërisë së një vendi, madje ai është konsideruar si treguesi
më i besueshëm i konkurrueshmërisë në konteksin shqiptar (IMF Report,2003, fq.5).
Humbja e konkurrueshmërisë për shkak të një kursi të mbivlerësuar mund të ndikojë
kërkesën agregate brenda vendit. Një RER i mbivlerësuar mund të zhvendosë
shpenzimet e konsumatorëve vendas drejt produkteve të importit dhe e kundërta, duke
ndikuar në strukturën e kërkesës agregate të vendit. Nëse RER është i mbivlerësuar,
produktet e prodhuara në vend nuk janë konkurruese dhe ekonomia do të përballet me
problemin e defiçitit të llogarisë korrente, sepse eksportet neto do të bien.
Në përputhje me politikat e duhura tregtare, kursi real i këmbimit sugjerohet si
instrument për të ndihmuar në rritjen e produktivitetit dhe rritjen ekonomike të një
vendi. Një kurs real i këmbimit i shmangur nga ekuilibri mendohet se mund të
ndikojë në performancën ekonomike të një vendi. Një kurs i nënvlerësuar mendohet
se mund të ndikojë pozitivisht në rritjen ekonomike, ndërsa kursi i mbivlerësuar
mund ta dëmtojë atë. Teorikisht, një rritje në të ardhurat për frymë mund të rezultojë
nga ndikimi nëpërmjet dy kanaleve: një rritje në akumulimin e kapitalit ose rritjen e
produktivitetit (Montiel dhe Serven,2009). Një monedhë relativisht e fortë tenton të
rrisë koston e importeve, midis të cilave edhe të të mirave kapitale, duke dëmtuar në
këtë mënyrë edhe investimet. Megjithatë, përdorimi i RER si instrument politikash
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 12
ekonomike, mund të shoqërohet edhe me kosto në terma të rritjes ekonomike: një
RER i shmangur nga ekuilibri mund të japë sinjale të gabuara dhe mund të dëmtojë
aftësinë e një vendi për të alokuar me efiçencë burimet midis sektorëve të ekonomisë,
duke ndikuar kështu në produktivitetin e këtyre sektorëve. Rodrik (2008) sugjeron se
sektori i produkteve të tregtueshme ndikohet disproporconalisht nga dështimet e
institucioneve të tregut. Ai arrin në përfundimin se alokimi jo i drejtë i burimeve
midis sektorëve ndikon rritjen ekonomike: një RER i nënvlerësuar mund të
kompensojë dështimet e tregut, të përmirësojë përfitueshmërinë e sektorit të të
tregtueshmeve dhe të përshpejtojë rritjen ekonomike. Megjithatë, Eichengreen (2008)
thekson se nënvlerësimi i vazhdueshëm është po aq i dëmshëm sa mbivlerësimi.
Shqipëria është një vend i vogël dhe përgjithësisht çmimet e produkteve i merr të
dhëna nga tregu ndërkombëtar. Në këtë mënyrë, kursi i këmbimit ndikon në mënyrë
të drejtëpërdrejtë në çmimet e produkteve të importuara, që konsumatorët vendas
blejnë. Por, lëvizjet në kursin e këmbimit, mund të ndikojnë edhe në çmimet e
produkteve të prodhuara nga ekonomia vendase. Një RER i nënvlerësuar mund të
rrisë koston e inputeve të importuara, të rrisë koston marxhinale dhe si rrjedhojë, edhe
çmimet. Ndryshimet në kursin e këmbimit në Shqipëri mund t’i paraprijnë inflacionit
(Mançellari, Mytkolli dhe Kola,1999) dhe ai është një variabël i rëndësishëm në
shpjegimin e inflacionit (Kola dhe Liko,2011) .
Një kurs real i ekuilibruar i këmbimit ndihmon në krijimin e një ambienti
makroekonomik të stabilizuar, duke ndihmuar kështu në thithjen e kapitaleve të
huaja, të cilat janë shumë të rëndësishme në zhvillimin ekonomik, sidomos për vendet
e vogla, si Shqipëria. Luhatjet e kursit të këmbimit në vendet në zhvillim mund të
ndikojnë kërkesën agregate dhe zgjerimin e investimeve (Frenkel, 2004), ndërsa një
monedhë e mbivlerësuar ndikon negativisht punësimin (Hua, 2011). Nga ana tjetër,
niveli i lartë i borxhit të jashtëm, e bën vetë borxhin të ndjeshëm ndaj lëvizjeve të
RER. Një kurs real vazhdimisht i mbivlerësuar është një tregues i hershëm i krizës së
mundshme të monedhës (Kaminsky dhe Reinhart, 1999).
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 13
Shqipëria ka si synim strategjik aderimin në Bashkimin Evropian, ku bashkimi
monetar përbën një nga tiparet themelore të tij. Ky bashkim ka si parakusht
stabilitetin e kursit të këmbimit, në një normë, e cila duhet të reflektojë vlerësimin më
të mirë të mundshëm të ekuilibrit të kursit të këmbimit, të bazuar në një rang të gjerë
të treguesve ekonomikë (ECB, 2003). Prandaj, objektivi kryesor i polikave të kursit të
këmbimit duhet të jetë korrigjimi i shmangies së kursit real të këmbimit.
Në këtë këndvështrim, një nga qëllimet e këtij punimi është identifikimi i variablave
ekonomikë që përcaktojnë sjelljen e kursit real të këmbimit në Shqipëri, si në
periudhën afatshkurtër ashtu edhe atë afatgjatë, evidentimi i shmangieve të
mundshme të kursit real të këmbimit nga vlera ekuilibër e tij si dhe analizimi i
shkaqeve dhe pasojave të shmangieve së mundshme. Nëse sugjerohet se një kurs i
nënvlerësuar mund ta nxisë ritjen ekonomike të një vendi, çështja që shtrohet për
diskutim është: Çfarë politikash mund të shkaktojnë nënvlerësimin e kursit real të
këmbimit dhe sa të mundura janë ato për t’u aplikuar në rastin e Shqipërisë? Rogoff
(1996) sugjeron se shmangiet e RER nga ekuilibri janë të vazhdueshme dhe
shpeshherë ato duhen parë të lidhura me evoluimin e variablave thelbësorë
ekonomikë që përcaktojnë nivelin e RER.
Qëllimi tjetër i këtij punimi është analiza e ndikimit të mundshëm të kursit real të
këmbimit mbi variabla të rëndësishëm makroekonomikë, si rritja ekonomike,
inflacioni dhe niveli i punësimit në Shqipëri.
Për këtë arsye, dy janë hipotezat kryesore, që do të testohen në këtë punim:
1-Kursi real i këmbimit në Shqipëri është në ekuilibër.
2-Kursi real i këmbimit është variabël i rëndësishëm në përcaktimin e nivelit të rritjes
ekonomike, inflacionit dhe punësimit në Shqipëri.
Pyetje të mundshme kërkimore:
1-Cilat janë variablat që përcaktojnë kursin real të këmbimit në Shqipëri në periudhën
afatshkurtër dhe atë afatgjatë?
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 14
2-Sa është ndikimi i variablave bazë ekonomikë në shmangien e kursit real të
këmbimit nga niveli ekuilibër?
3-Sa është ndikimi i kursit real të këmbimit në performancën ekonomike në Shqipëri?
4-A mund të përdoret kursi real i këmbimit në Shqipëri si instrument i politikës?
Ky studim përfshin periudhën kohore 2002-2012 dhe të dhënat për variablat janë me
frekuencë 3-mujore. Meqënëse vendet e Bashkimit Evropian përbëjnë partnerin
kryesor tregtar të Shqipërisë, atëherë kursi real i këmbimit është ndërtuar si indeks
kundrejt monedhës euro.
Në Shqipëri janë realizuar relativisht shumë pak studime mbi kursin real të këmbimit
dhe ato lidhen kryesisht me analizimin e ekuilibrit të kursit real të këmbimit. Ky
studim jep një kontribut modest, duke plotësuar dhe zgjeruar studimet ekzistuese në
disa drejtime. Së pari, në këtë studim bëhet një analizë e plotë për identifikimin e
variablave që ndikojnë kursin real të këmbimit, si në periudhën afatshkurtër ashtu
edhe atë afatgjatë. Së dyti, studimi mund të shërbejë si model krahasues për të
analizuar dinamikën e ekuilibrit të kursit real të këmbimit edhe në të ardhmen. Së
treti, ky studim ofron modele të veçantë për analizimin e ndikimit të kursit real të
këmbimit mbi ekonominë shqiptare.
Studimi është i strukturuar në 4 kapituj. Kapitulli i parë jep një paraqitje të
hollësishme të metodave më të përdorura në studimet empirike në analizimin e
ekuilibrit të kursit real të këmbimit si dhe faktorët përcaktues të ekuilibrit të kursit
real të këmbimit. Ekonomistët kanë formuluar shumë metoda për gjetjen e ekuilibrit
të RER, por më të përdorurat në studimet empirike janë: Pariteti i Fuqisë Blerëse
(PPP), Metoda Themelore e Ekuilibrit të Kursit Real të Këmbimit (FEER), Metoda e
Normës Natyrore të Kursit Real të Këmbimit (NATREX), Metoda e Ekuilibrit Sjellor
të Kursit Real të Këmbimit (BEER), etj.
Ekuilibri i RER është i lidhur me metodën që përdoret për matjen e tij, prandaj
analiza e këtyre metodave është e rëndësishme, sepse mundëson të identifikohet
metoda që është më e përshtashme për t’u aplikuar në Shqipëri. Midis tyre, në këtë
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 15
studim është përdorur metoda e Ekuilibrit Sjellor (BEER), e cila nuk kërkon
përmbushje të kushteve specifike dhe është një metodë e përshtatshme për vende me
cilësi të ulët të të dhënave, si Shqipëria.
RER dhe ekuilibri i tij janë variabla që nuk maten në mënyrë të drejtëpërdrejtë,
prandaj për të shpjeguar lëvizjet e tyre duhet të analizohen faktorët që i shkaktojnë
këto lëvizje. Pranohet se lëvizjet e RER shkaktohen nga variabla thelbësorë
ekonomikë, të brendshëm dhe të jashtëm. Ndryshimet në disa prej këtyre variablave
çojnë në mbivlerësim ose nënvlerësim të RER; disa prej tyre ndikojnë RER në
periudhën afatgjatë, ndërsa disa të tjerë në periudhën afatshkurtër. Në këtë studim si
variabla thelbësorë ekonomikë që përcaktojnë vlerën e kursit real të këmbimit
përfshihen: produktiviteti relativ midis sektorëve të produkteve të tregtueshme dhe
produkteve jo të tregtueshme midis Shqipërisë dhe Eurozonës, termat e tregtisë,
shërbimi i borxhit, hapja tregtare, shpenzimet qeveritare, oferta monetare dhe
remitancat.
Në kapitullin e dytë paraqitet një pamje e ecurisë së kursit real të këmbimit, përballë
variablave kryesorë ekonomikë të Shqipërisë gjatë periudhës 2002-2012,
metodologjia e studimit dhe analiza empirike e modelit. Meqënëse për të testuar
hipotezat bëhet analiza e serive kohore të variablave ekonomikë, atëherë
metodologjia e kërkimit është në përputhje me ekonometrinë e serive kohore.
Variablat testohen për stacionaritet me testin Augmented Dickey-Fuller (ADF) si dhe
me testin Phillip-Perron (PP). Pas testimit për stacionaritet, variablat testohen për
mundësinë e kointegrimit, pra të një lidhjeje afatgjatë midis tyre me procedurën
Johansen. Nëpërmjet Modelit të Korrigjimit të Gabimit (VECM) evidentohen
koeficientët afatshkurtër dhe ata afatgjatë, që ndikojnë mbi variablat e varur të
modeleve që ndërtohen për testimin e hipotezave. Seritë kohore janë ndërtuar me të
dhëna nga Instituti i Statistikave të Shqipërisë (INSTAT), Banka e Shqipërisë, baza e
të dhënve të Bankës Botërore (WDI) dhe të Kombeve të Bashkuara (UNECE).
Kapitulli i tretë i kushtohet ndikimit të RER mbi variablat ekonomikë: rritja
ekonomike, punësimi dhe inflacioni. Analiza e këtij ndikimi shërben për t’i kthyer
përgjigje pyetjes, nëse RER mund të përdoret si instrument i politikës. Modele të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 16
veçanta empirike janë ndërtuar për të verifikuar ndikimin mbi secilin variabël
makroekonomik. Psh, për vlerësimin e ndikimit të RER mbi rrritjen ekonomike, si
variabla të tjerë shpjegues në model përfshihen: Investimet(INV, si përqindje e GDP),
shpenzimet qeveritare (GOV, si përqindje e GDP) si dhe hapja tregtare (OPEN),
ndërsa si matës i rritjes ekonomike përdoret niveli i të ardhurave reale për frymë.
Inflacioni konsiderohet si produkt i ndikimit të normës nominale të interesit, indeksit
të çmimeve të Eurozonës si dhe i të ardhurave reale për frymë. Përsa i përket ndikimit
të RER mbi nivelin e punësimit, ndërtohen dy modele empirikë. Në modelin e parë si
variabla të tjerë shpjegues përfshihen: % e eksportit të industrisë në totalin e
eksporteve, produkti si dhe forca e punës. Në modelin e dytë përfshihen paga reale
dhe interesi real. Rezultatet e analizës tregojnë se RER ka ndikim relativisht të
parëndësishëm mbi këta variabla, duke sugjeruar se RER nuk mund të jetë
instrument efektiv i politikës.
Nw kapitullin e katërt diskutohen përfundimet kryesore të punimit. Po kështu,
paraqiten edhe kufizimet e këtij punimi, si dhe jepen ide për studime të mëtejshme.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 17
1 EKUILIBRI I KURSIT REAL TË KËMBIMIT DHE FAKTORËT
PËRCAKTUES TË TIJ – SHQYRTIMI I LITERATURËS
Hyrje
Kursi i këmbimit lidh ekonominë e një vendi me ekonominë e botës. Ai reflekton të
gjitha transaksionet midis agjentëve ekonomikë, brenda dhe jashtë vendit. Importet,
eksportet dhe investimet në asete financiare të vendit dhe të huaja, jo vetëm që
ndikojnë kursin e këmbimit, por gjithashtu ndikohen nga vlerat aktuale dhe ato të
pritura të tij. Për arsye të ndjeshmërisë që paraqet aktiviteti ekonomik ndaj kursit të
këmbimit, një politikë e suksesshme makroekonomike nuk mund të aplikohet pa
marrë parasysh edhe kurset e këmbimit.
Ekonomistët i kanë kushtuar vazhdimisht rëndësi studimit të sjelljes aktuale së kursit
të këmbimit dhe parashikimit të sjelljes së ardhshme. Agjentët ekonomikë bëhen
pjesë e tregut valutor për arsye të transaksioneve me jashtë, por edhe për arsye
spekulative dhe në këtë rast sjellja e kursit të këmbimit është e vështirë të
parashikohet. Prandaj, shpesh vlera e kursit të këmbimit është larg nga vlera
ekuilibër. Shmangia nga ekuilibri nënkupton pasoja për ekonominë. Për shembull,
nëse monedha vendase është e mbivlerësuar, atëherë kjo ul konkurrueshmërinë e
produkteve vendase dhe bilanci tregtar mund të përkeqësohet, sepse eksportet pritet të
bien. Por, rënia e mundshme e eksporteve nënkupton reduktim të aktivitetit ekonomik
brenda vendit dhe rritje të nivelit të papunësisë. Nga ana tjetër, nëse monedha është e
nënvlerësuar, atëherë ekonomia mund të përballet me presione inflacioniste. Prandaj
ekonomistët i kushtojnë rëndësi studimit të ekuilibrit të kursit real të këmbimit dhe
identifikimit të variablave ekonomikë, që mund t’a drejtojnë një kurs të shmangur
drejt ekuilibrit të tij.
Një nga teoritë më të hershme të formuluara për analizën e ekuilibrit të kursit real të
këmbimit është teoria e Paritetit të Fuqisë Blerëse (Purchasing Power Parity, PPP).
Teoria e Paritetit të Fuqisë Blerëse bazohet mbi Ligjin e Një Çmimi (Law of One
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 18
Price, LOP) dhe sugjeron se në kushtet e lëvizjes së lirë të mallrave dhe të kapitalit,
kur ekonomia operon në punësim të plotë brenda dhe jashtë vendit dhe çmimet
përcaktohen krejtësisht nga kushtet e tregut, atëherë të mirat identike duhet të
kushtojnë njësoj në vende të ndryshme. PPP sugjeron se kursi real i këmbimit është
konstant. Por, studimet empirike e hedhin poshtë këtë supozim duke theksuar se vetë
teoria e PPP nuk mund të shpjegojë luhatjet e ekuilibrit të kursit të këmbimit. Ky
“dështim” ka çuar në përpjekje nga ekonomistë të ndryshëm për të formuluar modele
të vlefshëm për të shpjeguar luhatjet e ekuilibrit të kursit real të këmbimit. Me këtë
qëllim, Williamson (1985) propozon një model të përshtatshëm për periudhën
afatmesme, të quajtur Metoda Themelore e Ekuilibrit të Kursit Real të Këmbimit
(Fundamental Equilibrium Exchange Rate, FEER). Metoda Themelore FEER e
përcakton vlerën ekuilibër si kursin real të këmbimit, i cili siguron njëkohësisht
ekuilibër të brendshëm dhe të jashtëm për një numër të dhënë vendesh në të njëjtën
kohë, ku ekuilibri i brendshëm nënkupton normën e papunësisë në një nivel, poshtë të
cilit inflacioni mund të përshpejtohet (NAIRU), ndërsa ekuilibri i jashtëm nënkupton
gjendje të qëndrueshme të llogarisë korrente. Një variant i metodës FEER është
metoda e Ekuilibrit të Dëshiruar të Kursit Real të Këmbimit (Desired Equilibrium
Exchange Rate,DEER) e prezantuar nga Bayoumi et al (1994).
Metoda e Ekuilibrit Natyror të Kursit Real të Këmbimit (Natural Rate of Real
Exchange Rate, NATREX) është një variant i metodës FEER, ku ekuilibri i RER
përcaktohet si vlera që do të arrihet nëse do të eliminohet ndikimi i faktorëve ciklikë
dhe spekulativë dhe papunësia do të jetë në normën natyrore të saj (Stein, 1994,
fq.135). Kjo normë është në përputhje me ekuilibrin e njëkohshëm të brendshëm dhe
të jashtëm dhe në këtë këndvështrim ka ngjashmëri me metodën FEER, por në dallim
nga ajo, metoda NATREX është metodë edhe për ekuilibrin afatgjatë, sepse është në
përputhje edhe me ekuilibrin në portofolin e investimeve.
Një metodë alternative është edhe Metoda e Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të
Këmbimit (Behavioural Equilibrium Exchange Rate, BEER), e prezantuar nga Clark
dhe MacDonald (1998). Metoda sugjeron vlerësim të drejtëpërdrejtë ekonometrik të
sjelljes së kursit real të këmbimit. Metoda BEER e përcakton vlerën ekuilibër si vlera
në përputhje me sjelljen afatgjatë të variablave bazë ekonomikë, të cilët ndikojnë
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 19
kursin real të këmbimit. Metoda BEER analizon ekuilibrin afatshkurtër të kursit real
të këmbimit. Një tjetër variant i saj, metoda e Ekuilibrit Permanent të Kursit të
Këmbimit (Permanent Equilibrium Exchange Rate, PEER) identifikon vlerën
ekuilibër të RER, si funksion të variablave që kanë ndikim permanent mbi kursin real
të këmbimit dhe në këtë këndvështrim, ky variant analizon ekuilibrin afatmesëm të
kursit real të këmbimit.
Qëllimi i këtij kapitulli është të japë një paraqitje të detajuar të metodave për analizën
e ekuilibrit të kursit real të këmbimit dhe të paraqesë disa prej studimeve empirike në
lidhje me secilën prej tyre. Por, meqënëse kursi real i këmbimit dhe vlera ekuilibër e
tij janë variabla që nuk maten në mënyrë të drejtëpërdrejtë, fillimisht paraqiten
formulime të ndryshme për kursin real të këmbimit dhe përshkrime të shkurtra për
ekuilibrin e tij sipas periudhave kohore. Pjesa tjetër e kapitullit paraqet variablat
thelbësorë ekonomikë, të cilët mund të përcaktojnë vlerën ekuilibër të kursit real të
këmbimit si dhe ndikimin e pritshëm të secilit prej tyre.
1.1 Përcaktimi i kursit real të këmbimit
Kursi real i këmbimit mund të përcaktohet në dy mënyra të ndryshme.
Përcaktimi i parë e sheh kursin real të këmbimit si raport të çmimit të produkteve të
tregtueshme ndaj çmimit të produkteve jo të tregtueshme:
RER =
(1)
ku përfaqëson çmimin e produkteve të tregtueshme dhe përfaqëson çmimin e
produkteve jo të tregtueshme.
Produktet e tregtueshme janë produkte, të cilat prodhohen brenda vendit dhe
konsumohen brenda dhe jashtë vendit. Për vendet e vogla, si Shqipëria, me pak peshë
në tregun ndërkombëtar, përgjithësisht çmimi i këtyre produkteve merret si i dhënë.
Produktet jo të tregtueshme janë produkte, të cilat prodhohen brenda vendit dhe
konsumohen brenda vendit, pra nuk i kalojnë kufijtë ndërkombëtarë. Ky është një
përcaktim mikroekonomik i kursit real të këmbimit, pasi jep sinjale për alokimin e
burimeve në ekonomi midis të dy sektorëve.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 20
Përcaktimi makroekonomik e paraqet RER si produkt të kursit nominal të këmbimit
me raportin e çmimeve të huaja ndaj çmimeve të vendit, i quajtur ndryshe edhe kursi i
jashtëm real i këmbimit:
RER = E
(2)
ku E përfaqëson kursin nominal të këmbimit, të shprehur si njësi të monedhës
vendase për njësi të monedhës së huaj, ndërsa dhe P përfaqësojnë respektivisht
nivelin e çmimeve të huaja dhe ato të vendit. Kështu, një rritje në E dhe në RER
nënkupton respektivisht nënvlerësim të kursit nominal dhe real të këmbimit. Ky
përcaktim tregon kursin real bilateral të këmbimit, ndërsa në rastin e kursit real
efektiv ekuacioni paraqitet në formën:
REER =
(3)
ku tregon nivelin e çmimeve të vendit të huaj i, eshtë pesha e volumit tregtar te
vendit të i-të në totalin e volumit tregtar të një vendi, ndërsa EX dhe IM tregojnë
respektivisht volumin e eksportit dhe importit dhe ku:
=
(4)
Indeksi i çmimeve mund të ndahet në çmime të produkteve të tregtueshme dhe çmime
të produkteve jo të tregtueshme:
P=
(5)
Të transformuar në formë logaritmike, çmimet e brendshme dhe të jashtme mund të
shprehen:
P= α ∙ + (1-α) ∙ (6)
P* = ∙ + (1- ) ∙ (7)
ku: dhe tregojnë respektivisht çmimet e produkteve të tregtueshme brenda
dhe jashtë vendit, dhe tregojnë respektivisht çmimet e produkteve jo të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 21
tregtueshme brenda dhe jashtë vendit, α dhe (1-α) tregojnë peshën e sektorit të
produkteve të tregtueshme dhe jo të tregtueshme në ekonominë vendase, ndërsa
dhe (1- ) tregojnë peshën e sektorit të produkteve të tregtueshme dhe jo të
tregtueshme në ekonominë e huaj.
Me këtë shpërbërje të çmimeve, kursi real i këmbimit mund të shprehet:
RER = (e + - ) - [(1-α)( - ) – (1- )( )] (8)
Ky formulim i kursit real të këmbimit ka implikime të rëndësishme për analizën e
vlerës ekuilibër të tij.
-Ekuacioni sugjeron se luhatjet e kursit real të këmbimit shkaktohen nga dy burime të
mundshme:
a-kursi real i këmbimit i produkteve të tregtueshme (e + - )
b-raporti i çmimeve relativë të vendit me çmimet e huaja të produkteve jo të
tregtueshme me produktet e tregtueshme (1-α)( - ) – (1- )( )
-Ky përcaktim mund të shërbejë për të ndërtuar RER në mënyrë të tillë që të kapë
efektet e faktorëve të ndryshëm: nëse duam të studiojmë ndikimin e të dy sektorëve të
ekonomisë në luhatjen e RER, atëherë si indeks për çmimin mund të përdorim
Indeksin e Çmimeve të Konsumatorit (CPI). Por, nëse duam të studiojmë vetëm
ndikimin e sektorit të produkteve të tregtueshme, atëherë mund të përdorim Indeksin
e Çmimeve të Prodhuesit (PPI).
-Ekonomitë e vendeve të ndryshme kanë strukturë të ndryshme dhe pesha e secilit
sektor në ekonominë vendase mund të jetë e ndryshme nga ajo në ekonomitë e huaja.
Kjo strukturë mund të ketë ndikim në luhatjet e kursit real të këmbimit.
-Mënyra e përcaktimit të çmimeve, si në ekonominë vendase ashtu edhe në
ekonomitë e huaja ka rol të rëndësishëm në përcaktimin e vlerës së RER.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 22
1.2 Përcaktimi i Ekuilibrit të Kursit Real të Këmbimit
Ekuilibri i kursit real të këmbimit nuk mund të përcaktohet i veçuar nga metoda që
përdoret për matjen e tij. Pra, nuk ka një mënyrë të vetme për përkufizimin e tij.
Megjithatë, sipas Edwards (1989), ekuilibri i RER përcaktohet si vlera që rezulton kur
ekonomia është në ekuilibër të brendshëm dhe të jashtëm njëkohësisht dhe variablat
thelbësorë ekonomikë që përcaktojnë RER janë në gjendje të qëndrueshme, pra janë
edhe ato vetë në ekuilibër. Sipas këtij përkufizimi, vlera ekuilibër e RER nuk është e
pandryshueshme, por tregon një gjendje dinamike të ekuilibrit. Vlera ekuilibër e
RER nuk ndikohet vetëm nga gjendja aktuale e variablave thelbësorë, por edhe nga
zhvillimet e pritshme në të ardhmen të këtyre variablave. Nga ana tjetër, Driver dhe
Westaway (2003) sugjerojnë se ekuilibri i kursit real të këmbimit duhet parë i lidhur
ngushtë gjithashtu edhe me kohën gjatë së cilës analizohet gjendja e tij. Në këtë
këndvështrim, ata dallojnë tre gjendje të ndryshme të ekuilibrit, në varësi të
kohëzgjatjes.
1.2.1 Ekuilibri afatshkurtër
Ekuilibri afatshkurtër nënkupton normën e kursit të këmbimit, i cili i përket gjendjes
së faktorëve thelbësorë që përcaktojnë RER, pasi është eleminuar efekti i faktorëve të
rastit. Nëse ekonomia në tërësi është në disekuilibër, në periudhën afatshkurtër kursi i
këmbimit do të duhet të përshtatet për të ndihmuar tregjet. Ky nivel quhet ekuilibri
korrent i kursit të këmbimit. (Williamson,1985).
1.2.2 Ekuilibri afatmesëm
Ekuilibri afatmesëm i RER është gjendja, në të cilën ekonomia është në ekuilibër të
brendshëm dhe të jashtëm njëkohësisht. Ekuilibri i brendshëm arrihet kur kërkesa
barazohet me produktin potencial dhe papunësia është në NAIRU. Ekuilibri i jashtëm
nënkupton që të gjitha vendet partnere të jenë edhe ato në ekuilibrin e tyre të
brendshëm. Ekuilibri i jashtëm nënkupton gjithashtu edhe një gjendje të qëndrueshme
të llogarisë korrente. Kjo nuk do të thotë që teprica e llogarisë korrente të jetë e
barabartë me zero, por që të jetë në një gjendje të qëndrueshme, duke konverguar
drejt një ekuilibri gjendje-flukse. Në këtë rast edhe normat e interesit do të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 23
konvergojnë drejt atyre botërore. Meqënëse ekonomitë e të gjitha vendeve janë në
ekuilibër të brendshëm, atëherë edhe variablat thelbësorë që përcaktojnë RER janë në
gjendjen e tyre afatmesme, pa ndikimin e faktorëve ciklikë dhe spekulativë. Kjo
nënkupton që ato ende nuk kanë konverguar drejt nivelit të tyre afatgjatë.
1.2.3 Ekuilibri afatgjatë
Driver dhe Westavay (2003) e përcaktojnë ekuilibrin afatgjatë si gjendjen e
ekonomisë në të cilën është arritur ekuilibri i gjendje-flukse për të gjithë agjentët e
ekonomisë, pra edhe në tregun e aseteve, që nënkupton se ndryshimet në stokun e
aseteve (si % e GDP) janë zero. Ekonomisë mund t’i duhen dhjetra vjet për ta arritur
këtë gjendje.
1.3 Metoda për përcaktimin e Ekuilibrit të Kursit Real të Këmbimit
Ka shumë metoda për gjetjen e vlerës ekuilibër të RER. Më të përdorurat në studimet
empirike janë: Pariteti i Fuqisë Blerëse (PPP), Metoda Themelore e Kursit Real të
Këmbimit (FEER), Metoda e Normës Natyrore të Kursit Real të Këmbimit
(NATREX), Metoda e Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të Këmbimit(BEER), etj. Në
vijim analizohet më hollësisht secila prej tyre.
1.3.1. Pariteti i Fuqisë Blerëse PPP
Midis modeleve të shumta për ekuilibrin e kurseve të këmbimit, më i hershmi, Pariteti
i Fuqisë Blerëse (PPP) u formulua nga Cassel (1918) mbi bazën e Ligjit të Një
Çmimi.Ky ligj thotë që në kushtet e lëvizjes së lirë të mallrave dhe të kapitalit, kur
ekonomia operon në punësim të plotë brenda dhe jashtë vendit dhe çmimet
përcaktohen krejtësisht nga kushtet e tregut, atëherë të mirat identike duhet të
kushtojnë njësoj në vende të ndryshme.
Kështu, P= E ∙ P* dhe kursi nominal i këmbimit është raporti i nivelit të çmimeve të
brendshme me ato të huaja:
=
(9)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 24
Sipas këtij përcaktimi, Pariteti i Fuqisë Blerëse përcakton kursin afatgjatë nominal të
këmbimit. Në periudhën afatshkurtër kursi nominal i këmbimit mund të devijojë nga
ai i sugjeruar nga PPP. Masa e shmangies konsiderohet si forcim apo dobësim i
monedhës vendase.
Me këtë përcaktim të kursit nominal, kursi real i këmbimit bëhet:
RER = E
=
(10)
Nëse kursi aktual nominal i këmbimit është më i madh se ai i dhënë nga PPP(E >
), dmth kursi real i këmbimit është më i madh se 1, kursi nominal dhe real i
këmbimit është i nënvlerësuar, ndërsa nëse ky raport është më i vogël se 1 (E < )
atëherë kursi real i këmbimit është i mbivlerësuar. Nëse E = atëherë kursi real i
këmbimit është 1 dhe mund të shihet si i vlerësuar drejt në terma të Paritetit të Fuqisë
Blerëse.
Në versionin relativ, PPP sugjeron se kurset e këmbimit duhet të ndryshojnë në të
njëjtin përpjestim me raportin e cmimeve, pra çdo luhatje në kursin nominal të
këmbimit duhet të kompensohet me një ndryshim në raportin e çmimeve relative
duke mbajtur kursin real të këmbimit konstant. Versioni relativ mundëson të
analizohet PPP edhe nëse vendet kanë diferenca të rëndësishme në normën e
inflacionit midis tyre.
Pariteti i Fuqisë Blerëse, si metodë për përcaktimin e ekuilibrit të kursit real të
këmbimit, është kritikuar shumë nga ekonomistët për qëndrueshmërinë e supozimeve
në themel të metodës.
-PPP bazohet në Ligjin e një Çmimi, i cili në realitet mund të mos verifikohet për disa
arsye. Ligji kërkon kushte të konkurrencës së plotë për produktet, që nënkupton
mungesën e kostove të transaksioneve, tregti pa barriera, pa tarifa dhe kuota, pa
kontrollin e kapitalit dhe pa politika për të administruar çmimet. Edhe me evoluimin
e proceseve integruese, përsëri plotësimi i këtyre kushteve mund të jetë i pamundur.
Për këtë arsye Ligji i Një Çmimi në realitet mund të mos qëndrojë.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 25
-Megjithatë, edhe në kushtet e plotësimit të supozimeve të Ligjit të Një Çmimi, PPP
mund të mos verifikohet. Për shembull, një ndryshim në strukturën e ekonomisë që
çon në ndryshim të peshave α dhe mund të çojë në dështim të PPP. Konsumatorët
e vendeve të ndryshme mund të kenë shporta të ndryshme konsumi, sepse këto
shporta reflektojnë preferenca në kushte të caktuara ekonomike dhe sociale. Po
kështu, edhe prodhuesit në përpjekje për të maksimizuar përfitimet e tyre mund të
ndryshojnë produktet që prodhojnë. Në këtë mënyrë, nuk përmbushet kushti i
shportave identike. Froot et al (1995) argumentojnë se PPP absolute nuk mund të
ndodhë edhe sikur Ligji i Një Çmimi (LOP) të verifikohet, pikërisht për shkak të
ndryshimit të shportave të konsumatorëve të vendeve të ndryshme. Po kështu, Rogoff
(1996) tregon se meqë mungojnë të dhënat për një shportë të standardizuar
ndërkombëtare të produkteve, ka vështirësi në matjen e PPP absolute.
-PPP nuk mban parasysh prezencën e produkteve jo të tregtueshme brenda shportës.
PPP mat vetëm kursin real të këmbimit për produktet e tregtueshme (e + - ),
duke mos arritur të kapë ndikimin e sektorit të produkteve jo të tregtueshme, që çon
në devijim të vlerës ekuilibër nga vlera aktuale e RER. Egert et al (2005) tregojnë se
në ekonomitë në tranzicion dhe ato në zhvillim, pesha e këtij sektori është shumë e
rëndësishme në përcaktimin e nivelit të RER, sepse shkakton një devijim sistematik
nga vlera ekuilibër. Kjo ndodh sidomos kur krahasohen vende me stad të ndryshëm të
zhvillimit. Arsyeja është se çmimet e produkteve jo të tregtueshme në vendet në
zhvillim janë shumë më të ulta se në vendet e zhvilluara (Egert et al,2005). Ky
devijim sistematik është quajtur efekti Balassa-Samuelson (B-S). Efekti B-S sugjeron
se diferencat në produktivitetin relativ të sektorit të produkteve të tregtueshme ndaj
atyre jo të tregtueshme të ekonomisë vendase dhe atyre të huaja mund të rezultojnë
me dështim të PPP. Një produktivitet më i ulët i vendit në krahasim me vendet e tjera
shpesh nënkupton se monedha është e nënvlerësuar. Për më tepër, meqë produktiviteti
në sektorin e të tregtueshmeve në një ekonomi në zhvillim tenton të arrijë
produktivitetin e vendeve të zhvilluara (catch up process), kjo do të shoqërohet me
mbivlerësim të kursit real të këmbimit. Rritja në produktivitetin e sektorit të të
tregtueshmeve do të çojë në rritje të nivelit të pagave në të dy sektorët, në kushtet e
supozimit të mobilitetit të fuqisë punëtore dhe do të rrisë nivelin e të ardhurave në
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 26
ekonomi. Çmimet e produkteve jo të tregtueshme do të tentojnë të rriten dhe niveli
mbizotërues i RER do të mbivlerësohet.
1.3.1.1. Rishikimi i literaturës empirike
Për të testuar vlefshmërinë e teorisë së PPP janë bërë shumë studime empirike,
sidomos mbas dështimit të sistemit Bretton Woods në vitet ‘70 dhe kalimit drejt
kurseve fleksibël të këmbimit. Përgjithësisht pranohet se teoria e PPP nuk qëndron
për periudhën afatshkurtër, por studiuesit kanë sugjeruar se ajo mund të verifikohet në
periudhën afatgjatë. Në një nga studimet më të hershme, Isard (1977) teston PPP në
SHBA, Kanada, Japoni dhe Gjermani dhe arrin në konkluzionin se devijimet nga PPP
janë të mëdha dhe të vazhdueshme dhe reflektojnë lëvizjet e kursit nominal të
këmbimit.
Corbae dhe Ouliaris (1988) nëpërmjet teknikave të kointegrimit testojnë versionin
absolut të PPP për dollarin amerikan kundrejt disa monedhave të vendeve të
zhvilluara. Ata përdorin të dhëna mujore për kurset e këmbimit dhe nivelet e
çmimeve për periudhën 1973-1986. Rezultatet tregojnë se hipoteza për jo kointegrim
nuk mund të hidhet poshtë, duke sugjeruar se PPP absolute nuk verifikohet në
periudhën afatgjatë.
Salehizadeh dhe Taylor (1999) në një studim në 27 vende testojnë PPP kundrejt
dollarit për periudhën 1975-1997 me të dhëna mujore. Kushti për të paktën një vektor
të kointegrimit plotësohet për të gjitha vendet e përfshira në studim, duke pranuar
vetëm një nivel të dobët të PPP. Studime të tjera për vlefshmërinë e PPP në vendet e
zhvilluara janë bërë edhe nga Froot dhe Rogoff (1995), Frankel dhe Rose (1996),
Lothian dhe Taylor (2000), etj. Përgjithësisht në këto studime arrihet në konkluzionin
se PPP ndodh në periudhën afatgjatë. Nga ana tjetër, studimet në vendet në zhvillim
tregojnë rezultate kontradiktore.
Thacker (1995) nëpërmjet metodës së kointegrimit tregon se PPP hidhet poshtë për
Hungarinë dhe Poloninë, ndërsa Solakoglu (2006) tregon se PPP funksionon për
ekonomitë në tranzicion. Koukouritakis (2009) fokusohet në një grup vendesh të
Evropës për periudhën 1995-2006 me të dhëna mujore. Ai tregon se ekziston një
marrëdhënie e ekuilibrit afatgjatë midis kursit nominal të këmbimit dhe çmimeve të
brendshme dhe atyre të huaja për të gjitha vendet. Rezultatet tregojnë se PPP në
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 27
periudhën afatgjatë verifikohet për Bullgarinë, Qipron, Rumaninë dhe Slloveninë,
ndërsa për vendet e tjera PPP nuk verifikohet.
Drine dhe Rault (2003) analizojnë nje panel prej 73 vendesh të zhvilluara dhe në
zhvillim për periudhën 1964-1998. Vendet klasifikohen në panele të ndryshme duke
u bazuar në nivelin e zhvillimit dhe zonës gjeografike, në rregjimin e kurseve të
këmbimit dhe në nivelin e inflacionit. Rezultatet tregojnë se PPP pranohet për vendet
e zhvilluara, por jo për vendet në zhvillim. Për më tepër, ata tregojnë se PPP pranohet
më lehtësisht në vendet me inflacion të lartë, ndërkohë që rregjimi i kurseve të
këmbimit nuk është i rëndësishëm në verifikimin e PPP.
Ivanov dhe Moechtar (2012) testojnë paritetin e fuqisë blerëse për kursin e këmbimit
midis dollarit amerikan dhe disa monedhave të huaja për periudhën 1976 deri në
2012. Duke përdorur teknikat e kointegrimit, ata gjejnë mbështetje për formë të dobët
të PPP, por hedhin poshtë hipotezën për paritet të fortë të fuqisë blerëse për të gjithë
vendet e përfshirë në studim. Zurbruegg dhe Allsopp (2004) duke testuar PPP në
Azinë Perëndimore gjejnë se PPP ekziston në nivele të ndryshme të rëndësisë në
analizën e lidhjes midis çmimeve të konsumatorit dhe kurseve të këmbimit. Alba dhe
Papell (2007) në një studim të 84 vendeve të zhvilluara dhe në zhvillim gjejnë se PPP
ekziston në vendet evropiane dhe ato të Amerikës së Jugut, por nuk ekziston për
vendet afrikane dhe ato aziatike. Shively (2001) sugjeron se PPP është teori e
vlefshme për vendet me inflacion të ulët dhe barriera të ulta tregtare. Yazgan (2003)
provon ekzistencën e PPP në Turqi, në një periudhë me inflacion të lartë. Robertson
et al (2009) gjejnë evidencë të fortë në mbështetje të PPP midis SHBA dhe Meksikës
për shkak të marrëdhënieve të favorshme tregtare midis të dy vendeve dhe
fleksibilitetit të kurseve të këmbimit.
Liko dhe Kola,(2011) studiojnë ekzistencën e Paritetit të Fuqisë Blerëse midis
Shqipërisë dhe Zonës Euro. Në studimin e tyre ata nuk gjejnë mbështetje për paritet të
fortë të fuqisë blerëse midis Shqipërisë dhe Zonës Euro.
1.3.2 Metoda Themelore e Ekuilibrit të Kursit Real të Këmbimit FEER
Dështimi i sistemit Bretton-Woods solli në fokus rëndësinë e stabilitetit të kurseve të
këmbimit. Stabiliteti i tyre nënkupton që kurset e këmbimit duhet të jenë në
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 28
ekuilibër. Në këtë këndvështrim, Williamson (1985,1994) propozon një metodë të re
të përcaktimit të kurseve të këmbimit, e cila u quajt Metoda Themelore e Ekuilibrit të
Kurseve të Këmbimit (Fundamental Equilibrium Exchange Rate,FEER). Metoda
quhet “Themelore” sepse ajo e përcakton kursin e këmbimit si normën në përputhje
me ekuilibrin makroekonomik. Për këtë arsye, kjo metodë njihet edhe si “metoda e
ekuilibrit makroekonomik”.
Metoda supozon se kursi real i këmbimit është në ekuilibër nëse ai kënaq kushtin e
ekuilibrit të brendshëm dhe të jashtëm për një numër të dhënë vendesh në të njëjtën
kohë. Pra, sipas FEER, ekuilibri i kursit real të këmbimit është norma në përputhje
me performancën makroekonomike ideale. Ekuilibri i brendshëm nënkupton gjendjen
e ekonomisë në nivelin e produktit në punësimin e plotë dhe me një normë të ulët të
inflacionit, pra nivel punësimi në përputhje me NAIRU. Ekuilibri i jashtëm, sipas
FEER, ndryshon nga koncepti tradicional i balancimit të jashtëm, i cili nënkupton që
teprica e llogarisë korrente balancohet nga teprica e llogarisë kapitale, duke lënë
rezervat të pandryshuara. Williamson e përkufizon kushtin e ekuilibrit të jashtëm në
terma të ekuilibrit të llogarisë korrente dhe thekson se llogaria korrente duhet të jetë e
qëndrueshme (Williamson, 1994, fq.180). Pra, Williamson vendos një synim (target)
për llogarinë korrente dhe jo domosdoshmërisht një ekuilibër të përgjithshëm të
Bilancit të Pagesave. Në përcaktimin e gjendjes së synuar të llogarisë korrente, vendet
mund të zgjedhin të kenë flukse hyrëse apo dalëse të kapitalit.
Në dallim nga metoda e PPP, kjo metodë pranon faktin që kursi real ekuilibër i
këmbimit mund të ndryshojë gjatë kohës. Dy faktorë përcaktojnë trajektoren e FEER:
1-Identifikimi i gjendjes së ekuilibrit të brendshëm: përcaktimi i rritjes së produktit
potencial të shoqëruar me nivel të ulët të inflacionit, si brenda vendit ashtu edhe për
ekonomitë e tjera.
2-Përcaktimi i gjendjes së qëndrueshme të llogarisë korrente. Arritja e këtij objektivi
nënkupton që monedha vendase duhet të forcohet dhe dobësohet në përputhje me
rrethanat.
Duke pasur parasysh vështirësitë që lidhen me dy faktorët e mësipërm, zakonisht
supozohet se ekuilibri i brendshëm do të arrihet kur të plotësohet kushti i ekuilibrit të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 29
jashtëm. Kështu, si tregohet nga Clark dhe MacDonald (1998), për të llogaritur vlerën
e FEER duhen ndjekur dy hapa:
Fillimisht identifikohet ekuacioni i ekuilibrit të jashtëm, duke barazuar tepricën e
llogarisë korrente CA me tepricën e llogarisë kapitale KA:
CA = - KA (11)
Si përcaktues të llogarisë korrente janë produkti i brendshëm Y dhe i huaj , si dhe
kursi real i këmbimit RER:
CA = + Y + + E = - KA (12)
ku 0, 0, 0
Në përputhje me përcaktimin e mësipërm, norma ekuilibër e kursit real të këmbimit
FEER është vlera e RER, e cila barazon llogarinë korrente me pozicionin e
qëndrueshëm të llogarisë kapitale, ndërkohë që variablat përcaktues të llogarisë
korrente janë në nivelin e punësimit të plotë:
=
(13)
Llogaritja e kësaj vlere jep një vlerësim për nivelin aktual të kursit real të këmbimit
dhe shërben vetëm për të krahasuar vlerën aktuale faktike me vlerësimin e tij të
nivelit ekuilibër. Në këtë mënyrë ajo shërben vetëm për të evidentuar shmangien e
mundshme të kursit real të këmbimit nga vlera ekuilibër. FEER nuk jep informacion
për lëvizjen dinamike të kursit real të këmbimit, prandaj nuk mund të përdoret si
metodë për parashikimin e tij.
Nëse vlera e kursit real sipas FEER ështe më e vogël se ajo e vëzhguar në realitet,
atëherë kursi real është i mbivlerësuar; nëse vlera sipas FEER është më e madhe se
vlera aktuale, atëherë kursi real është i nënvlerësuar.
Williamson (1994) përcakton gjithashtu edhe një nivel të qëndrueshëm për llogarinë
kapitale. Ai thekson se llogaria kapitale e qëndrueshme është diferenca midis kursimit
të dëshiruar agregat dhe investimeve në punësim të plotë:
- KA = (S – I) (14)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 30
Duke zëvendësuar ekuacionin (13) tek ekuacioni (14) merret:
CA = + Y + + E = S – I (15)
Në këtë mënyrë,
=
=
=
(16)
Ekuacionet e mësipërm nënkuptojnë që FEER është norma e kursit real të këmbimit,
e cila barazon llogarinë korrente me diferencën kursim – investime, kur përcaktuesit e
llogarisë korrente janë në nivelin e punësimit të plotë. Pra, Williamson propozon
analizën e ekuilibrit kursim – investime.
Metodologjia për identifikimin e gjendjes së synuar të llogarisë korrente mund të
përmblidhet në disa hapa:
-Analizohet nëse gjendjet e disekuilibrit në ekonomi janë të lidhura me kursimin dhe
investimet.
-Testohet nëse këto gjendje të disekuilibrit mund të jenë gjendje të qëndrueshme të
llogarisë korrente. Nëse llogaria korrente është me tepricë pozitive, atëherë ajo
natyrshëm konsiderohet si e qëndrueshme. Pra, përcaktimi i gjendjes së qëndrueshme
lidhet vetëm me tepricën defiçitare në llogarinë korrente.
-Gjendja e qëndrueshme e llogarisë korrente është kusht i nevojshëm, por jo i
mjaftueshëm sipas FEER, sepse duhet të plotësohet kushti i ekuilibrit të njëkohshëm
edhe për vendet partnere. Pra, duhet analizuar nëse gjendja e synuar brenda vendit
është në përputhje me gjendjet e synuara edhe për vendet partnere. Nëse ky kusht nuk
plotësohet, atëherë duhen ripërcaktuar të gjithë nivelet e dëshiruar (target) të llogarive
korrente, derisa të arrihet qëndrueshmëria ndërkombëtare.
Metoda FEER konsiderohet si metodë për gjetjen e nivelit ekuilibër të kursit real të
këmbimit në periudhën afatmesme. Periudha afatmesme karakterizohet nga pastrim i
tregut të brendshëm të letrave me vlerë si dhe mungesë e flukseve ciklikë dhe
spekulativë afatshkurtër të kapitalit.
Nga ekuacioni i FEER vihet re se zbatimi i kësaj metode kërkon të bëhen vlerësime
normative në lidhje me produktin potencial të vendit si dhe të partnerëve të tij
tregtarë, të përcaktohet çfarë nënkupton gjendje e qëndrueshme e llogarisë korrente
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 31
etj. FEER konsiderohet si një matës normativ i ekuilibrit të kursit real të këmbimit, si
kursi që është në përputhje me kushtet “ideale” ekonomike të balancimit të
brendshëm dhe të jashtëm (Reza,Ramshiken,2006).
1.3.2.1 DEER si vazhdim i FEER
Me një modifikim të metodës FEER, Bayoumi et al (1994) propozojnë metodën për
identifikimin e vlerës së dëshiruar të ekuilibrit të kursit real të këmbimit Desired
Equilibrium Exchange Rate (DEER). DEER është kursi real i këmbimit në përputhje
me ekuilibrin e njëkohshëm të brendshëm dhe të jashtëm. Njësoj si në rastin e
metodës FEER, ekuilibri i brendshëm i referohet produktit në punësim të plotë me
inflacionin nën kontroll, ndërsa ekuilibri i jashtëm i referohet gjendjes së
qëndrueshme të llogarisë korrente. Pra, edhe sipas DEER, ekuilibri i kursit real të
këmbimit është norma në përputhje me performancën ideale makroekonomike. Në
këtë këndvështrim, variablat thelbësorë duhet të lëvizin drejt niveleve “të dëshiruara”
(desired). Kur variablat arrijnë në këto nivele, atëherë kursi real i këmbimit gjen
ekuilibrin e dëshiruar të tij (Desired Equilibrium).
Figura 1.1 Ekuilibri i Dëshiruar i Kursit Real të Këmbimit
RER
CA
Y
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 32
Figura e mësipërme tregon normën ekuilibër të kursit real të këmbimit, si norma në
përputhje me ekuilibrin e brendshëm dhe të jashtëm. Ekuilibri i brendshëm paraqitet
nga produkti potencial . Kurba e llogarisë korrente CA priret negativisht, sepse
rritja e të ardhurave brenda vendit shoqërohet me rritjen e importeve dhe kjo çon në
përkeqësim të llogarisë korrente. Si rrjedhim, për t’u rikthyer përsëri në ekuilibër,
kursi real i këmbimit duhet të nënvlerësohet.
Diferenca kryesore midis FEER dhe DEER është në përcaktimin e nivelit të
qëndrueshëm të llogarisë korrente. Ndërsa FEER sugjeron analizën e lidhjes kursim –
investime, metoda DEER sugjeron se gjendja e dëshiruar e llogarisë korrente është
funksion i nivelit të dëshiruar të produktit brenda dhe jashtë vendit si dhe i normës së
dëshiruar të kursit të këmbimit:
CA = f ( , , ) (17)
Vlerat aktuale të produktit brenda dhe jashtë vendit (Y dhe ), të llogarisë korrente
CA dhe të kursit real të këmbimit krahasohen me vlerat e dëshiruara. Nëse vërehen
ndryshime midis tyre, atëherë llogariten ndryshimet e duhura në kursin real të
këmbimit për t’i drejtuar këto variabla drejt vlerave të dëshiruara. Në këtë mënyrë,
identifikohet vlera e dëshiruar e kursit real të këmbimit.
Duke u bazuar në metodologjinë FEER, Fondi Monetar Ndërkombëtar (IMF) për të
analizuar gjendjen e ekuilibrit të kursit real të këmbimit, përdor dy variante: Metoda e
Ekuilibrit Makroekonomik (Macroeconomic Balance, MB) dhe Metoda e
Qëndrueshmërisë së Jashtme (External Sustainability,ES).
Metoda e Ekuilibrit Makroekonomik bazohet në diferencën midis tepricës aktuale të
llogarisë korrente dhe tepricës në gjendjen e synuar të saj. Pas llogaritjes së diferencës
së mundshme, sipas kësaj metode, llogariten rregullimet në kursin e këmbimit, të cilat
eleminojnë këtë diferencë.
Metoda e Qëndrueshmërisë së Jashtme bazohet në diferencën midis tepricës aktuale
të llogarisë korrente dhe tepricës që do të stabilizonte gjendjen e Mjeteve të Huaja
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 33
Neto në një nivel të caktuar. Pas kësaj, llogariten rregullimet e kursit të këmbimit, të
cilat do të eleminojnë këtë diferencë.
1.3.2.2 Rishikimi i literaturës empirike
Sugjerimi i metodës FEER për vlerësimin e ekuilibrit të RER u prit me shumë interes
nga studiuesit. Aplikimi i metodës FEER nga Williamson (1985) tregoi rezultate të
kundërta nga ato të sugjeruara nga PPP: dollari amerikan ishte i mbivlerësuar (sipas
PPP ishte i nënvlerësuar), ndërsa jeni japonez ishte i nënvlerësuar, në kundërshtim me
konkluzionet e PPP për një monedhë të mbivlerësuar.
Smidkova (1998) përdor metodën FEER për vlerësimin e ekuilibrit të kursit real të
këmbimit në Çeki për periudhën 1992-1996. Fillimisht ajo teston qëndrueshmërinë e
llogarisë korrente. Duke përdorur raportin e borxhit të jashtëm ndaj GDP dhe raportin
e rezervave të Bankës Qendrore ndaj GDP (si tregues për qëndrueshmërinë e borxhit),
ajo sugjeron se pozicioni i jashtëm i ekonomisë çeke është i qëndrueshëm. Smidkova
sugjeron një formulë për identifikimin e nivelit të përshtatshëm për llogarinë
korrente:
=
(18)
ku tregon nivelin e dëshiruar të llogarisë korrente ndërsa CA tregon gjendjen
aktuale të saj, FDI tregon investimet e huaja direkte, Y tregon produktin real, ndërsa
P tregon nivelin e cmimeve. Rezultati i studimit tregon se monedha çeke është
relativisht e mbivlerësuar ndaj nivelit të FEER; ajo sugjeron gjithashtu se kjo
shmangie nga ekuilibri mund të mendohet si sinjal lajmërues për kriza të mëvonshme.
Paiva (2001) vlerëson ekuilibrin e kursit real të këmbimit në Kosta Rika për
periudhën 1990-2000, duke përdorur një model të korrigjimit të gabimit. Variablat
thelbësorë që shpjegojnë lëvizjet e kursit real të këmbimit përfshijnë termat e tregtisë,
pozicionin fiskal, flukset neto të kapitalit dhe shkallën e hapjes tregtare. Ndërsa
shpenzimet më të larta qeveritare dhe flukset më të mëdha hyrëse pritet që të çojnë në
mbivlerësim të kursit real të këmbimit, përkeqësimi i termave të tregtisë shoqërohet
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 34
me nënvlerësim të kursit real të këmbimit. Ekuilibri i vlerësuar sipas FEER sugjeron
se kursi real i këmbimit është i mbivlerësuar në periudhën 1999-2000.
Coudert dhe Couharde (2002) përdorin metodën FEER për të vlerësuar shmangien e
mundshme nga ekuilibri të kursit real të këmbimit në disa vende të Evropës Qendrore
dhe Lindore. Gjendja ekuilibër përcaktohet si niveli i RER në ekuilibër të brendshëm
dhe të jashtëm. Ekuilibri i jashtëm arrihet kur gjendja e llogarisë korrente është e
qëndrueshme: një nivel i ulët i deficitit të llogarisë korrente. Rezultatet e studimit të
tyre tregojnë se kursi real i këmbimit në këto vende nuk është i shmangur nga
ekuilibri.
Coudert dhe Couharde (2007) në një studim tjetër vlerësojnë ekzistencën dhe masën e
shmangies së monedhës kineze. Ata vlerësojnë kursin real efektiv të këmbimit
(kundrejt monedhës së SHBA, Zonës Euro, Japonisë dhe Koresë së Jugut), i cili është
në përputhje me gjendjet e qëndrueshme të llogarive korrente. Rezultatet tregojnë se
monedha kineze është shumë e nënvlerësuar gjatë periudhës 2002-2003 në terma
efektivë dhe akoma më tepër ndaj dollarit amerikan. Një përfundim tjetër interesant i
studimit është se shmangia nga ekuilibri e dollarit amerikan është shumë pak e
ndikuar nga shmangia e monedhës kineze, duke sugjeruar se rivlerësimi i monedhës
kineze ka një efekt të vogël mbi defiçitin e jashtëm të SHBA.
Nuk ka studime të mëparshme empirike në Shqipëri, ku ekuilibri i kursit real të
këmbimit të jetë vlerësuar nëpërmjet metodës FEER dhe DEER. Aplikimi i këtyre
metodave kërkon një gjendje ekuilibri të njëkohshëm të brendshëm dhe të jashtëm për
të gjitha vendet. Për këtë arsye, kjo metodë mendohet si e papërshtatshme për
qëllimet e këtij studimi.
Edhe dy variantet e kësaj metode, të cilat përdoren nga FMN kërkojnë të bëhen
gjykime për gjendjen e synuar të llogarisë korrente të vendit, por edhe të vendeve
partnere. Po kështu, duhet të bëhen gjykime normative edhe për gjendjen e synuar të
aseteve të huaja neto (si tregues për qëndrueshmërinë e jashtme) si dhe për nivelin e
produktit potencia brenda vendit si dhe për vendet partnere. Pikërisht, për shkak të
këtyre gjykimeve, të cilat mund të rrisnin shkallën e gabimit, edhe këto dy variante të
metodës FEER, të përdorura nga FMN, gjykohen sit ë papërshtatshme për qëllimet e
këtij studimi.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 35
1.3.3 Metoda e Normës Natyrore të Kursit Real të Këmbimit NATREX
Metoda e Normës Natyrore të Kursit Real të Këmbimit, NATREX përcakton si
normë ekuilibër “normën që do të arrihej nëse do të eliminohej ndikimi i faktorëve
ciklikë dhe spekulativë dhe papunësia do të ishte në normën natyrore të saj” (Stein,
1994, fq.135). Kjo normë nënkupton ekuilibër të njëkohshëm, të brendshëm dhe të
jashtëm, njësoj si metoda FEER. Një nga bazat teorike të kësaj metode mbështetet
mbi llogaritë e kontabilitetit kombëtar,
S – I= CA,
ku I tregon investimet e dëshiruara, S tregon kursimet e dëshiruara dhe CA tregon
gjendjen e dëshiruar të llogarisë korrente. Niveli i dëshiruar i kursimeve dhe i
investimeve varet nga stoku ekzistues i kapitalit, pasuria dhe borxhi i huaj neto. Sipas
përcaktimit të mësipërm, ekuilibri do të jetë afatmesëm, kur ekonomia operon në
produktin potencial dhe me inflacionin e shenjuar dhe në këtë këndvështrim kjo
metodë ngjason me metodën FEER. Pra, NATREX afatmesëm tregon gjendjen
ekuilibër në përputhje me ekuilibrin e dëshiruar të bilancit të pagesave.
NATREX afatmesëm përcaktohet si një funksion f(K,F,Z(t)) ku K tregon stokun e
kapitalit, F tregon borxhin e huaj dhe Z(t) është vektori i variablave ekonomikë. Stein
(1994) sugjeron, si variabla bazë ekonomikë, një tregues për produktivitetin (norma e
rritjes së GDP) si dhe një tregues për konsumin (raporti i konsumit familjar dhe
shpenzimeve qeveritare ndaj GDP). Variablat Z(t) do të ndikojnë rritjen e kapitalit,
normën e akumulimit të borxhit si dhe normat e interesit. Në periudhën afatmesme
borxhi i jashtëm dhe stoku i kapitalit konsiderohen si variabla të jashtëm të modelit,
ndërsa në periudhën afatgjatë konsiderohen si variabla endogjenë.
Në periudhën afatgjatë modeli NATREX, përveç ekuilibrit të brendshëm dhe të
jashtëm kërkon edhe nivel konstant të aseteve të huaja neto, stok konstant të kapitalit,
norma të njëjta interesi brenda dhe jashtë vendit si dhe nivel konstant të rezervave
zyrtare. Mbi bazën e këtyre supozimeve, ekuilibri i kursit real të këmbimit mund të
zbërthehet në tre komponentë: periudha afatmesme; periudha afatgjatë dhe gjendja e
qëndrueshme. Në këtë këndvështrim kursi real i këmbimit mund të paraqitet me
ekuacionin e mëposhtëm:
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 36
RER= + + (19)
Ekuacioni tregon se RER është shuma e tre komponentëve:
(i) Devijimi i kursit aktual të këmbimit nga NATREX afatmesëm
(ii) Diferenca midis NATREX afatmesëm dhe ekuilibrit të qëndrueshëm
(steady state)
(iii) Ekuilibri i qëndrueshëm, i cili ekziston kur vendoset ekuilibri midis
stokut të kapitalit dhe borxhit të huaj.
Kur faktorët ciklikë dhe spekulativë nuk kanë efekt mbi kursin real të këmbimit,
atëherë vlera e tij barazohet me NATREX afatmesëm dhe termi i parë në ekuacionin e
mësipërm barazohet me zero.
Kur arrihet ekuilibri në portofolin e investimeve, NATREX afatmesëm barazohet me
gjendjen e ekuilibrit të qëndrueshëm dhe termi i dytë i ekuacionit barazohet me zero.
Si rezultat, kur kushti i ekuilibrit të qëndrueshëm të brendshëm dhe të jashtëm si dhe
ekuilibri në portofolin e investimeve plotësohet, atëherë kursi aktual real i këmbimit
përputhet me ekuilibrin e qëndrueshëm (steady-state equilibrium).
1.3.3.1 Rishikimi i literatures empirike
Stein (1994) vlerëson normën ekuilibër të dollarit amerikan kundrejt monedhave të
10 vendeve të tjera për periudhën 1973-1989. Si variabla thelbësorë në model ai
përfshin normën e rritjes në SHBA dhe në vendet e tjera, borxhin e jashtëm (në raport
me GNP), investimet dhe konsumin social. Për të eleminuar faktorët ciklikë, si rritja
ashtu edhe borxhi maten si mesatare rrëshqitëse e 12 muajve të fundit. Për të
verifikuar marrëdhënien afatgjatë midis variablave endogjenë dhe ekzogjenë të
modelit, Stein (1994) aplikon testin e kointegrimit Johansen, i cili rezulton me 2
vektorë të kointegrimit. Analiza me metodën e Katrorëve më të Vegjël (OLS)
sugjeron se një rritje në normën e rritjes në vendet e huaja dhe në konsumin social
shoqërohet me nënvlerësim të dollarit amerikan, ndërsa një diferencë pozitive midis
normave reale të interesit, brenda dhe jashtë vendit shoqërohet me mbivlerësim të tij.
Norma e rritjes në SHBA pritet që të shoqërohet me mbivlerësim të dollarit, por
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 37
koeficienti i ndikimit nuk është statistikisht i rëndësishëm. Në përfundim, Stein arrin
në konkluzionin se në përgjithësi kursi real aktual i këmbimit është shumë afër vlerës
së NATREX.
Gandolfo dhe Felettigh (1998) e përdorin këtë metodë për të vlerësuar ekuilibrin e
lirës italiane për periudhën 1976-1995 me të dhëna tremujore. Ata sugjerojnë se
monedha italiane është e nënvlerësuar gjatë viteve 1976-1982 dhe e mbivlerësuar
gjatë 1982-1993.
Frait dhe Komarek (2001) vlerësojnë ekuilibrin e monedhës çeke kundrejt markës
gjermane për periudhën 1993-2000 me të dhëna tremujore. Ata përfshijnë si variabla
bazë ekonomikë termat e tregtisë, produktivitetin, normën botërore reale të interesit si
dhe investimet e huaja direkte. Metodat e kointegrimit tregojnë se të gjithë variablat
janë statistikisht të rëndësishëm dhe në përputhje me teorinë ekonomike. Ata
sugjerojnë se variablat bazë mund të shpjegojnë sjelljen e kursit real të këmbimit të
vlerësuar sipas NATREX. Rezultati i studimit pohon se fillimisht monedha çeke është
e nënvlerësuar, ndërsa në vitet e fundit është e mbivlerësuar, duke theksuar se kjo
mund të përbëjë rrezik për ekonominë çeke.
Rajan dhe Siregar (2003) nëpërmjet testit Johansen, aplikojnë metodën NATREX për
të vlerësuar kursin real efektiv të këmbimit në Singapor për periudhën 1980-2000.
Ata përfshijnë si variabël edhe shpenzimet qeveritare si dhe një variabël cilësor
(dammy) për të kapur efektin e krizës së monedhave në Azinë Lindore, që ndodhi në
vitin 1997, të cilat rezultuan në fakt, jo të rëndësishme statistikisht, prandaj edhe u
përjashtuan nga modeli. Variabli me fuqinë më të madhe shpjeguese në model
rezulton produktiviteti. Ata arrijnë në konkluzionin se NATREX është një metodë e
mirë për të analizuar ekuilibrin e kursit real të këmbimit në Singapor dhe sugjerojnë
se edhe pse ka alternime të periudhave me mbivlerësim dhe nënvlerësim, në
përgjithësi dollari i Singaporit është i nënvlerësuar.
Kjo metodë përdoret edhe në studime të tjera empirike nga Holger et al (2001), Kardi
(2003), Duval(2002), Marianna dhe Federici (2007), Dikmen (2009), Fida et al
(2012), etj.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 38
1.3.4 Metoda e Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të Këmbimit BEER
Metoda Sjellore e Ekuilibrit të Kursit të Këmbimit BEER e propozuar nga Clark dhe
MacDonald (1998) nuk bazohet në asnjë model teorik të kurseve të këmbimit dhe në
këtë këndvështrim mund të shihet si një metodë shumë e përgjithshme për
përcaktimin e ekuilibrit. Metoda BEER propozohet si një përmirësim i metodës
FEER. Kjo metodë përpiqet të shpjegojë sjelljen e kursit real të këmbimit duke marrë
parasysh origjinën e luhatjeve ciklike dhe të përkohshme të kursit real të këmbimit, të
shkaktuara nga vlerat aktuale të variablave thelbësorë ekonomikë dhe jo
domosdoshmërisht të vlerave të tyre kur ekonomia është në punësim të plotë. Për këtë
arsye, në metodën BEER mungon supozimi bazë i ekuilibrit të përgjithshëm
makroekonomik, mbi të cilin bazohet metoda FEER.
Clark dhe MacDonald (1998) sugjerojnë një ekuacion të vetëm, i cili shpjegon
sjelljen e kursit real të këmbimit:
= + + (20)
ku është vlera e vrojtuar e RER në periudhën t;
: është një vektor i variablave bazë ekonomikë, të cilat pritet të kenë një ndikim në
RER në periudhën afatmesme dhe në atë afatgjatë;
: është një vektor i faktorëve tranzitorë, të cilët pritet të kenë ndikim në RER në
periudhën afatshkurtër;
α, β: vektorë të koeficientëve te ekuacionit të vlerësimit të RER
: termi i shqetësimit
Në këtë model, vlera aktuale e ekuilibrit të kursit real të këmbimit është vlera ku
ndikimi i faktorëve tranzitorë dhe i atyre të rastit është zero:
= (21)
Kështu, shmangia aktuale gjendet si diferencë e vlerës së vrojtuar dhe asaj në
ekuilibër:
= - = ( + + ) – = + (22)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 39
Vetë variablat thelbësorë ekonomikë, që përcaktojnë ekuilibrin e kursit real të
këmbimit, mund të shmangen nga vlera e tyre ekuilibër. Shmangia totale, gjendet
si diferencë e kursit aktual të këmbimit me vlerën që ka RER, nëse variablat
thelbësorë ekonomikë janë në ekuilibër:
= - = + + - = + ( - ) + (23)
Vlera ekuilibër e kursit real të këmbimit, kur variablat bazë ekonomikë janë në
ekuilibër në vetvete, njihet me termin Ekuilibri Permanent i Kursit Real të Këmbimit
(Permanent Equilibrium Exchange Rate, PEER).
Ekuacioni i mësipërm sugjeron se devijimet e kursit real të këmbimit nga ekuilibri i
tij shkaktohen nga tre burime:
(i) faktorët tranzitorë, të cilët kanë një ndikim afatshkurtër mbi kursin real të
këmbimit;
(ii) devijimet e variablave thelbësorë ekonomikë nga vlerat e tyre në periudhën
afatgjatë (vlerat ekuilibër të tyre);
(iii) termi i shqetësimit.
Krahasimi i shmangies aktuale me shmangien totale mund të ndihmojë për të
identifikuar burime të ndryshme të shmangies. Kjo është e rëndësishme për hartuesit
e politikave, sepse është e rëndësishme të kuptohet nëse shmangia është shkaktuar më
së shumti nga goditje të përkohshme apo permanente të një apo më shumë faktorëve
përcaktues.
Çështja kryesore në zbatimin e metodës BEER është identifikimi i faktorëve që
ndikojnë kursin real të këmbimit. Në modelin origjinal, Clark dhe MacDonald (1998)
supozojnë tre vektorë të variablave thelbësorë që përcaktojnë RER: termat e
tregtisë (tot), çmimin relativ të produkteve të tregtueshme ndaj jo të tregtueshme
(efekti Balassa-Samuelson, tnt), asetet e huaja neto (nfa), raportin e borxhit të huaj
qeveritar të vendit me atë të vendeve të huaja (
), si dhe diferencën midis
normave reale të interesit brenda dhe jashtë vendit ( .
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 40
= f(
) (24)
Por, meqënëse modeli BEER është krejtësisht ekonometrik, atëherë vlerësimet e
ekuilibrit të kursit real të këmbimit sipas këtij modeli janë të varura nga zgjedhja e
variablave thelbësorë ekonomikë. Në studimet e shumta empirike që kanë aplikuar
metodën BEER për matjen e ekuilibrit të RER, ekonomistët përfshijnë edhe variabla
të tjerë ekonomikë, përveç atyre të sugjeruar nga Clark dhe MacDonald (1998), si
psh: produktiviteti (PROD), hapja tregtare (OPEN), shpenzimet qeveritare (GOV),
investimet (INV), e ardhura reale për frymë (GDP/cap), shpenzimet e konsumit (C),
etj.
Në tabelën 1.1 jepet një përmbledhje e disa variablave thelbësore ekonomikë të
përfshira në studimet empirike dhe ndikimi i tyre mbi kursin real të këmbimit.
Metoda BEER, për vetë thjeshtësinë e saj, është relativisht shumë e përdorur nga
studiuesit. Në studimin origjinal të Clark dhe MacDonald (1998) vlerësohet ekuilibri i
kursit real efektiv të këmbimit për dollarin amerikan, markën gjermane dhe jenin
japonez me të dhëna vjetore për periudhën 1960-1996. Vlerësimi bëhet nëpërmjet
teknikës Johansen të kointegrimit. Duke vlerësuar një model autoregresiv (VAR) ata
sugjerojnë se, me përjashtim të borxhit relativ, të gjithë variablat e tjerë
makroekonomikë, janë statistikisht të rëndësishëm dhe me shenjën e duhur. Norma e
vlerësuar e ekuilibrit sipas BEER sugjeron se kursi real efektiv i këmbimit gjatë
periudhës në studim është i shmangur nga ekuilibri i tij.
Metoda BEER është e ngjashme me metodën e Ekuilibrit të Kursit Real Të Këmbimit
(Equilibrium Real Exchange Rate, ERER), e cila përdoret nga FMN për të vlerësuar
gjendjen e ekuilibrit të RER, edhe për Shqipërinë. Metoda ERER, njësoj si BEER,
është një metodë e drejtëpërdrejtë ekonometrike, e cila vlerëson një normë ekuilibër
për RER, si funksion të variablave ekonomikë. Kursi real i këmbimit sugjerohet si i
përcaktuar nga termat e tregtisë, produktiviteti relativ midis sektorëve si dhe nga
shpenzimet qeveritare. Në vitet e fundit, si variabël shpjegues janë përfshirë edhe
remitancat.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 41
Tabela1.1 Faktorë bazë ekonomikë të përfshirë në studime të ndryshme empirike
Autorët Variabli
i varur Variablat thelbësorë PROD GDP/c TOT GOV NFA OPEN C RIR INV DEBT
Alonso-Gamo et al(2002)
Bitans (2002)
Bitans&Tillers(2003)
Burgess et al (2003)
Csajbok (2003)
Egert&Lommatzsch(2003)
Frait&Komarek(1999)
Lommatzsch&Tober(2004)
Maurin(2001)
Kim&Korhonen(2005)
Avallone&Lahreche(1999)
REER(CPI)
REER(CPI)
REER(PPI)
REER(CPI)
REER(CPI)
RER – EU
REER(CPI)
REER(PPI)
REER(CPI)
REER(CPI)
REER(CPI)
-(CPI/PPI) +
-(LP) + +
- + -
-(CPI/PPI) +
-(LP) - - - - -
-(LP) - - +/-
-(real GDP) -
-(LP) + +
- - - +
- - + -
- - - + -
Shënim: - (+) nënkupton që një rritje (rënie) në vlerën e variablit të pavarur shoqërohet me
mbivlerësim (nënvlerësim) të kursit real të këmbimit.
Sipas metodës ERER, shmangia nga ekuilibri është diferenca midis vlerës së
vlerësuar të RER, kur variablat përcaktues janë në vetvete në ekuilibër dhe vlerës
aktuale. Sipas këtij përcaktimi, shmangia e llogaritur me metodën ERER është e
ngjashme me shmangien totale të llogaritur nga Metoda Sjellore, BEER.
1.3.4.1 Rishikimi i literatures empirike
Egert (2002) vlerëson ekuilibrin e kursit të këmbimit në pesë vende në tranzicion në
Evropë. Ekuilibri i brendshëm është përcaktuar në terma të çmimeve relative midis
produkteve të tregtueshme dhe jo të tregtueshme, ndërsa ekuilibri i jashtëm në terma
të gjendjes së qëndrueshme të llogarisë korrente. Një rritje në çmimet relative dhe një
përmirësim i gjendjes së llogarisë korrente pritet që të çojë në një mbivlerësim të
RER. Nëpërmjet modelit VAR, duke përdorur tre ekuacione, Egert vlerëson se të
gjithë koeficientët janë të korreluar drejtë, me përjashtim të termave të tregtisë, ku për
një përmirësim të këtij variabli, RER do të nënvlerësohet. Duke matur shmangien nga
ekuilibri të RER, ai arrin në konkluzionin se kurset e këmbimit të Republikës Çeke,
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 42
Polonisë dhe Sllovakisë janë të mbivlerësuar, ndërsa Sllovenia është afër gjendjes së
ekuilibrit.
MacDonald (2002) përdor metodën BEER për të analizuar ekuilibrin e RER të
Zelandës se Re për periudhën 1985-2000. Ai vlerëson se niveli aktual i RER
përcaktohet nga një komponent sistematik plus diferencat në normën e interesit.
Komponenti sistematik është një funksion i variablave të tillë si: asetet e huaja neto
në raport me GDP, produktiviteti relativ i punës, hendeku relativ i prodhimit dhe
termat e tregtisë së Zelandës së Re. Ai përdor modelet VAR dhe VEC për të bërë
vlerësimin. Asetet e huaja neto dhe variablat e produktivitetit relativ rezultojnë të
parëndësishëm statistikisht. Rezultatet e studimit të tij tregojnë se të gjithë
koeficientët e tjerë janë statistikisht të rëndësishëm dhe pozitivisht të lidhur me RER
dhe se dollari i Zelandës së Re është i nënvlerësuar në periudhën pas vitit 1999.
Zhang (2001) përdor metodologjinë BEER për të vlerësuar ekuilibrin e RER në Kinë
dhe shmangien e tij në periudhat e politikës reformuese në kurset e këmbimit. Duke
përdorur të dhëna vjetore për periudhën 1952-1997, ai arrin në konkluzionin se një
nivel i lartë investimesh në Kinë nënvlerëson kursin e këmbimit; në të njëjtin drejtim
ndikon edhe indeksi i hapjes tregtare të ekonomisë kineze. Ndërkohë, niveli i lartë i
shpenzimeve qeveritare dhe i normës së rritjes së eksporteve kineze çon në
mbivlerësim të kursit të këmbimit. RER është i mbivlerësuar në pjesën më të madhe
të periudhës së studimit, por reformat ekonomike në Kinë kanë çuar në afrimin e
nivelit aktual me normën e tij ekuilibër.
Në një studim tjetër, Zhang (2002) nëpërmjet metodës BEER analizon nivelin
ekuilibër të kursit real të këmbimit në Kinë, për periudhën 1984-1999 me të dhëna
tremujore. Vektori i variablave thelbësorë ekonomikë përfshin termat e tregtisë,
produktivitetin, ofertën monetare dhe asetet e huaja neto. Rezultatet tregojnë se të
gjithë variablat janë statistikisht të rëndësishëm. Vlera e ekuilibrit sipas BEER tregon
se monedha kineze në disa periudha është e mbivlerësuar dhe në disa të tjera e
nënvlerësuar.
Fernandez et al (2001) vlerësojnë faktorët që përcaktojnë ekuilbrin e RER për
monedhën euro. Ata arrijnë në konkluzionin se euro mund të ndikohet nga
produktiviteti relativ (një rritje e produktivitetit relativ çon në mbivlerësim të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 43
monedhës), nga diferencat në normën reale të interesit (një normë e brendshme më e
lartë e interesit çon në mbivlerësim të monedhës vendase) dhe tronditjet e jashtme
(një rritje në çmimin e naftës mund të jetë një tronditje negative, e cila mund të çojë
në nënvlerësim të euros).
Melecky dhe Komarek (2005) vlerësojnë ekuilibrin e monedhës çeke kundrejt markës
gjermane, me të dhëna tremujore për periudhën 1994-2004. Vektori i variablave
përfshin diferencat në produktivitetin relativ, investimet e huaja direkte, termat e
tregtisë, diferencat në normën reale të interesit, hapjen tregtare, shpenzimet qeveritare
dhe mjetet e huaja neto. Rezultatet tregojnë se vetëm produktiviteti relativ, investimet
e huaja direkte, termat e tregtisë dhe diferencat në normën reale të interesit ndikojnë
në mënyrë të rëndësishme mbi kursin real të këmbimit dhe se monedha çeke është
përgjithësisht e nënvlerësuar gjatë periudhës në studim.
Në një studim për përcaktuesit afatgjatë të kursit të këmbimit euro-jen, Osbat et al
(2003) vlerësojnë BEER për periudhën 1975-2001. Ata arrijnë në konkluzionin se një
rritje në produktivitetin e Zonës Euro dhe një përmirësim në pozicionin e mjeteve të
huaja neto të vendeve të Eurozonës e mbivlerëson euron në krahasim me jenin. Nga
studimi rezulton se për gjithë periudhën e studimit, jeni vlerësohet me 65% kundrejt
euros. Çmimi i naftës dhe shpenzimet qeveritare nuk mund ta shpjegojnë këtë lëvizje,
ndërsa variablat e produktivitetit relativ dhe pozicionit relativ të llogarisë së mjeteve
të huaja neto ndikojnë rreth 90% të këtij variacioni.
BEER është përdorur edhe në studime të tjera empirike nga Jinzhao(2007), Babetskii
(2005), Shehu (2008),Hossfeld (2010), Plecita dhe Strelec (2012), etj.
Me një modifikim të metodës BEER, Luçi dhe Vika (2011) vlerësojnë shmangien e
mundshme të kursit real të këmbimit lek/euro për periudhën 1999-2008 në Shqipëri.
Ata sugjerojnë se vetëm produktiviteti dhe mjetet e huaja neto kanë fuqi shpjeguese
për lëvizjet e kursit real të këmbimit në Shqipëri, ndërsa shpenzimet qeveritare,
kushtet e tregisë, remitancat, diferencat në normën reale të interesit, hapja tregtare
nuk e përmirësojnë në mënyrë domethënëse modelin. Ata konkludojnë se kursi real i
këmbimit nuk është i shmangur në masë të rëndësishme nga ekuilibri gjatë periudhës
në studim.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 44
Hoda (2012) aplikon modelin BEER për të analizuar ekuilibrin e kursit real të
këmbimit euro/lek në Shqipëri për periudhën 1998-2010. Variablat e përfshira në
model janë ato të sugjeruara në modelin standard nga Clark dhe MacDonald (1998):
produktiviteti relativ midis Shqipërisë dhe Eurozonës, kushtet e tregtisë, mjetet e
huaja neto si dhe diferencat në normën reale të interesit. Përfundimet e studimit të tij
sugjerojnë se kushtet e tregtisë dhe produktiviteti relativ kanë ndikimin më të madh
në përcaktimin e ekuilibrit të kursit real të këmbimit, ndërsa diferencat në normën
reale të interesit dhe mjetet e huaja neto kanë ndikim marxhinal dhe se përgjithësisht
kursi real i këmbimit në Shqipëri është afër vlerës ekuilibër gjatë periudhës në studim.
1.3.5 BEER - Metodë e përshtatshme për vlerësimin e ekuilibrit të RER në
Shqipëri
Në këtë studim do të përdoret metoda BEER për të matur ekuilibrin e kursit real të
këmbimit në Shqipëri. Zgjedhja e kësaj metode bazohet në disa arsye:
1-BEER është norma ekuilibër në përputhje me nivelin aktual të variablave thelbësore
ekonomike dhe nuk kërkon të bëhen gjykime normative mbi vlerat e tyre, ashtu si
kërkojnë metodat e tjera (psh. FEER).
2-BEER dhe varianti i saj PEER marrin në konsideratë edhe faktorët e përkohshëm
dhe ata ciklikë, të cilët mund të kenë një ndikim të rëndësishëm në lëvizjen e
ekuilibrit të RER drejt vlerës afatgjatë.
3-Meqënëse është një metodë e drejtëpërdrejtë ekonometrike, BEER mund të japë një
vlerësim të besueshëm për ekuilibrin e RER, sidomos në vendet si Shqipëria, ku të
dhënat kanë përgjithësisht cilësi të ulët.
1.4 Faktorët përcaktues të kursit real të këmbimit
Në literaturën ekonomike ka pak studime që lidhen me analizën teorike të faktorëve
që përcaktojnë vlerën afatgjatë të kursit real të këmbimit. Përgjithësisht, ekonomistët
në studimet e tyre empirike kanë përzgjedhur si variabla ndikues të RER ato që janë
sugjeruar nga Edwards (1989) dhe Montiel (1999). Të dy autorët e kanë parë kursin
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 45
real të këmbimit në periudhën afatgjatë si të përcaktuar nga faktorë të ndryshëm
makroekonomikë, të brendshëm dhe të jashtëm.
Sipas tyre, këta faktorë ndahen në:
a-faktorë të ofertës së brendshme: Edwards (1989) dhe Montiel(1999) sugjerojnë se
oferta e brendshme varet nga produktiviteti relativ i dy sektorëve të ekonomisë,
sektorit të produkteve të tregtueshme dhe produkteve jo të tregtueshme.
b-faktorë të mjedisit të jashtëm ekonomikë. Në këtë grup janë sugjeruar: asetet e
huaja neto , termat e tregtisë , borxhi i jashtëm.
c-faktorë të integrimit në tregjet ndërkombëtare, si hapja tregtare.
d-faktorë të politikës fiskale, si shpenzimet qeveritare.
e-faktorë të tjerë: ndër faktorët e tjerë u sugjeruan remitancat, oferta monetare,
kredia në valutë të huaj, etj.
Meqënëse në periudhën afatgjatë kursi real i këmbimit tenton drejt vlerës ekuilibër të
tij, atëherë këta faktorë mund të konsiderohen edhe si faktorët që ndikojnë ekuilibrin
e kursit real të këmbimit. Ekuilibri i kursit real të këmbimit është vlera e RER, kur
ekonomia është në ekuilibër të brendshëm dhe të jashtëm.
Figura 1.2 Përcaktimi i vlerës afatgjatë të kursit real të këmbimit
RER EB
A
EJ
C
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 46
Metoda të ndryshme për matjen e ekuilibrit të RER japin përcaktime të ndryshme për
atë se çfarë nënkupton ekuilibri i brendshëm dhe i jashtëm, por ato të gjitha pranojnë
se vlera ekuilibër e kursit real të këmbimit është vlera në ekuilibër të përgjithshëm
makroekonomik: pika në figurën 1.2, ku EJ përfaqëson ekuilibrin e jashtëm
dhe EB përfaqëson ekuilibrin e brendshëm dhe ku C përfaqëson shpenzimet totale
private, të matura në njësi të produkteve të importuara.
Në vijim, do të analizohet ndikimi i mundshëm i secilit faktor mbi kursin real të
këmbimit.
1.4.1 Rritja në produktivitetin relativ në sektorin e të mirave të tregtueshme
Kjo rritje njihet si efekti Balassa-Samuelson dhe është formuluar nga të dy autorët në
dy punime të veçanta, qysh në vitin 1964. Ky efekt e përshkruan shmangien në PPP
nga diferencat ndërkombëtare në produktivitetin relativ midis sektorit të të mirave të
tregtueshme (përgjithësisht sektori industrial dhe bujqësia) si dhe sektorit të të mirave
jo të tregtueshme (përgjithësisht shërbimet). Efekti Balassa-Samuelson vë theksin te
krahu i ofertës si përcaktues i kursit real të këmbimit, duke mos marrë parasysh
krahun e kërkesës.
Teoria shpjegon se RER vlerësohet për shkak të rritjes së produktivitetit në sektorin e
të mirave të tregtueshme. Meqënëse, sipas Ligjit të një Çmimi (LOP), çmimet e të
mirave të tregtueshme përcaktohen në tregun ndërkombëtar dhe duhet të jenë të
barabartë midis vendeve, nëse ka një rritje të produktivitetit në sektorin e të
tregtueshmeve, kjo do të çojë në rritje të pagave në këtë sektor (duke supozuar
kushtin e maksimizimit të fitimit). Duke supozuar mobilitet perfekt midis të dy
sektorëve, domethënë paga të barabarta në të dy sektorët, kjo do të çojë në rritje të
pagave në sektorin e jo të tregtueshmeve, për rrjedhojë dhe në rritjen e çmimeve në
këtë sektor. Në këtë mënyrë, RER do të mbivlerësohet. Efekti Balassa-Samuelson
interpretohet si efekti i zhvillimit ekonomik mbi kursin real të këmbimit: vendet me
rritje më të shpejtë kanë çmime më të larta dhe eksperimentojnë mbivlerësim të kursit
real të këmbimit.
De Broeck dhe Slok (2001) testojnë prezencën e efektit Balassa-Samuelson (B-S) në
dy grupe të vendeve në tranzicion: vendet që do të bëheshin pjesë e Bashkimit
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 47
Evropian (BE) dhe vende të tjera në tranzicion. Ata analizojnë efektin mbi kursin real
të këmbimit të diferencave në produktivitet midis sektorëve të produkteve të
tregtueshme dhe produkteve jo të tregtueshme për periudhën 1991-1998. Në sektorin
e produkteve të tregtueshme ata përfshijnë industrinë dhe ndërtimin, ndërsa si
produkte jo të tregtueshme konsiderojnë shërbimet. Rezultatet e studimit të tyre
tregojnë prezencën e qartë të efektit B-S në vendet e përfshira në Bashkimin Evropian
dhe jo prezencë të qartë në vendet e tjera në tranzicion. Ata sugjerojnë se rritja e
pritshme në të ardhura (catch-up) do të shoqërohet me mbivlerësim të mëtejshëm të
kursit real të këmbimit me rreth 1.5% në vit.
Halpern dhe Wyplosz (2001) ndërtojnë një model statistikor me element edhe të
krahut të kërkesës, si më të përshtatshëm për të kapur efektin B-S në vendet në
tranzicion për periudhën 1991-1999. Ata argumentojnë se në procesin e konvergimit
real, në të gjitha vendet në tranzicion të përfshira në studimin e tyre, konfirmohet
prezenca e efektit me magnitudë rreth 3% në vit. Kontribut i rëndësishëm i studimit të
tyre është konfirmimi i prezencës së efektit në rregjime të ndryshme të kurseve të
këmbimit.
Figura1.3 Efekti Balassa-Samuelson
RER
B EB
A
EJ
C
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 48
Egert (2002) studion efektin B-S në Republikën Çeke, Poloni, Sllovaki, Slloveni dhe
Hungari me të dhëna tremujore për periudhën 1999-2001. Ai arrin në konkluzionin se
efekti Balassa-Samuelson verifikohet dhe çon në mbivlerësim të kursit real të
këmbimit në këto vende.
Duke patur si pikënisje studimin e Egert (2002), në një studim tjetër Egert et al (2002)
studiojnë hipotezën e çmimeve të rregulluara mbi magnitudën e efektit B-S. Duke
përdorur teknikat e kointegrimit, ata studiojnë këtë efekt në 9 vende të Evropës
Juglindore për periudhën 1995-2000. Ata përjashtojnë periudhën e mëparshme, sepse,
në këndvështrimin e tyre, çmimet dhe zhvillimet e produktivitetit në këto vite
ndryshojnë më tepër për shkak të reformave strukturore, sesa nga efekti Balassa-
Samuelson. Rezultati sugjeron se rritja e produktivitetit në sektorin e produkteve të
tregtueshme ka gjasa të shoqërohet me rritjen e çmimeve në sektorin e jo të
tregtueshmeve. Megjithatë, ata sugjerojnë se nuk është e qartë nëse kjo shoqërohet me
rritje në nivelin e përgjithshëm të çmimeve, që çon në mbivlerësim të kursit real të
këmbimit. Kjo varet nga kompozimi i shportës së konsumatorit (sa më e ulët pjesa e
produkteve jo të tregtueshme, aq më i ulët efekti i çmimeve relative mbi inflacionin e
përgjithshëm) si dhe nga pjesa e çmimeve të rregulluara. Në përfundim, ata
sugjerojnë prezencë të ulët të efektit B-S në këto vende.
Nenovsky dhe Dimitrova (2005) sudiojnë efektin B-S për Bullgarinë për periudhën
1995-2001. Autorët nuk gjejnë evidencë për ekzistencën e këtij efekti dhe ia
atribuojnë ekzistencën e diferencave në inflacion midis Bullgarisë dhe Zonës Euro
faktorëve strukturalë, si segmentimi i tregut dhe ngurtësia e çmimeve.
Çeliku dhe Hoxholli (2007) në një studim për ekzistencën e efektit B-S në Shqipëri
për periudhën 1998-2006 arrijnë në konkluzionin se efekti B-S në Shqipëri ka vepruar
në mënyrë mjaft të zbutur: gjatë periudhës së marrë në studim, vetëm 3% është
ndikimi i efektit B-S në diferencialin e inflacionit kundrejt Eurozonës. Si arsye për
këtë efekt të dobët, autoret sugjerojnë kufizueshmërinë në lëvizjen e lirë të krahut të
punës dhe konkurrueshmërinë e ulët në eksporte dhe në teknologji të ekonomisë
shqiptare. Megjithatë, ato sugjerojnë për një ndikim të rëndësishëm mbi kursin real të
këmbimit të produktivitetit relativ të sektorëve: efekti B-S ka nxitur vlerësimin e
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 49
monedhës vendase me 1.4% gjatë periudhës së marrë në studim.Ato sugjerojnë
gjithashtu se në ndërtimin e një modeli për vlerësimin e ekuilibrit afatgjatë të kursit
real të këmbimit në Shqipëri duhet të konsiderohet prania e efektit B-S.
1.4.2 Termat e tregtisë
Termat e tregtisë përcaktohen si raport i çmimeve të eksportit me çmimet e importit.
Ndikimi i termave të tregtisë mbi kursin real të këmbimit përcaktohet nga fortësia
relative e efektit të zëvendësimit dhe efektit të të ardhurave. Efekti i të ardhurave ka
ndikim të drejtëpërdrejtë dhe operon nëpërmjet kërkesës për produkte jo të
tregtueshme, ndërsa ai i zëvendësimit është indirekt dhe operon nëpërmjet ofertës së
produkteve jo të tregtueshme. Nëse termat e tregtisë përmirësohen, pra nëse çmimet e
eksportit rriten, ndërkohë që ato të importit ngelen konstante ose ulen, ateherë rritet
niveli i të ardhurave reale brenda vendit. Ky nivel më i lartë i të ardhurave rrit
kërkesën për të gjitha llojet e produkteve, edhe për ato të importit. Meqënëse, çmimi i
këtyre të fundit është i përcaktuar, atëherë kërkesa më e lartë nuk do të çojë në rritje
të çmimit të tyre. Në sektorët e brendshëm, kërkesa më e lartë do të shoqërohet me
rritje të çmimeve të produkteve jo të tregtueshme dhe brenda vendit do të prisnim
mbivlerësim të kursit real të këmbimit. Por, nga ana tjetër, konsumatorët mund të
zëvendësojnë produktet relativisht më të shtrenjta me ato relativisht më të lira të
importit. Në këtë rast çmimet e produkteve jo të tregtueshme do të bien dhe RER
tenton të nënvlerësohet. Për më tepër, rritja e kërkesës për produkte jo të tregtueshme
çon në rritje të të ardhurave për prodhuesit e këtij sektori. Këta prodhues mund të
rrisin ofertën e produkteve jo të tregtueshme, duke çuar në uljen e çmimeve të tyre.
Në këtë rast kursi real i këmbimit do të tentonte të nënvlerësohej.
Nëse kemi përkeqësim të termave të tregtisë, do të presim që kursi real i këmbimit të
nënvlerësohet, sepse niveli më i ulët i të ardhurave do të ulë kërkesën për të gjitha
llojet e të mirave, përfshirë ato jo të tregtueshme, gjë që çon në uljen e çmimeve në
sektorin e tyre. Por, nga ana tjetër, niveli i ulët i të ardhurave mund të çojë në
ngushtimin e sektorit të produkteve jo të tregtueshme, duke reduktuar ofertën e tyre.
Në këtë rast, në këtë sektor, çmimet do të tentojnë të rriten, duke u shoqëruar me
mbivlerësim të kursit real të këmbimit.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 50
Pra, efekti i ndryshimit në termat e tregtisë është i paqartë. Kjo varet nga fortësia
relative e efekteve. Nësë efekti i të ardhurave është më i fortë se efekti i zëvendësimit,
atëherë një përmirësim në termat e tregtisë do të shoqërohet me mbivlerësim të kursit
real të këmbimit. Nëse efekti i zëvendësimit është më i fortë, atëherë përmirësimi i
termave të tregtisë do të shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit.
Këto konkluzione janë mbështetur nga studimet empirike. Në një studim në shtatë
vende në zhvillim Elbadawi dhe Soto (1997), gjejnë rezultate mikse: në 4 raste
përmirësimi i termave të tregtisë shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të
këmbimit, ndërsa në tre rastet e tjera përmirësimi i termave të tregtisë shoqërohet me
mbivlerësim të kursit real të këmbimit.
Feyzoglu (1997) arrin në konkluzionin se një përmirësim në termat e tregtisë
shoqërohet me mbivlerësim të kursit real të këmbimit në Finlandë. Në konkluzion të
ngjashëm arrijnë edhe Kohli dhe Natal (2010).
Chobanov dhe Sorsa (2004) sugjerojnë se përmirësimi i termave të tregtisë në
Bullgari shoqërohet me mbivlerësim të kursit real të këmbimit. Në konkluzion të
njëjtë arrin edhe Chowdhury (2011) në studimin e tij për përcaktuesit e RER në
Australi.
Ildiko (2008) në një studim të kursit real të këmbimit në disa vende të Evropës
Qendrore dhe Lindore arrin në konkluzionin se në një rast (Poloni) përmirësimi i
termave të tregtisë shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit, në një rast
tjetër (Republikën Çeke) me mbivlerësim, ndërsa në dy raste te tjera (Rumani dhe
Hungari) termat e tregtisë nuk rezultojnë si variabël përcaktues i kursit real të
këmbimit.
Oriavwote dhe Oyovwi (2012) sugjerojnë se termat e tregtisë nuk kanë ndikim në
përcaktimin e vlerës afatgjatë të kursit real të këmbimit në Nigeri.
1.4.3 Shërbimi i borxhit
Shërbimi i borxhit përcaktohet si raporti i pagesave të borxhit (principalit dhe
interesave), me të ardhurat nga eksporti. Nëse raporti i shërbimit të borxhit rritet
vazhdimisht, kjo do të thotë që një pjesë gjithmonë e më e madhe e monedhave të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 51
huaja duhet të shkojë për të bërë pagesat e borxhit. Në këtë mënyrë, monedha vendase
dobësohet, gjë që çon në nënvlerësim të kursit real të këmbimit.
Ka relativisht pak studime empirike, ku ky variabël është i përfshirë në modelin e
vlerësimit të ekuilibrit të kursit real të këmbimit. Mongardini (1998) në një studim për
identifikimin e faktorëve që ndikojnë kursin real të këmbimit në Egjipt tregon se
shërbimi i borxhit është një nga faktorët kryesorë në përcaktimin e vlerës ekuilibër.
Candelon et al (2007) në një studim në 8 vende të BE për periudhën 1993-2003
sugjerojnë se variabli DEBT është statistikisht i rëndësishëm për të gjitha vendet e
përfshira në studim dhe se borxhi më i lartë i jashtëm shoqërohet me nënvlerësim të
kursit real të këmbimit.
Rahman dhe Basher (2001) tregojnë se rritja në shërbimin e borxhit shoqërohet me
nënvlerësim real të monedhës në Bangladesh. Në të njëjtin konkluzion arrijnë edhe
Coudert dhe Couharde (2002),Fida et al (2012) etj.
1.4.4 Flukset e monedhave të huaja dhe Asetet e huaja neto
Një rritje në kapitalin e huaj rrit kërkesën e brendshme, si për të mirat e tregtueshme
ashtu edhe për ato të patregtueshme. Rritja e kërkesës për të mirat e tregtueshme nuk
e rrit çmimin e tyre, por, në sektorin e produkteve jo të tregtueshëm rritet çmimi, si
rezultat i rivendosjes së ekuilibrit në këtë sektor dhe kjo çon në mbivlerësim të kursit
real të këmbimit. Megjithatë, masa e mbivlerësimit varet nga përbërja e fluksit të
monedhave të huaja.
Athukorala dhe Rajapatirana (2003) sugjerojnë se Investimet e Huaja Direkte (FDI)
tentojnë të përqëndrohen në sektorin e produkteve të tregtueshme, kështu që
mbivlerësimi i RER i shkaktuar nga ato tenton të jetë më i ulët se ai i shkaktuar nga
flukse të tjerë të monedhave të huaja. Sohrabji (2011) tregon se flukset e kapitalit të
huaj japin kontribut të rëndësishëm në shmangien e kursit real të këmbimit në Indi
dhe se rritja e vazhdueshme në vitet e fundit në nivelin e Investimeve të Huaja ngre
shqetësimin për një krizë të mundshme financiare në Indi.
Në të njëjtin konkluzion për efektet e ndikimit arrin edhe Saborowski (2009), i cili
thekson se flukset e rritura të FDI shoqërohen me mbivlerësim të kursit real të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 52
këmbimit në Finlandë, por mbivlerësimi mund të zbutet nëse tregjet financiarë dhe të
kapitalit zgjerohen dhe bëhen më aktivë.
Në të njejtën mënyrë edhe akumulimi i Aseteve të Huaja Neto (NFA) në periudhën
afatgjatë shkakton mbivlerësim të kursit real të këmbimit. Psh. nëse një vend ka
detyrime të mëdha të huaja, atëherë me qëllim që të jetë në gjendje të shërbejë këto
detyrime duhet që të ketë tepricë të lartë në bilancin tregtar dhe kjo tepricë e lartë
mund të arrihet nëpërmjet një kursi real të nënvlerësuar (Obstfeld dhe Rogoff,1995,
Lane dhe Milesi-Ferretti,2004).
Alberola (2003) sugjeron se vendet me pozicion neto kreditor, për shkak të fitimeve
nga akumulimi i aseteve të huaja do të kenë mbivlerësim të kursit real të këmbimit,
ndërsa vendet me pozicion neto debitor do të kenë nënvlerësim të kursit, për shkak të
zhvlerësimit të monedhës nga detyrimet më të larta ndaj të huajve.
Alberola (2003) gjen korrelacion negativ midis kursit real të këmbimit dhe Aseteve të
Huaja Neto në rastin e Hungarisë, ndërsa në rastin e Polonisë dhe Çekisë lidhja është
pozitive.
Ildiko (2009) sugjeron se rritja në nivelin e NFA shoqërohet me mbivlerësim të
monedhës në Çeki, Poloni dhe Rumani, ndërsa në rastin e Hungarisë me nënvlerësim
të kursit real të këmbimit.
Vika dhe Luci (2011) gjejnë korrelacion negativ të kursit real të këmbimit me asetet e
huaja neto në Shqipëri, por ndikimi është i parëndësishëm statistikisht.
1.4.5 Hapja tregtare
Hapja tregtare përcaktohet si raporti i shumës së ekporteve dhe importeve me GDP.
Shkalla e hapjes tregtare shihet si matës i liberalizimit të tregtisë. Një rritje në hapjen
tregtare konsiderohet si tregues për reduktimin e e kufizimeve tregtare. Kufizimet
tregtare kanë qëllim kryesor mbrojtjen e produkteve vendase. Me reduktimin e tyre,
produktet e huaja hyjnë lirisht në vend dhe çmimet e produkteve të vendit pritet të
bien, duke çuar kështu në një nënvlerësim të RER. Pra, një rritje në hapjen tregtare
çon në nënvlerësim të RER. Edwards (1989) thekson se tarifat, subvencionet e
eksportit dhe kufizimet e ndryshme jo-tarifore të importeve influencojnë ekuilibrin e
kursit real të këmbimit.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 53
Edwards (1989) në një studim në 12 vende në zhvillim sugjeron se kufizimet tregtare
shkaktojnë mbivlerësim të kursit real të këmbimit.
Hau (2002) në një studim në 54 vende sugjeron se rritja e shkallës së hapjes tregtare
shoqërohet me nënvlerësim të RER dhe se diferencat në shkallën e hapjes tregtare në
vende të ndryshme shpjegojnë një pjesë të madhe të variacionit të RER.
Calderon (2004) sugjeron se luhatjet e RER janë më të vogla nëse vendet janë më të
hapura ndaj tregtisë, madje përfshirja e shkallës së hapjes tregtare në ekuacionin e
vlerësimit të kursit real të këmbimit ndihmon për të zbutur efektin e tronditjeve të
variablave të tjerë ekonomikë mbi kursin real të këmbimit.
Zakaria dhe Ghauri (2011) treguan se hapja tregtare ka korrelacion pozitiv me kursin
real të këmbimit në Pakistan, duke nënkuptuar se rritja në këtë variabël shoqërohet
me nënvlerësim të RER. Në të njëjtin konkluzion arrin edhe Su(2009).
Ildiko(2008) në një studim për vendet e Evropës Juglindore sugjeron se shkalla më e
lartë e hapjes tregtare shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit në Çeki,
Hungari dhe Rumani, ndërsa në rastin e Polonisë ai nuk gjen ndikim të këtij variabli
mbi RER.
Megjithatë, Li(2003) sugjeron se kursi real i këmbimit do të nënvlerësohet vetëm
nëse liberalizimi tregtar është i një natyre të qëndrueshme, ndërkohë që reformat
tranzitore mund të çojnë në mbivlerësim real në periudhën afatshkurtër.
1.4.6 Politika fiskale
a-Ndryshimi i shpenzimeve qeveritare në produktet e tregtueshme (duke mbajtur të
pandryshuar defiçitin fiskal): një rritje në shpenzimet qeveritare për produkte të
tregtueshme nuk e ndikon ekuilibrin e brendshëm, por zhvendos kurbën e ekuilibrit të
jashtëm (figura 1.4). Rritja e shpenzimeve qeveritare krijon një defiçit tregtar, i cili
kërkon një nënvlerësim real për të mbajtur ekuilibrin e jashtëm. Nëse shpenzimet
vazhdojnë të mbeten konstante, kjo do të shkaktojë një kërkesë të tepërt për produkte
jo të tregtueshme, atëherë ekuilibri i ri mund të arrihet vetëm nëpërmjet një
kombinimi të nënvlerësimit të RER dhe të reduktimit në shpenzimet private (pika C
në figurën 1.4)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 54
Figura 1.4. Efekti i ndryshimit të shpenzimeve qeveritare
RER
B EB
A
C
EJ
C
b-Ndryshimi në shpenzimet qeveritare në produkte jo të tregtueshme: një rritje në
shpenzimet qeveritare në produkte jo të tregtueshme do të ndikojë ekuilibrin e
brendshëm. Rritja e kërkesës në sektorin e jo të tregtueshmeve do të çojë në rritjen e
çmimeve në këtë sektor, me qëllim që të arrihet përsëri ekuilibri brenda tij. Rritja e
çmimeve rrit edhe çmimin relativ të tyre. Në këtë mënyrë kurba e ekuilibrit të
brendshëm do të zhvendoset lart në (figura1.4). Kjo shoqërohet me mbivlerësim
real, i cili krijon një defiçit të paqëndrueshëm në llogarinë korrente. Për të arritur
gjendjen e ekuilibrit të brendshëm e të jashtëm kërkohet që RER të mbivlerësohet dhe
shpenzimet private të reduktohen (pika B figura 1.4).
Si sugjeron Montiel (1999) ekuilibri i RER është një funksion i kompozimit të
shpenzimeve qeveritare. Pra, ndikimi i shpenzimeve qeveritare mbi kursin real të
këmbimit është i paqartë.
Edwards (1989) në një studim në 12 vende në zhvillim sugjeron se rritja e
shpenzimeve qeveritare çon në mbivlerësim të kursit real të këmbimit.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 55
Caputo dhe Fuentes (2012) tregojnë se shpenzimet qeveritare më të larta shoqërohen
me mbivlerësim të RER.
Nga ana tjetër Benetrix dhe Lane (2009) në një studim për 11 vende që përdorin
monedhën euro tregojnë se rritja e këtyre shpenzimeve tenton të prodhojë
nënvlerësim real.
Galstyan dhe Lane (2009) duke përdorur një model me dy sektorë për një ekonomi të
hapur, në një studim në disa vende të OECD tregojnë se përbërja e shpenzimeve
qeveritare influencon sjelljen afatgjatë të kursit real të këmbimit: një rritje në
konsumin qeveritar shoqërohet me mbivlerësim të RER, ndërsa një rritje në investime
mund të gjenerojë nënvlerësim real.
1.4.7 Remitancat
Efekti i remitancave në kursin real të këmbimit është i paqartë. Remitancat
përfaqësojnë shtesa në nivelin e të ardhurave të familjeve. Kjo mund të shoqërohet
me rritjen e kërkesës për produkte të tregtueshme dhe jo të tregtueshme. Ndërsa
çmimet e produkteve të tregtueshme përcaktohen në tregun botëror, një rritje në
kërkesë në sektorin e jo të tregtueshmeve do të shoqërohet me një rritje të çmimit të
tyre, për ta kthyer këtë sektor përsëri në ekuilibër. Kështu një rritje relative e çmimit
të jo të tregtueshmeve ndaj të tregtueshmeve do të çojë në mbivlerësim të kursit real
të këmbimit. Për më tepër, çmimet më të larta në këtë sektor do të çojnë në rritjen e
ofertës në këtë sektor, duke transferuar burimet nga sektori i të tregtueshmeve drejt
sektorit të jo të tregtueshmeve, duke e reduktuar aktivitetin e tij. Ulja e aktivitetit të
sektorit të të tregtueshmeve do të çojë në rënie të eksporteve dhe rritje të importeve.
Kështu bilanci tregtar do të përkeqësohet dhe kursi real i këmbimit do të
nënvlerësohet.
Pritjet mbi efektin kontradiktor të remitancave mbi kursin real të këmbimit janë
konfirmuar edhe nga studimet empirike. Bordet dhe Falck (2006) studiojnë efektin e
ndikimit të tyre mbi RER në Kepin e Gjelbër dhe arrijnë në konkluzionin se
remitancat shoqërohen me mbivlerësim të kursit real të këmbimit.
Lopez, Molina dhe Bussolo (2007) në një studim për vendet e Amerikës së Jugut
sugjerojnë se rritja në fluksin e remitancave shoqërohet me mbivlerësim të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 56
rëndësishëm të RER. Rezultate të ngjashme sugjerohen edhe nga studiues të tjerë, si
Chowdhury dhe Fazl Rabbi (2011), Lartey et al (2009), Barajas et al(2011) etj.
Megjithatë, në studime të tjera empirike janë marrë rezultate të kundërta. Ozcan
(2011) në një studim për 10 vende në zhvillim arrin në konkluzionin se remitancat
kanë fuqinë të nënvlerësojnë kursin real të këmbimit.
Izquierdo dhe Montiel (2006) studiojnë 6 vende të Amerikës Qendrore dhe marrin
rezultate kontradiktore: në një rast ata gjejnë se remitancat shoqërohen me
mbivlerësim të RER; në një rast tjetër remitancat çojnë në nënvlerësim, ndërsa në
rastet e tjera ata nuk gjejnë lidhje midis remitancave dhe kursit real të këmbimit. Po
kështu, Mongardini dhe Rayner (2009) në një studim për vendet afrikane nuk gjejnë
lidhje midis remitancave dhe RER.
1.4.8 Oferta monetare
Një rritje në ofertën monetare ushtron presion inflacionist brenda vendit, sidomos mbi
çmimet e produkteve jo të tregtueshme. Kështu, rritja e ofertës monetare do të
shoqërohet me mbivlerësim të kursit real të këmbimit (Edwards, 1994: 70).
Megjithatë, Kia (2013) në një studim për përcaktuesit e ekuilibrit të kursit real të
këmbimit në Kanada për periudhën 1972-2010, sugjeron se oferta monetare nuk ka
ndikim statistikisht të rëndësishëm mbi kursin real të këmbimit.
1.5 Shënime përmbyllëse
Ekonomistët përgjithësisht bien dakort që një element kyç i një politike të
suksesshme, që siguron zhvillim dhe rritje të qëndrueshme, është që kursi real i
këmbimit të mbahet në nivelin ekuilibër të tij. Si është përmendur më sipër, një
devijim i lartë i kursit real të këmbimit nga ekuilibri i tij mund të dëmtojë rritjen
ekonomike, të rrisë inflacionin dhe mund të shkaktojë edhe krizë të monedhës
(Kaminsky dhe Reinhart, 1999, Frankel dhe Rose,2004).
Në këtë kapitull u paraqitën modelet më të përdorura nga ekonomistët në studimet e
tyre empirike: PPP, FEER, NATREX, BEER,etj. Nuk ka një model të vetëm, superior
për të vlerësuar ekuilibrin e RER; secili prej tyre ka pika të forta dhe të dobëta dhe
rezultati i marrë mund të ndryshojë në varësi të modelit të përdorur.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 57
Pariteti i Fuqisë Blerëse bazohet mbi Ligjin e Një Çmimi dhe sugjeron se ekuilibri i
kursit real të këmbimit është konstant. Studimet kanë treguar se, në fakt, ekuilibri i
kursit real të këmbimit është dinamik. Kjo ka çuar në formulimin e metodave të reja
për studimin e ekuilibrit. Avantazhi kryesor i tyre ndaj PPP është se ato lejojnë për
një ekuilibër të ndryshueshëm të kursit real të këmbimit gjatë kohës, me ndryshimin e
variablave thelbësorë ekonomikë që përcaktojnë RER.
Metoda FEER ndryshoi krejtësisht konceptin e ekuilibrit statik të propozuar nga PPP.
Metoda analizon gjendjen ekuilibër si niveli i RER në përputhje me ekuilibrin e
brendshëm dhe të jashtëm. Kontributi më i rëndësishëm i metodës është përcaktimi i
ekuilibrit të jashtëm, si gjendje e qëndrueshme e llogarisë korrente. Metoda lejon të
vlerësohet sa e shmangur nga ekuilibri është monedha e një vendi në krahasim me
ekuilibrin e vet afatmesëm, në përputhje me ekuilibrin e jashtëm. FEER mund të
përdoret si për të vlerësuar ekuilibrin bilateral, ashtu edhe atë efektiv. Megjithatë kjo
metodë ka edhe kufizime. Për shembull, metoda nuk specifikon si kursi real i
këmbimit lëviz nga niveli aktual drejt nivelit ekuilibër të tij. Gjithashtu, përdorimi i
saj kërkon të bëhen gjykime subjektive në lidhje me gjendjen e ekuilibrit të jashtëm.
Metoda NATREX është zgjatim i metodës FEER. Njësoj si FEER, metoda NATREX
analizon ekuilibrin afatmesëm, por në dallim nga FEER, kjo metodë analizon edhe
ekuilibrin afatgjatë. NATREX është norma në përputhje me papunësinë natyrore dhe
mungesën e faktorëve ciklikë dhe spekulativë. Në periudhën afatgjatë, NATREX
nënkupton edhe ekuilibër të portofolit. Vështirësitë në aplikimin e kësaj metode vijnë
nga supozimet bazë të saj, të cilat janë të vështira për tu përmbushur në një ekonomi
si Shqipëria.
Metoda BEER është një metodë e drejtëpërdrejtë ekonometrike, e cila e lidh
ekuilibrin e kursit real të këmbimit me ndikimin e variablave bazë ekonomikë. Në
dallim nga metoda FEER, ekuilibri i RER nuk nënkupton ekuilibër makroekonomik.
Metoda BEER mund të zbatohet edhe në kushtet e disekuilibrit ekonomik. Kjo
metodë analizon gjendjen dinamike të ekuilibrit. Avantazhi i përdorimit të metodës
BEER vjen nga fakti i përcaktimit të ekuilibrit të RER si funksion i variablave të cilat
mendohet të kenë ndikim të drejtëpërdrejtë mbi kursin real të këmbimit. Luhatjet e
kursit real të këmbimit shkaktohen nga luhatjet e variablave thelbësorë.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 58
Variablat bazë ekonomikë që përcaktojnë vlerën ekuilibër të kursit real të këmbimit,
të sugjeruar nga Edwards (1989) dhe Montiel (1999), ndahen në disa grupe, për
shembull faktorë të ofertës së brendshme, faktorë të mjedisit të jashtëm ekonomikë,
faktorë të integrimit në tregjet ndërkombëtare, faktorë të politikës fiskale dhe
monetare, etj. Studimi i ndikimit të secilit prej këtyre faktorëve mbi kursin real të
këmbimit është i rëndësishëm, pasi mundëson hartimin e politikave të rëndësishme
ekonomike. Nëse kursi real i këmbimit është i shmangur nga ekuilibri i tij, atëherë
autoritetet ekonomike mund të aplikojnë politikat e duhura makroekonomike për t’i
drejtuar variablat bazë ekonomikë drejt niveleve të duhura.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 59
2. EKUILIBRI I KURSIT REAL TË KËMBIMIT DHE FAKTORËT
PËRCAKTUES TË TIJ – ANALIZË EMPIRIKE
Hyrje
Qëllimi i këtij kapitulli është të paraqesë një pamje të përgjithshme të ekonomisë
shqiptare gjatë periudhës së marrë në studim, metodologjinë e kërkimit, ndërtimin e
variablave si dhe analizën empirike. Shqipëria ka patur rritje të rëndësishme
ekonomike gjatë periudhës 2002-2011 dhe kontributin më të madh në këtë rritje e ka
dhënë sektori i shërbimeve dhe ai i ndërtimit. Rritja ekonomike është shoqëruar me
stabilitet të çmimeve, sepse niveli i inflacionit në vend ka qenë përgjithësisht në
nivelin e 3%. Megjithatë, rritja ekonomike nuk është pasqyruar në nivelin e
punësimit, i cili ka qenë gati i pandryshuar gjatë gjithë periudhës në studim. Bilanci
tregtar i Shqipërisë vazhdon të jetë thellësisht negativ, ndërsa niveli i borxhit të
jashtëm është rritur vazhdimisht.
Meqënëse për të testuar hipotezat do të bëhet analiza e serive kohore të variablave
ekonomikë, atëherë metodologjia e kërkimit është në përputhje me ekonometrinë e
serive kohore. Variablat testohen për stacionaritet me testin Augmented Dickey-
Fuller (ADF) si dhe me testin Phillip-Perron (PP). Stacionariteti i serisë kohore
nënkupton që seria ka mesatare, variancë dhe kovariancë konstante, pra që nuk varen
nga koha “t”, dmth që seria kohore tenton të shkojë drejt mesatares afatgjatë. Nëse
seritë kohore janë proçese jo-stacionarë, atëherë modelimi me metodën e katrorëve
më të vegjël do të gjenerojë një regresion të rastit (spurious regression). Pas testimit
për stacionaritet, variablat testohen për mundësinë e kointegrimit, pra të një lidhjeje
afatgjatë midis tyre. Ekzistenca e marrëdhënies afatgjatë midis variablave testohet me
procedurën Johansen, e cila lejon që variablat të jenë stacionare të rendit zero I(0)
dhe të rendit të parë I(I), duke qenë kështu më superiore se metoda e Katrorëve më të
Vegjël të Gabimit OLS, e cila i kërkon të gjithë variablat me rendin I(I). Nëpërmjet
VECM evidentohen koeficientët afatshkurtër dhe ata afatgjatë që ndikojnë mbi
variablat e varur të modeleve që ndërtohen për testimin e hipotezave. Seritë kohore
për variablat janë ndërtuar me të dhëna nga Instituti i Statistikave, Banka e
Shqipërisë, baza e të dhënave të Bankës Botërore dhe të Kombeve të Bashkuara.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 60
Seritë kohore janë ndërtuar për kursin real të këmbimit, produktivitetin relativ midis
sektorëve të ekonomisë TNT, termat e tregtisë TOT, shërbimin e borxhit DEBT,
hapjen tregtare OPEN, shpenzimet qeveritare GOV, remitancat REM, ofertën
monetare MS. Kohëzgjatja e vogël e serive kohore nuk mundëson për një numër të
madh të variablave shpjegues në model, por janë përzgjedhur 7 variabla të pavarur,
me qëllim që të ketë mundësi zgjedhjeje, nëse ndonjë variabël rezulton jo-stacionar.
Kapitulli mbyllet me rezultatet e analizës empirike, nëpërmjet së cilës identifikohen
variablat ekonomikë, të cilët ndikojnë kursin real të këmbimit në periudhën
afatshkurtër dhe atë afatgjatë si dhe evidentimi i shmangies së mundshme të tij nga
gjendja ekuilibër.
2. 1 Kursi Real i Këmbimit Përballë Zhvillimeve Makroekonomike në Shqipëri
Në këtë seksion do të paraqitet një analizë e treguesve kryesorë të ekonomisë
shqiptare pergjatë viteve 2002-2012.
2.1.1 Ecuria e kursit nominal të këmbimit lek/euro
Siç dihet, Shqipëria qysh në fillimet e tranzicionit ka adoptuar regjimin fleksibël të
kurseve të këmbimit. Kjo nënkupton që çmimi i monedhave të huaja, pra edhe i
monedhës euro kundrejt lekut shqiptar përcaktohet nga kushtet e tregut valutor. Gjatë
periudhës 2002-2011 kursi nominal i këmbimit ka patur volatilitet të lartë. Gjatë vitit
2002 monedha euro është forcuar vazhdimisht, derisa arrin në nivelin e 140 lekëve në
tremujorin e parë të vitit 2003. Në periudhën në vazhdim, kursi i këmbimit ka lëvizur
në drejtim të forcimit të monedhës lek dhe dobësimit të monedhës euro. Në
tremujorin e dytë të vitit 2004 vlera e euros zbret nën nivelin e 130 lekëve, saktësisht
në 126 lekë dhe vazhdon të luhatet afër kësaj vlere deri në tremujorin e fundit të vitit
2007 ku arrin në nivelin e 121 lekë për euro, që është edhe niveli më i ulët gjatë gjithë
periudhës në studim. Në fillim të vitit 2009 euro fiton sërish terren ndaj lekut shqiptar
me vlerën 128 lekë për euro. Në periudhat në vazhdim, leku dobësohet ndërsa euro
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 61
forcohet duke qëndruar vazhdimisht mbi nivelin e 136 lekëve për euro, me nivelin më
të lartë prej 141 lekë në tremujorin e dytë të vitit 2011.
Figura 2.1 Lëvizjet e kursit nominal të këmbimit lek/euro në vitet 2002-2011
Burimi: Banka e Shqipërisë
2.1.2 Rritja ekonomike
Treguesi i rritjes ekonomike dhe ai i rritjes së të ardhurave për frymë përdoren
zakonisht për të vlerësuar zhvillimin ekonomik të një vendi. Shqipëria ka patur një
rritje të qëndrueshme ekonomike, në kontrast kjo me ekonomitë e vendeve fqinjë.
Nga viti 2002 produkti është rritur vazhdimisht duke kaluar nga niveli 4.2% i vitit
2002 deri në nivelin 7.5% të vitit 2008, që përbën edhe rritjen më të madhe gjatë
gjithë periudhës. Pas vitit 2008 produkti ka filluar të bjerë, duke kaluar deri në nivelin
3.1% të vitit 2011. Kontributin më të madh në rritjen ekonomike e ka dhënë sektori i
ndërtimit dhe i shërbimeve (tabela 2.1) edhe pse të dy sektorët kanë luhatje të mëdha
gjatë viteve. Sektori i shërbimeve është kontribuesi më i qëndrueshëm i rritjes
ekonomike në Shqipëri. Me përjashtim të vitit 2003 dhe 2004, në gjithë pjesën tjetër
të periudhës, ky sektor ka shkaktuar rreth 45-50% të rritjes ekonomike çdo vit.
110
115
120
125
130
135
140
145 20
02Q
1
2002
Q4
2003
Q3
2004
Q2
2005
Q1
2005
Q4
2006
Q3
2007
Q2
2008
Q1
2008
Q4
2009
Q3
2010
Q2
2011
Q1
2011
Q4
kursi nominal i këmbimit lek/euro
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 62
Figura 2.2 Rritja ekonomike e Shqipërisë gjatë periudhës 2002-2011
Burimi: INSTAT
Përsa i përket sektorit të ndërtimit, ndikimi i tij në rritjen ekonomike ka qenë më i
madh në fillim të periudhës, me rreth 50% të saj në vitin 2002 dhe 2003. Në vitet e
mëpasme kontributi i tij ka rënë, derisa në vitin 2010 ky sektor ka patur një rënie
shumë të madhe, aq sa ka anuluar 2.3% rritje ekonomike të realizuar nga sektorët e
tjerë të ekonomisë. Edhe në vitin 2008, që është viti me rritjen më të madhe
ekonomike, sektori i ndërtimit ka kontribuar vetëm me 1.5% në totalin prej 7.5%.
Sektori i industrisë dhe i bujqësisë kanë dhënë kontributin më të vogël në rritjen
ekonomike. Sektori i bujqësisë pa patur një rritje relativisht të vogël. Kontributi
mesatar i gjithë periudhës është rreth 0.7% ndërkohë që vendi është rritur mesatarisht
me 5% gjatë periudhës.
Edhe sektori i industrisë ka patur një kontribut modest në rritjen ekonomike në
Shqipëri. Ky sektor ka patur luhatje të mëdha, duke kaluar nga -0.3% e vitit 2002 në
1.8% në vitin 2003, për të arritur në -1% në vitin 2007. Kontributi mesatar i këtij
sektori në rritjen ekonomike është afërsisht i njëjtë me atë të bujqësisë, rreth 0.7%.
0
1
2
3
4
5
6
7
8
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
Rritja ekonomike
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 63
Tabela 2.1 Kontributi i sektorëve në rritjen ekonomike në vitet 2002-2011
vitet bujqësia industria ndërtim shërbime
2002 0.5 -0.3 2.1 2.0
2003 0.6 1.8 2.6 0.3
2004 1.4 1.1 0.9 1.5
2005 0.1 1.1 0.8 3.1
2006 0.6 1.2 1.3 2.1
2007 0.5 -1.0 1.6 4.4
2008 1.2 0.7 1.5 3.4
2009 0.3 0.9 0.1 2.0
2010 1.3 1.7 -2.3 2.5
2011 0.7 -0.3 0.3 1.9
Burimi:INSTAT
2.1.3 Ecuria e çmimeve dhe inflacioni
Një tregues tjetër i performancës ekonomike të një vendi është edhe inflacioni. Gjatë
viteve 2002-2012 inflacioni në Shqipëri ka qenë në nivele përgjithësisht të ulta.
Niveli më i lartë i tij shënohet në vitin 2002 me 5.5%, i cili u përgjysmua në vitin
pasardhës. Pas vitit 2003 rritja e çmimeve ka qenë nën nivelin e 3%, deri në vitin
2010 kur arrin në 3.6%.
Brenda shportës së konsumatorit, grupi “ushqime” ka pësuar një rritje të vogël të
çmimeve. Vlera e tyre ka qenë gati e pandryshuar përgjatë periudhës 2002-2006, për
të pësuar pastaj një rritje prej 5.5-6% çdo vit, deri në fund të 2011. Përgjatë gjithë
periudhës në studim, çmimet e grupit “ushqime” janë rritur mesatarisht më 2.3% në
vit.
Çmimet e grupit “qera, lëndë djegëse dhe energji” janë pothuajse të pandryshuara
përgjatë viteve 2002-2004. Pas kësaj periudhe çmimet rriten në mënyrë të
rëndësishme: indeksi i tyre rritet me gati 8% në vitin 2005 dhe vazhdon të rritet në
mënyrë të vazhdueshme me afërsisht 5% cdo vit deri në fund të 2008. Në vitet në
vazhdim, çmimet e këtij grupi rriten në mënyrë më të përmbajtur, me 1.5-2% çdo vit.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 64
Në grupin “hotele, restorante dhe kafene”, indeksi i çmimeve të tyre është rritur në
mënyrë të vazhdueshme me 2.5-3% çdo vit përgjatë periudhës.
Figura 2.3 Ecuria e PPI, CPI dhe inflacionit në vitet 2002-2012
Burimi:WDI dhe INSTAT
Ndërsa, përsa i përket Indeksit të Çmimeve të Prodhuesit (PPI), ky indeks ka patur një
luhatshmëri më të madhe se CPI. Në vitet 2003-2004 niveli i PPI është rritur deri në
11%. Në vitet në vazhdim, niveli i çmimeve të prodhimit ka patur rritje më të
moderuar, derisa në vitin 2008, niveli i PPI rritet me 6.7% duke kaluar në këtë vit
edhe nivelin e çmimeve të konsumit CPI. Mbas këtij viti, indeksi ka pësuar rënie.
2.1.4 Flukset e monedhave të huaja në Shqipëri
Flukset më të rëndësishëm të monedhave të huaja në Shqipëri përbëhen kryesisht nga
remitancat si dhe investimet e huaja direkte.
2.1.4.1 Remitancat
Pas rënies së diktaturës komuniste Shqipëria pati një largim të madh të qytetarëve të
vet jashtë vendit, sidomos të atyre në moshë pune. Fillimisht shqiptarët u dyndën në
vendet fqinje, Itali dhe Greqi. Në Greqi sot numërohen rreth 700.000 shqiptarë që
0
20
40
60
80
100
120
140
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
CPI
PPI
infl.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 65
përbëjnë rreth 50% të popullsisë migratore shqiptare, ndërsa në Itali rreth 500.000
shqiptarë (United Nations Report,2012). Emigrantët jashtë vendit, që shkojnë rreth
1.438.000 shqiptarë përbëjnë rreth 45.4% të popullsisë shqiptare (Migration and
Remitances Factbook, 2011). Remitancat kanë patur një trend rritës gjatë viteve,
megjithëse ka patur luhatje të vogla në periudha të caktuara. Niveli më i lartë i tyre i
takon vitit 2008 me 833 milionë euro, ndërsa pas këtij viti niveli i tyre ka ardhur duke
u ulur deri në nivelin e 675 milionë euro në vitin 2012.
Shqipëria është një vend me të ardhura të ulta dhe dërgesat e emigrantëve përbëjnë
një të ardhur shumë të rëndësishme për familjet shqiptare. Sipas një studimi të
Institutit Agenda (2011), rreth 60% e familjeve shqiptare me të ardhura deri në 300$
në muaj e kanë dërgesën e emigrantëve jetike. Dërgesa mesatare mujore e
emigrantëve shkon deri në 150$ në muaj. Pjesa më e madhe e remitancave
shpenzohet për blerje të mallrave të konsumit dhe shërbime mjekësore.
Flukset e remitancave në Shqipëri kanë qenë aq të rëndësishëm, sa kanë përbërë një
pjesë të rëndësishme të GDP. Në vitet e para të tranzicionit remitancat shkonin deri
në mbi 20% të GDP, madje në vitin 93 arrinin deri në 27% të saj.
Figura 2.4 Remitancat gjatë periudhës 1992 – 2010
Burimi: Banka e Shqipërisë
0
5
10
15
20
25
30
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
remitancat (%GDP)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 66
Gjatë periudhës 2002-2012, niveli i remitancave si përqindje e GDP vjen vazhdimisht
duke u ulur. Niveli më i ulët i takon vitit 2010 me 9%. Megjithatë, remitancat
përbëjnë fluksin më të madh të monedhave të huaja, madje edhe më shumë se
investimet e huaja direkte dhe ndihma zyrtare për zhvillim.
Figura 2.5 Krahasimi i fluksit të Remitancave, FDI dhe Ndihmës së Huaj Zyrtare
Burimi: WDI dhe Banka e Shqipërisë
2.1.4.2 Investimet e huaja direkte
Investimet e Huaja Direkte (FDI) janë një burim shumë i rëndësishëm i financimit të
kapitalit në ekonomitë e vogla, si Shqipëria. Deri në vitin 1990 Shqipëria e izoluar, i
kishte të ndaluara investimet e huaja. Pas rënies së komunizmit, investitorët e huaj
filluan të investonin në Shqipëri. Flukset e para të tyre i takojnë vitit 1992 me $20
milionë, të cilat përbënin 2.8% të GDP të këtij viti. Në vitet e mëvonshme, niveli i
tyre ka qenë përgjithësisht në nivele të qëndrueshme. Niveli më i ulët i takon vitit
1999 me $41 milionë ose 1.2% të GDP. Kjo mund të shpjegohet me situatën e
vështirë që pasoi krizën e vitit 1997. Gjatë periudhës 2002-2006, investimet e huaja
direkte kanë qenë në nivele përgjithësisht të ulta. Megjithatë, pas vitit 2007, niveli i
tyre ka parë vetëm rritje, duke kaluar nivelin e $1.37 miliardë në vitin 2011, që
përbën 10.7% të GDP.
Investitorët kryesorë në Shqipëri janë vendet e Bashkimit Europian. Greqia është
vendi me më shumë investime dhe së bashku me Italinë dhe Gjermaninë kanë
0
200000000
400000000
600000000
800000000
1E+09
1.2E+09
1.4E+09
1.6E+09
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
Rem
FDI
ODA
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 67
investuar në Shqipëri rreth 46.2% të totalit të investimeve në vitin 2008, ndërsa në
vitin 2011 rreth 32.3% të totalit të investimeve. Sektori financiar, telekomunikacioni
dhe industria nxjerrëse e mineraleve janë sektorët kryesorë të ekonomisë ku janë bërë
investimet më të mëdha.
Figura 2.6 Investimet e Huaja Direkte në periudhën 2002-2011
Burimi: WDI
2.1.5 Ecuria e Borxhit të Jashtëm të Shqipërisë
Borxhi i Qeverisë përbëhet nga borxhi i brendshëm dhe ai i jashtëm. Stoku total i
borxhit në fillim të periudhës ka patur trend rënës, duke u ulur me afërsisht 10% ,
sepse niveli i tij ka kaluar nga 62.84% në vitin 2002 deri në 53.43% në vitin 2007.
Pas vitit 2007,stoku i borxhit ka ardhur duke u rritur derisa në vitin 2012 e ka kaluar
përsëri vlerën e 60% të GDP me nivelin 61.51% .
Struktura borxh i brendshëm/borxh i jashtëm ka qenë në favor të borxhit të
brendshëm, i cili ka përbërë mesatarisht rreth 69% të këtij borxhi, me nivelin më të
lartë në vitin 2007, ku borxhi i brendshëm përbënte rreth 71% të totalit të borxhit. Pas
këtij viti, struktura e borxhit tregon rënie të peshës së borxhit të brendshëm deri në
56%, duke kaluar në favor të borxhit të jashtëm. Në fund të vitit 2012, borxhi i
jashtëm përbënte 43.2% të totalit të borxhit.
0
200000000
400000000
600000000
800000000
1E+09
1.2E+09
1.4E+09
1.6E+09
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
FDI
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 68
Figura 2.7 Stoku i borxhit, të brendshëm dhe të jashtëm, në vitet 2002-2012
Burimi:Ministria e Financave
Përsa i përket strukturës sipas monedhave të stokut të borxhit të jashtëm, euro është
monedha kryesore. Pesha e saj në totalin e borxhit ka kaluar nga 30% në vitin 2004
në 58% në vitin 2012, ndërkohë që dollari amerikan zë një peshë relativisht të vogël
në totalin e borxhit me mesatarisht 8% përgjatë gjithë periudhës.Kjo tregon se stoku i
borxhit të jashtëm të Shqipërisë ndikohet në masë të rëndësishme nga ndryshimet e
kursit të lëmbimit lek/euro.
Figura 2.8 Struktura e përbërjes së borxhit të jashtëm sipas monedhave 2002-2012
Burimi: Ministria e Financave
0
10
20
30
40
50
60
70
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
Stoku I borxhit gjithsej(%GDP)
Stoku I borxhit tw brwndshwm(%GDP)
Stoku I borxjit tw jashtwm(%GDP)
0
10
20
30
40
50
60
70
2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
EUR
USD
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 69
Përsa i përket ecurisë së shërbimit të borxhit, raporti i pagesave të borxhit ndaj
eksporteve ka patur luhatje të mëdha gjatë kohës. Pagesat e interesave dhe principalit
të borxhit të jashtëm kanë kaluar nga niveli 64.5 milionë euro në vitin 2002 në
afërsisht 140 milionë euro në vitin 2012. Nga viti 2002 deri në fund të vitit 2005,
shërbimi i borxhit ndaj totalit të eksporteve kalon nga 6.7% në 4.1%, ndërkohë që në
vitin 2006 arrin nivelin e 8.53% . Niveli më i lartë i shërbimit të borxhit të jashtëm i
takon vitit 2012 me 9.01%.
Figura 2.9 Shërbimi i borxhit gjatë viteve 2002-2012
Burimi: Ministria e Financave, Banka e Shqipërisë
2.1.6 Ecuria e tregtisë ndërkombëtare të Shqipërisë
Shqipëria ka bilanc tregtar thellësisht negativ. Importet e vendit janë rritur ndjeshëm
gjatë periudhës, duke kaluar nga niveli 1,582 milionë euro në vitin 2002 në vlerën e
3,905 milionë euro në fund të vitit 2012. Niveli më i lartë i importeve i takon vitit
2011 me 3,905 milionë euro. Pjesa më e madhe e importeve të Shqipërisë realizohet
nga vendet e Bashkimit Europian, kryesisht nga Italia, ku në vitin 2012 janë
importuar rreth 32% e totalit të produkteve të importuara. Pjesën më të madhe të
produkteve të importit e zë grupi “makineri dhe pajisje’ si dhe mallrat e përpunuar.
0
2
4
6
8
10
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
debt serv
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 70
Tabela 2.2 Bilanci tregtar i Shqipërisë 2002-2012 (mil.euro)
vitet Eksportet Importet Bilanci tregtar
2002 351 1582 -1231
2003 395 1643 -1248
2004 486 1831 -1345
2005 530 2084 -1554
2006 631 2411 -1780
2007 786 3045 -2259
2008 917 3570 -2653
2009 751 3249 -2498
2010 1172 3474 -2302
2011 1406 3905 -2499
2012 1526 3783 -2257
Burimi: Banka e Shqipërisë
Ndërkohë, importet plotësojnë një pjesë shumë të madhe të kërkesës totale të
Shqipërisë. Norma e penetrimit të importeve ka qenë gjithmonë në rritje përgjatë
gjithë periudhës, duke kaluar nga niveli 35.5% i vitit 2002 në 44.5% në fund të vitit
2010.
Figura 2.10 Norma e penetrimit të importeve
Burimi: United Nations Statistical Database
0
10
20
30
40
50
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 71
Përsa i përket eksporteve, edhe ato kanë patur trend rritës gjatë periudhës duke kaluar
nga vlera 351 milionë euro e vitit 2002 në vlerën 1,526 milionë euro në vitin 2012, që
përbën edhe nivelin më të lartë të eksporteve gjatë periudhës në studim. Edhe për
eksportet, partnerët kryesorë të Shqipërisë janë vendet e Bashkimit Europian, drejt të
cilave në fund të vitit 2012 janë eksportuar rreth 80% e totalit të produkteve, ku Italia
zë peshën kryesore me 51.2%.
Sidoqoftë, rritja e eksporteve nuk ka mundur të tejkalojë importet, të cilat përgjatë
gjithë periudhës janë rritur shumë më tepër se eksportet, duke rezultuar me defiçit
shumë të lartë në llogarinë e bilancit tregtar.
2.1.7 Ecuria e politikës fiskale në Shqipëri
Shpenzimet qeveritare përfaqësojnë një komponent të rëndësishëm të GDP në
Shqipëri. Niveli i tyre gjatë periudhës 2002-2012 është luhatur te vlera 30% e GDP.
Në vitin 2002 shpenzimet qeveritare përbëjnë 30.9% të GDP për tu ulur në nivelin
28.5% të GDP në vitin 2005. Në vitin në vazhdim, shpenzimet qeveritare kanë pësuar
rritje deri në nivelin 33.1% të GDP, që përbën edhe nivelin më të lartë të
shpenzimeve qeveritare pergjatë periudhës. Në vitin 2011 niveli i tyre u ul në 29.4%
të GDP.
Figura 2.11 Shpenzimet qeveritare gjatë viteve 2002-2011
Burimi: Ministria e Financave
28
29
30
31
32
33
34
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
shpenz.qev.(%GDP)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 72
Shpenzimet korrente përbëjnë pjesën më të madhe të shpenzimeve qeveritare. Niveli
mesatar i tyre është rreth 80% e totalit të shpenzimeve qeveritare. Në fillim të
periudhës në studim, shpenzimet korrente përbëjnë 80.3% të totalit, ndërsa në vitin
pasues (2003) niveli i tyre u rrit në 84.4% të totalit të shpenzimeve qeveritare. Në
vitet në vazhdim, shpenzimet korrente fillojnë të bien, derisa arrijnë në nivelin 71.2%
të totalit të shpenzimeve në vitin 2008, që përbën edhe nivelin më të ulët të tyre
përgjatë gjithë periudhës. Në vitet 2009-2011 niveli i shpenzimeve korrente rritet; në
vitin 2011 ato arrijnë në 81.2% të shpenzimeve qeveritare.
Nga ana tjetër, shpenzimet kapitale përbëjnë rreth 20% të totalit të shpenzimeve
qeveritare, me nivelin më të lartë në vitin 2008 me 28.8% të totalit të shpenzimeve
qeveritare dhe me nivelin më të ulët në vitin 2003 me 15.6% të totalit.
Figura 2.12 Shpenzimet qeveritare korrente dhe kapitale
Burimi: Ministria e Financave
Shpenzimet e larta qeveritare kanë çuar në një nivel të lartë të defiçitit buxhetor.
Gjatë gjithë periudhës defiçiti buxhetor ka qenë afërsisht në nivelin e 4.7% të GDP.
Në vitin 2002 defiçiti është në nivel të lartë, në 6.1% të GDP dhe ka vazhduar
afërsisht në këtë nivel deri në vitin 2006 kur defiçiti arriti në 3.3% të GDP. Në vitet
në vazhdim defiçiti rritet përsëri derisa në vitin 2009 arrin në nivelin e 7.04% të GDP,
0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
korrente(%tot)
kapitale(%tot)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 73
që është edhe niveli më i lartë gjatë gjithë periudhës. Në vitin 2011 defiçiti u ul në
3.6% të GDP.
Figura 2.13 Defiçiti buxhetor i Shqipërisë 2002-2011
Burimi: Ministria e Financave
2.2 Metodologjia e kërkimit
Si është përmendur në kapitullin e parë, në këtë studim do të testohen dy hipoteza.
Hipoteza e parë lidhet më ekuilibrin e kursit real të këmbimit në Shqipëri sipas
metodologjisë BEER, ndërsa hipoteza e dyte teston ndikimin e kursit real të kembimit
në disa variabla të rëndësishëm makroekonomikë. Meqënëse për të testuar hipotezat
do të bëhet analiza e serive kohore të variablave ekonomikë, atëherë metodologjia e
kërkimit është në përputhje me ekonometrinë e serive kohore.
Teknika të shumta, duke filluar nga metodat e regresionit klasik deri tek ato të
kointegrimit mundësojnë vlerësimin e parametrave të lidhjes së kursit real të
këmbimit me variablat thelbësorë ekonomikë. Metodat e regresionit bazohen mbi
supozimin se të gjithë variablat e përfshirë në model janë stacionarë. Megjithatë,
shumë seri ekonomike janë jo-stacionare, prandaj metoda e regresionit mund të japë
vlerësime jo të vlefshme për parametrat e ekuacionit. Problemi më i zakonshëm me
regresionin e serive kohore është vlera shumë e lartë e edhe pse mund të mos ketë
lidhje të kuptimtë midis variablit të varur dhe variablave të pavarur. Kjo situatë njihet
me termin “regresion fals” dhe ndodh më tepër për shkak të ekzistencës së trendit në
0
1
2
3
4
5
6
7
8
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
deficiti buxhetor(%GDP)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 74
seritë kohore, sesa nga një lidhje midis variablave. Këto probleme çuan në zhvillimin
e metodave të reja, të bazuara në kointegrimin. Kointegrimi është një koncept
statistikor brenda kuadrit të teorive të regresionit. Dy apo më shumë seri janë të
kointegruara nëse ekziston një kombinim linear midis tyre, i tillë që të gjenerojë
mbetje me trend stacionar. Vetëm në këtë rast rezultatet e regresionit janë statistikisht
të vlefshme dhe të kuptimta ekonomikisht. Kointegrimi nënkupton që variablat e
përfshira në ekuacionin e regresit lëvizin së bashku.
Përpara se të futen në model variablat duhet të testohen për stacionaritet. Në vijim
paraqiten teste për stacionaritetin apo të quajtur ndryshe teste të rrënjëve unitare.
2.2.1 Testi i stacionaritetit (Unit Root Test).
Prezenca apo mungesa e rrënjës unitare ndihmon për të identifikuar stacionaritetin e
serisë kohore. Seria kohore është stacionare nëse ajo ka mesatare, variancë dhe
kovariancë konstante, pra që nuk varen nga koha “t”. Në këtë rast thuhet që seria
kohore nuk ka rrënjë unitare (Unit Root). Në të kundërt, seria konsiderohet si proçes
jo-stacionar, që nuk ka tendencë të shkojë drejt mesatares afatgjatë. Në këtë rast,
varianca e serisë kohore varet nga koha “t” dhe shkon në infinit, nëse koha “t” shkon
në infinit. Në këtë rast seria kohore quhet e pavlefshme statistikisht për ta përdorur në
probleme të parashikimit. Nëse seritë kohore janë proçese jo-stacionarë, atëherë
modelimi me metodën e katrorëve më të vegjël do të gjenerojë një regresion të rastit
(spurious regression).
Nëse një seri kohore rezulton jo-stacionare, ajo mund të kthehet në stacionare duke e
diferencuar atë. Diferencimi i rendit të parë nënkupton gjenerimin e një serie të re
kohore,ku çdo vlerë paraqet diferencën e vlerës ne kohen “t” me vlerën në kohën“t-
1”:
= -
Diferencimi i rendit të dytë kërkon që diferenca të bëhet me vlerën në kohën “t-2”:
= -
Seritë kohore mund të diferencohen disa herë derisa ato të kthehen në stacionare.
Nëse një seri kohore është stacionare pa u diferencuar, ajo quhet e integruar e rendit
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 75
zero I(0). Nëse seria bëhet stacionare, pasi diferencohet një here, quhet e integruar e
rendit të parë I(I), e kështu me rradhë.
Çdo seri kohore, përpara se të përdoret në një model regresi duhet të testohet për
stacionaritet. Testet e shumtë të regresit kërkojnë që seritë kohore të kenë të njëtin
rend të integrimit. Nëse variablat kanë rende të ndryshme të integrimit, atëherë
metoda e zakonshme e regresit e Katrorëve më të Vegjël (OLS) nuk mund të
përdoret. Në këtë rast, për të gjetur ekuacionin e lidhjes mund të përdoret testi i
kointegrimit Johansen, i cili lejon futjen në model të variablave me rend të ndryshëm
të integrimit I(0) dhe I(I), por jo I(2). Meqënëse në model do të futen më shumë se 2
variabla, atëherë ekziston mundësia e më shumë se një vektori të kointegrimit.
Për të studiuar stacionaritetin përdoren disa teste, por më i përdoruri prej tyre është
testi Augmented Dickey-Fuller (ADF test). Megjithatë, ky test nuk konsiderohet si
shumë i besueshëm për zgjedhjet e vogla (Harris dhe Sollis,2003). Për zgjedhjet e
vogla, duket se ky test tenton të hedhë poshtë hipotezën zero, kur ajo është e vërtetë
dhe ta pranojë atë, kur është e gabuar. Prandaj, rezultatet e testit ADF sugjerohet që të
verifikohen me teste të tjerë të stacionaritet, si Phillips-Perron (PP test).
2.2.2 Testi i kointegrimit
Midis testeve të ndryshëm të kointegrimit, në këtë studim do të përdoret testi
Johansen. Ky test është bërë një mjet i rëndësishëm në studimin e serive kohore. Testi
arrin të kapë vetitë themelore të të dhënave të serive kohore dhe është një test i
sistemeve të ekuacioneve, që jep vlerësime për të gjitha marrëdhëniet e kointegrimit
që mund të ekzistojnë brenda një vektori të variablave jostacionarë, apo të një
përzierje variablash stacionarë dhe jo-stacionarë (Harris,1995). Testi mundëson për
më shumë se një vektor të kointegrimit. Në një rast të tillë, gjykohet mbi bazën e
lidhjeve ekonomike midis variablave për të zgjedhur vektorin, që përfaqëson lidhjen
afatgjatë midis tyre, në përputhje me teorinë ekonomike. Në këtë rast thuhet se
variabli i varur dhe variablat e pavarur janë të kointegruar dhe në këndvështrimin e
këtij studimi mund të thuhet se ekziston një marrëdhënie afatgjatë ekuilibri midis
tyre.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 76
Kointegrimi ka implikime të rëndësishme ekonomike. Mund të ndodhë që seritë
kohore të jenë jostacionare në vetvete, por ato lëvizin së bashku gjatë kohës. Kjo, për
shkak se seritë kohore mund të ndikohen nga faktorë të ndryshëm, psh. forcat e
tregut, të cilat bëjnë që seritë të kenë ndonjë lloj lidhjeje në periudhën afatgjatë. Kjo
është e rëndësishme, për qëllimet e këtij studimi, në evidentimin e variablave të cilët,
në periudhën afatgjatë, mund të ndikojnë RER.
Testi i kointegrimit Johansen përbëhet në vetvete nga dy teste: trace test si dhe
maximum eigenvalue test.
Në disa raste trace test dhe maximum eigenvalue test mund të japin rezultate
kontradiktore. Toda (1994) dhe Luintel dhe Khan (1999:392) tregojnë se trace test
është më i qëndrueshëm se maximum eigenvalue test.
Duke pranuar që në periudhën afatgjatë variablat tentojnë drejt gjendjes së ekuilibrit
të tyre, mund të mos ndodhë kështu në periudhën afatshkurtër dhe në këtë rast gjendja
karakterizohet si disekuilibër.
2.2.3 Metoda e Vektorit të Korrigjimit të Gabimit (VECM)
Për të identifikuar koeficientët e ndikimit, jo vetëm afatgjatë, por edhe ata
afatshkurtër, në këtë studim do të përdoret metoda e Vektorit të Korrigjimit të
Gabimit (Vector Error Correction Method, VECM):
= + + +
Ku: tregon variablin në diferencë të parë, është gabimi i kointegrimit me një
hap vonesë, ndërsa është termi i gabimit. Ky model lidh ndryshimet në Y me
ndryshimet në X dhe me gabimin “ekuilibrues” në periudhën e mëparshme. Termi i
korrigjimit të gabimit arrin të kapë shpejtësinë e përshtatjes drejt ekuilibrit
afatgjatë. Nëse rezultatet tregojnë se është statistikisht i rëndësishëm, kjo do të
thotë se shmangia nga ekuilibri i variablit Y në një periudhë, do të korrigjohet në
periudhën pasardhëse. Modeli VEC lejon që në një ekuacion të vetëm të evidentohen
variablat shpjegues afatshkurtër si dhe ata afatgjatë që ndikojnë mbi variablin e varur.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 77
2.2.4 Kontrollet diagnosikues
Kontrollet diagnostikues janë shumë të rëndësishëm për studimin, pasi ata testojnë
vlefshmërinë e modelit dhe të parametrave të vlerësuar nëpërmjet tij. Kontrollet
diagnostikues testojnë mbetjet e modelit VEC për normalitet në shpërndarjen e
mbetjeve, për autokorrelacion në mbetje si dhe për heteroskedasticitet. Një model i
qëndrueshëm duhet të ketë mbetje të shpërndara normalisht, megjithatë mungesa e
normalitetit nuk e bën testin jo të vlefshëm. Islam dhe Ahmed (1999:105) theksojnë
se çështja më e rëndësishme në analizën e kointegrimit është që mbetjet të jenë të
pakorreluara dhe homoskedastike.
Një nga supozimet kyç në analizën e regresit është që varianca e termit të gabimit
është konstante përgjatë të dhënave. Nëqoftëse termi i gabimit ka variancë konstante,
gabimi quhet homoskedastik. Nëqoftëse termi i gabimit nuk ka variancë konstante,
gabimi quhet heteroskedastik. Ekzistenca e heteroskedasticitetit konsiderohet si
problem i madh në analizën e modelit, sepse prezenca e heteroskedasticitetit mund të
bëjë të pavlefshme rezultatet e testeve të tjerë statistikorë, të cilët supozojnë se
mbetjet janë të shpërndara normalisht dhe nuk janë të korreluara.
2.3 Ndërtimi i variablave
Ekuilibri i kursit real të këmbimit varet nga variablat e përzgjedhur, si variabla
shpjegues të sjelljes së tij. Në këtë studim, si variabla thelbësorë ekonomikë, që
përcaktojnë kursin real të këmbimit në Shqipëri përfshihen: produktiviteti relativ i
sektorit të të tregtueshmeve ndaj jo të tregtueshmeve TNT; termat e tregtisë TOT;
shërbimi i borxhit DEBT; hapja tregtare OPEN; shpenzimet qeveritare GOV;
remitancat REM dhe oferta monetare MS. Në vijim paraqitet mënyra e ndërtimit të
serive kohore për secilin variabël.
Kursi real i këmbimit RER, i cili llogaritet si mesatare gjeometrike e ponderuar e
indeksit të çmimeve të vendeve partnere krahasuar me çmimet vendase.
RER =E
=
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 78
Ku është kursi nominal i këmbimit, i shprehur si njësi të lekut për një euro,
është niveli i çmimeve të vendit të i-të dhe është pesha korresponduese për vendin
partner të i-të. Sipas këtij përcaktimi rënia e indeksit do të tregojë një mbivlerësim
real, ndërsa rritja e tij tregon një nënvlerësim real të monedhës vendase. Peshat
korresponduese do të llogatiten nëpërmjet formulës:
=
ku është vlera e eksporteve të vendit të i-të, është vlera e eksporteve të vendit
të i-të dhe = 1
Në këtë studim, si indekse të çmimeve, përdoren Indekset e Çmimeve të
Konsumatorit (CPI) të Shqipërise dhe të tre vendeve partnere tregtare kryesore, Itali,
Greqi, Gjermani, të cilat së bashku përbëjnë rreth 70% të volumit të shkëmbimeve
tregtare të Shqipërisë. Prandaj indeksi i kursit të këmbimit ndërtohet kundrejt
monedhave të këtyre vendeve. Të dhënat për indekset e çmimeve si dhe për kursin
nominal të këmbimit lek/euro, me frekuence 3-mujore janë marrë nga baza e të
dhënave të UNECE, të Bankës së Shqipërisë si dhe nga INSTAT.
Produktiviteti relativ i sektorit të të tregtueshmeve ndaj jo të tregtueshmeve
TNT, ndërtimi i të cilit paraqet shumë vështirësi, sepse nuk ka një ndarje të qartë të
produkteve në të tregtueshme dhe jo të tregtueshme. Në literaturë, si produkte të
tregtueshme konsiderohen produktet që marrin pjesë në tregtinë ndërkombëtare, pra
produkte që prodhohen brenda vendit, por konsumohen si brenda ashtu edhe jashtë
vendit. Produkte të patregtueshme konsiderohen produktet që konsumohen vetëm në
ekonominë ku prodhohen, pra as nuk importohen, as nuk eksportohen. Pa këtë
mundësi, ekuilibri në këtë sektor nënkupton barazimin e kërkesës dhe ofertës së
brendshme për këto produkte.
Ndarja e produkteve në të tregtueshëm dhe jo të tregtueshëm nuk mund të bëhet
apriori. De Gregorio et al(1994) sugjerojnë se që një produkt të konsiderohet si i
tregtueshëm duhet që eksporti i tij të jetë minimumi 10% i GDP së vendit. Mbi këtë
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 79
bazë, Çeliku dhe Metani (2011) bëjnë një ndarje për sektorët e ekonomisë shqiptare.
Ato sugjerojnë se në sektorin e produkteve të tregtueshëm bëjnë pjesë industria,
transporti si dhe shërbimet e postës dhe të telekomunikacionit, ndërsa në sektorin e
produkteve jo të tregtueshme bëjnë pjesë ndërtimi, tregtia, shërbimet e hotelerisë, të
restoranteve si dhe shërbimet e tjera (shërbime financiare, të pasurive të paluajtshme,
të administratës publike, etj). Si sugjerohej nga Mihaljek dhe Klau (2008), ato
përjashtojnë sektorin e bujqësisë nga ky klasifikim, për shkak të tarifave të aplikuara
nga marrëveshjet e tregtisë së lirë.
Produktiviteti i çdo sektori paraqitet si raport i vlerës së shtuar të sektorit ndaj totalit
të orëve të punës në këtë sektor. Meqënëse në Shqipëri nuk ka statistika për numrin e
orëve të punës, ateherë ky variabël ndërtohet në raport me numrin e të punësuarve në
sektorin përkatës të ekonomisë. Të dhënat për vlerën e shtuar si dhe numrin e të
punësuarve në çdo sektor janë marrë nga baza e të dhënave të INSTAT.
Për të matur produktivitetin e vendeve partnere, është përdorur raporti i indeksit të
çmimeve të prodhimit PPI me atë të çmimeve të konsumatorit CPI për të tre vendet
partnere:
=
Zakonisht PPI shihet si indeks për produktet e tregtueshme, ndërsa CPI për produktet
e patregtueshme. Egert,Lahreche-Revil dhe Lommatzsch (2004) tregojnë se përdorimi
i një indeksi të tillë jep një vlerësim të besueshëm statistikor dhe me shenjën e
pritshme të ndikimit në RER.
Termat e tregtisë TOT, të cilat llogariten nëpërmjet formulës:
=
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 80
ku tregon indeksin e çmimeve të eksportit dhe tregon indeksin e çmimeve
të importit për Shqipërinë, ndërsa dhe
tregojnë respektivisht indeksin e
çmimeve të eksportit dhe të importit për vendet partnere të Shqipërisë. Të dhënat për
këtë variabël janë marrë nga baza e të dhënave të Bankës Botërore, WDI. Të dhënat
janë më bazë vjetore dhe nëpërmjet ekstrapolimit janë kthyer në seri me bazë
tremujore.
Shërbimi i borxhit DEBT, i llogaritur me formulën:
=
ku pagesat përfaqësojnë ripagimin e principalit si dhe interesat për borxhin e jashtëm
të Shqipërisë. Të dhënat për pagesat e borxhit janë marrë nga buletinët 3-mujorë të
Ministrisë së Financave. Në këto pagesa nuk përfshihen pagesat ndaj FMN dhe për
këtë arsye nuk e pasqyrojnë tërësisht shërbimin e borxhit, por të dhëna më të plota
nuk gjenden. Të dhënat 3-mujore për të ardhurat nga eksportet janë marrë nga baza e
të dhënave të Bankës së Shqipërisë.
Hapja tregtare OPEN, llogaritet nëpërmjet formulës:
=
ku EX dhe IM tregojnë përkatësisht vlerat për eksportet dhe importet, ndërsa GDP
tregon produktin nominal të Shqipërisë. Të dhënat 3-mujore për eksportet dhe
importet janë marrë nga Banka e Shqipërisë, ndërsa për produktin nga INSTAT.
Shpenzimet qeveritare GOV, të llogaritura në raport me GDP nominale. Të dhënat
për ndërtimin e këtij variabli janë marrë nga buletinët 3-mujorë të Ministrisë së
Financave.
Remitancat REM, të llogaritura në raport me GDP nominale. Të dhënat 3-mujore
për ndërtimin e këtij variabli janë marrë nga Banka e Shqipërisë.
Oferta monetare MS, e llogaritur në raport me GDP nominale. Të dhënat për
ndërtimin e këtij variabli janë marrë nga buletinet 3-mujorë të Bankës së Shqipërisë.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 81
Duke pasur parasysh variablat thelbësorë dhe ndikimin e pritshëm të gjithësecilit
mbi ekuilibrin e kursit real të këmbimit, vlera e RER mund të paraqitet si funksion i
këtyre variablave:
− +/- + + +/- +/- −
= (TNT, TOT, DEBT, OPEN, GOV, REM, MS)
Të gjithë variablat do të futen në model në formë logaritmike; kështu koeficientët e
variablave do të tregojnë elasticitetet.
2.4 ANALIZA EMPIRIKE
2.4.1 Rezultatet e testimit të stacionaritetit (Unit Root tests)
Hapi i parë në zbatimin e testeve për evidentimin e lidhjes afatgjatë midis kursit real
të këmbimit dhe variablave të tjerë, është testimi për stacionaritet. Si është përmendur
në seksionin 2.1, testet e stacionaritetit përcaktojnë rendin e integrimit të serive
kohore, pra nëse seria kohore është stacionare në formën nivel, apo nëse kthehet në
stacionare pas diferencimit të rendeve të ndryshëm. Nëse të gjithë variablat janë të
integruar në rendin e parë, atëherë lidhja afatgjatë mund të analizohet nëpërmjet
metodës së regresionit klasik të Katrorëve më të Vegjël. Nëse variablat kanë rende të
ndryshëm të integrimit, atëherë mund të zbatohet testi Johansen i kointegrimit.
Të gjithë variablat janë testuar nëpërmjet testeve ADF dhe Phillip-Perron për të
përcaktuar nëse janë stacionarë apo jo.
Fillimisht aplikohet testi ADF, rezultatet e të cilit janë paraqitur në mënyrë të
përmbledhur në tabelën 2.3
Rezultatet e testit ADF tregojnë se variabli RER është stacionar në formën nivel.
Variablat DEBT, GOV, OPEN, REM dhe TJT nuk janë stacionarë në formën nivel,
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 82
por bëhen të tillë në diferencë të parë, ndërsa variablat MS dhe TOT bëhen stacionarë
në diferencë të dytë.
Tabela 2.3 Rezultatet e testit ADF
Variablat Testi ADF p-value Rezultati
Lnrer
Lndebt
Lngov
Lnms
Lnopen
Lnrem
Lntjt
Lntot
-6.059682
-4.397535
-15.77075
-2.642652
-9.615325
-7.769804
-7.193339
-2.450672
0.0000
0.0013
0.0000
0.0936
0.0000
0.0000
0.0000
0.1357
Stacionar I(0)
Stacionar I(I)
Stacionar I(I)
Jo stacionar
Stacionar I(I)
Stacionar I(I)
Stacionar I(I)
Jo stacionar
Shënim: vlerat kritike MacKinnon (1996) për 1% = -3.626; për 5% = -2.945; për
10%= -2.611. Hapi kohor për seritë u përcaktua automatikisht nga Schwarz Info
Criterion.
Sipas këtij testi, variablat kanë rende të ndryshëm të integrimit, prandaj vlerësimi i
lidhjes afatgjatë me metodën e Katrorëve më të Vegjël nuk është i mundur. Kjo
sugjeron që të përdoret testi Johansen, i cili lejon që variablat të jenë të integruara në
I(0) dhe I(I), por jo I(II), prandaj variablat MS dhe TOT do të përjashtohen nga
modeli. Nga pikëpamja statistikore, këto dy variabla nuk mund të ndikojnë vlerën e
RER në Shqipëri.
Për të konfirmuar qëndrueshmërinë e këtyre rezultateve, testohet për stacionaritet
edhe me testin Phillips-Perron. Rezultatet e përmbledhura paraqiten në tabelën 2.4
Rezulatet e testit Phillips-Perron konfirmojnë rezultatet e testit ADF për
stacionaritetin e variablave. Kursi real i këmbimit është stacionar në formën nivel,
ndërsa oferta monetare MS dhe termat e tregtisë TOT rezultojnë jo stacionarë dhe si
të tillë duhet të përjashtohen nga analiza e mëtejshme.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 83
Tabela 2.4 Rezultatet e testit Phillips-Perron për stacionaritet
Variablat t-statistics P-value rezultati
Lnreer
Lndebt
Lngov
Lnms
Lnopen
Lnrem
Lntjt
Lntot
-6.059362
-3.604316
-6.967233
-2.708372
-10.45277
-23.75377
-7.196553
-2.486034
0.0000
0.0103
0.0000
0.0819
0.0000
0.0001
0.0000
0.1271
I(0)
I(I)
I(0)
Jo stacionar
I(I)
I(I)
I(I)
Jo stacionar
Shënim: vlerat kritike MacKinnon (1996) për 1%= -3.626; për 5%= -2.945; për 10% = -
2.611
Hapi kohor për seritë u përcaktua automatikisht nga Newey-West Bandwidth
Përsa i përket variablave të tjerë DEBT, OPEN, REM dhe TJT, rezultatet janë të
njëjta me ato të testit ADF. Vetëm variabli GOV rezulton stacionar në formën nivel,
në dallim nga testi ADF, ku variabli bëhet stacionar në diferencë të parë.
Duke krahasuar rezultatet e të dy testeve të stacionaritetit dhe duke ditur që variablat
I(0) dhe I(I) mund të integrohen, atëherë zbatohet testi Johansen i kointegrimit me
variablat: REER, DEBT, GOV, OPEN, REM, TJT.
2.4.2 Rezultatet e testit të kointegrimit
Me variablat që rezultojnë stacionare në I(0) dhe I(I), zhvillohet testi Johansen, i cili
teston hipotezën zero që nuk ka vektorë të kointegrimit, kundrejt hipotezës
alternative, që ka vektorë të kointegrimit. Aplikimi korrekt i kësaj metode kërkon që
të përcaktohet hapi kohor (time lag) i variablave me qëllim që të shmanget
autokorrelacioni. Me të dhëna tremujore do të ishte më e përshtatshme që të përdorej
një hap prej 4 kohësh, por numri i ulët i vëzhgimeve nuk e lejon një gjë të tillë.
Prandaj, në këto kushte përdoret numri maksimal i mundshëm i hapit kohor. Pas disa
provave të testit Johansen, në model zgjidhet një hap prej 3 kohësh.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 84
Tabela 2.5 tregon rezultatet e testit të kointegrimit për modelin e përcaktuar për
kursin real të këmbimit, i cili bazohet në Trace test (në pjesën e sipërme) dhe
Maximum eigenvalue test (në pjesën e poshtme).
Rezultati i Trace test pranon si të vërtetë hipotezën zero, nëse vlera e testit rezulton
më e ulët se vlera kritike.
Rezultati i trace test tregon se hipoteza zero, që nuk ka asnjë vektor të kointegrimit
hidhet poshtë, sepse vlera e testit 283.372 është më e madhe se vlera kritike 95.753
me 5% probabilitet.
Tabela 2.5 Rezultatet e testit Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.968787 283.3720 95.75366 0.0000
At most 1 * 0.885332 158.5633 69.81889 0.0000
At most 2 * 0.776392 80.59766 47.85613 0.0000
At most 3 0.400480 26.67473 29.79707 0.1098
At most 4 0.173122 8.256188 15.49471 0.4384
At most 5 0.038481 1.412667 3.841466 0.2346 Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.968787 124.8087 40.07757 0.0000
At most 1 * 0.885332 77.96565 33.87687 0.0000
At most 2 * 0.776392 53.92292 27.58434 0.0000
At most 3 0.400480 18.41855 21.13162 0.1150
At most 4 0.173122 6.843521 14.26460 0.5078
At most 5 0.038481 1.412667 3.841466 0.2346 Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 85
Hipoteza zero që ka të shumtën një vektor të kointegrimit hidhet poshtë, sepse vlera e
testit 158.5633 është më e madhe se vlera kritike 69.81889.
Po kështu, hipoteza zero, që ka të shumtën 2 vektorë të kointegrimit hidhet poshtë,
sepse vlera e testit 80.59766 rezulton më e lartë se vlera kritike 47.85613.
Hipoteza zero që ka të shumtën 3 vektorë të kointegrimit pranohet si e vërtetë, sepse
vlera e testit 26.674 është më e vogël se vlera kritike 29.797 me 5% probabilitet.
Pra, rezultati i trace test tregon se ka deri në 3 vektorë të kointegrimit midis kursit
real të këmbimit dhe variablave të tjerë të përfshirë në model.
Edhe testi maximum eigenvalue pranon si të vërtetë hipotezën zero, nëse vlera e testit
rezulton më e vogël se vlera kritike.
Hipoteza zero, që nuk ka asnjë vektor të kointegrimit hidhet poshtë, sepse vlera e
testit 124.8087 është më e lartë se vlera kritike 40.07757.
Hipoteza zero, që ka të shumtën një vektor të kointegrimit hidhet poshtë, sepse vlera e
testit 77.96565 rezulton më e lartë se vlera kritike 33.87687.
Po kështu, hipoteza zero që ka të shumtën 2 vektorë të kointegrimit hidhet poshtë,
sepse vlera e testit 53.92292 është më e lartë se vlera kritike 27.58434.
Ndërsa, hipoteza zero, që ka të shumtën 3 vektorë të kointegrimit midis variablave,
pranohet si e vërtetë, sepse rezultati i testit 18.418 është më i vogël se vlera kritike
21.131 me 5% probabilitet.Pra, edhe sipas këtij testi, pranohet se ekzistojnë deri në
tre vektorë të kointegrimit midis variablave.
Të dy testet pranojnë që në të gjithë sistemin e vektorëve ekzistojnë deri në 3 vektorë
të kointegrimit, prandaj, meqënëse ka të paktën 1 vektor të kointegrimit, mund të
sugjerohet se ekziston një marrëdhënie afatgjatë midis kursit real të këmbimit dhe
variablave thelbësore ekonomikë të përfshirë në model.
2.4.3 Rezultatet e testit VECM
Testi Johansen sugjeron se ka deri në 3 vektorë të kointegrimit midis variablave.
Vektori i parë jep kursin real të këmbimit, si funksion të variablave të tjerë. Dy
vektorët e tjerë japin lidhje funksionale për borxhin dhe shpenzimet qeveritare.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 86
Meqënëse objekti i këtij punimi është studimi i kursit real të këmbimit, atëherë në
analizën e mëtejshme do të mbahet parasysh vetëm vektori i kointegrimit që jep
lidhjen funksionale për kursin real të këmbimit.
Kointegrimi mundëson aplikimin e testit VEC (Vector Error Correction Model), për
të vlerësuar ekuacionin e lidhjes. Modeli VEC lejon që të bëhen dallimet midis
variablave që ndikojnë kursin real të këmbimit në periudhën afatgjatë dhe në
periudhën afatshkurtër.
Koeficenti α = -0.348 me p-value = 0.0000, pra është negativ dhe statistikisht i
rëndësishëm. Kjo do të thotë që variablat e pavarur (OPEN, REM dhe TJT) ndikojnë
mbi kursin real të këmbimit në periudhën afatgjatë.
Ekuacioni i lidhjes afatgjatë rezulton:
Lnreer = -2.97 + 0.88 lnopen + 1.43 lnrem – 0.66 lntjt + є
Nga ekuacioni rezulton se hapja tregtare OPEN, remitancat REM dhe produktiviteti
relativ i produkteve të tregtueshmeve ndaj produkteve jo të tregtueshmeve TJT
ndikojnë kursin real të këmbimit në periudhën afatgjatë.
Koeficienti i hapjes tregtare OPEN është pozitiv, në përputhje me teorinë ekonomike.
Teoria ekonomike thotë që një rritje në këtë variabël (si tregues i politikës
liberalizuese tregtare) shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit, ose në
rritje të kursit real të këmbimit. Pra, lidhja midis variablave supozohet pozitive.
Ekuacioni i vlerësuar e konfirmon këtë lidhje pozitive, duke sugjeruar se hapja
tregtare e Shqipërisë me vendet e Evropës ndikon në mënyrë të rëndësishme në kursin
real të këmbimit lek/euro në periudhën afatgjatë: një rritje me 1% në hapjen tregtare
OPEN shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit me 0.88%. Ndikimi i
këtij variabli rezulton i rëndësishëm statistikisht, duke qenë kështu në kundërshtim
me rezultatin e studimit të Luçi dhe Vika (2011), të cilët nuk gjejnë ndikim të
rëndësishëm të këtij variabli mbi kursin real të këmbimit.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 87
Koeficienti i variablit remitanca (REM) është pozitiv. Studimet empirike sugjerojnë
se ky variabël mund të ketë si shenjë pozitive, ashtu edhe shenjë negative, duke
nënkuptuar që një rritje në nivelin e tyre mund të shoqërohet si me nënvlerësim, ashtu
edhe me mbivlerësim të kursit real të këmbimit. Shenja pozitive në modelin e
vlerësuar të lidhjes afatgjatë sugjeron se në Shqipëri, një rritje në nivelin e
remitancave çon në nënvlerësim të kursit real të këmbimit: një rritje me 1% në nivelin
e remitancave shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit me 1.43%. Kjo
sugjeron që remitancat në Shqipëri shkojnë më shumë për produkte të tregtueshme,
sesa për jo të tregtueshme. Luçi dhe Vika (2011) e përfshijnë këtë variabël në
studimin e tyre, por ndikimi i tij rezulton i parëndësishëm statistikisht.
Variabli i produktivitetit relativ të të tregtueshmeve ndaj jo të tregtueshmeve TJT ka
shenjë negative. Ky variabël përfshihet në model për të studiuar efektin Balassa-
Samuelson, si variabël përcaktues i kursit real të këmbimit në Shqipëri. Shenja
negative e koeficientit është në përputhje me teorinë ekonomike, duke sugjeruar se në
Shqipëri një rritje në produktivitetin e sektorit të të tregtueshmeve, për shkak të
zhvillimit të ekonomisë çon në rritjen relative të çmimeve në sektorin e produkteve jo
të tregtueshëm. Koeficienti prej 0.66 sugjeron se një rritje prej 1% në produktivitetin
relativ midis sektorëve do të shoqërohet me mbivlerësim të kursit real të këmbimit
prej 0.66%.
Rezultati i gjetur sugjeron se në Shqipëri ekziston efekti Balassa-Samuelson. Ky
përfundim është në përputhje me studimet e mëparshme nga Hoda (2012) si dhe Luçi
dhe Vika (2011), edhe pse këta të fundit sugjerojnë për një ndikim të fortë të
produktivitetit relativ mbi kursin real të këmbimit, duke e përcaktuar atë si faktorin
kryesor. Kjo mund të shpjegohet me mënyrën e matjes së variablit, e cila në punimin
e Hoda (2012) është e ngjashme me atë të përdorur në këtë punim, ndërsa Luçi dhe
Vika (2009) përdorin të ardhurat reale për frymë si matës të produktivitetit.
Si përfundim, mund të sugjerohet se kursi real i këmbimit në Shqipëri në periudhën
afatgjatë ndikohet nga hapja tregtare OPEN, nga remitancat REM dhe nga
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 88
produktiviteti relativ i sektorëve TJT. Nga të tre variablat, remitancat REM
shpjegojnë pjesën më të madhe të variacionit të kursit real të këmbimit.
Rezultatet e gjetura janë pak të ndryshme nga ato të studimeve të mëparshme. Për
shembull, Luçi dhe Vika (2009) përcaktojnë si variabla që ndikojnë RER në
periudhën afatgjatë në Shqipëri produktivitetin relativ (në masën më të madhe) si dhe
asetet e huaja neto, duke përjashtuar ndikimin e variablave të tjerë, si remitancat,
kushtet e tregtisë, shpenzimet qeveritare dhe diferencat në normën e interesit midis
Shqipërisë dhe Eurozonës. Ndërsa Hoda (2012) sugjeron se vlera afatgjatë e RER në
Shqipëri ndikohet nga produktiviteti relativ si dhe termat e tregtisë, duke përjashtuar
nga modeli diferencat në normën e interesit si dhe asetet e huaja neto.
Koeficienti i korrigjimit të gabimit α = -0.348 sugjeron se rreth 35% e diferencës
midis kursit aktual të këmbimit dhe vlerës ekuilibër të tij eleminohet çdo 3-mujor.
Kjo tregon për një konvergim të lartë të kursit real të këmbimit drejt ekuilibrit të tij,
megjithëse koeficienti i gjetur është më i vogël se koeficientët e punimeve të tjera.
Hoda (2012) gjeti një koeficient prej 0.46 % , ndërsa Luçi dhe Vika (2011) një
koeficient akoma më të lartë prej 0.73%.
Modeli VECM mundëson gjithashtu identifikimin e variablave që mund të ndikojnë
në kursin real të këmbimit edhe në periudhën afatshkurtër.
Nëpërmjet testit Wald testohet hipoteza zero që të gjithë koeficientët afatshkurtër janë
zero. Rezultatet e testit jepen në tabelën e mëposhtme.
Tabela 2.6 Testi Wald për koeficientët afatshkurtër
Testi statistikor vlera p-value
F-statistic
Chi-square
2.751570
41.27356
0.0294
0.0003
Mqs, p-value = 0.0003, pra është më e vogël se 5%, atëherë hidhet poshtë hipoteza
zero, dmth të gjithë koeficientët afatshkurtër së bashku nuk janë të barabartë me zero.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 89
Pra, ekziston ndikim afatshkurtër i variablave thelbësore ekonomike mbi kursin real
të këmbimit.
Për të përcaktuar rëndësinë e secilit variabël në veçanti, përsëritet testi për secilin
koeficient dhe analizohet rëndësia e secilit duke pasur parasysh teorinë ekonomike
dhe vlerën e probabilitetit. Rezultatet e përmbledhura jepen në tabelën e mëposhtme.
Tabela 2.7 Lidhja afatshkurtër
Nga tabela, vihet re se variabli DEBT (shërbimi i borxhit) ka shenjë pozitive, në
përputhje me teorinë ekonomike dhe është statistikisht i rëndësishëm, sepse për të tre
hapat kohore p-value është më e vogës se 5%. Kjo sugjeron se në periudhën
afatshkurtër shërbimi i borxhit ndikon vlerën e kursit real të këmbimit deri në tre hapa
kohorë përpara, duke e nënvlerësuar atë. Rezultati nuk është aspak i papritur, pasi gati
gjysma e borxhit të jashtëm të Shqipërisë është në monedhën euro. Kjo sugjeron që
pagesat e larta për borxhin dobësojnë monedhën vendase.
Po kështu, variabli i politikës fiskale GOV është statistikisht i rëndësishëm. Shenja
pozitive e këtij variabli sugjeron se në periudhën afatshkurtër, politika fiskale
ekspansioniste shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit, deri në dy hapa
kohorë përpara.
Remitancat rezultojnë se ndikojnë kursin real edhe në periudhën afatshkurtër. Ashtu
si edhe në periudhën afatgjatë, një rritje në nivelin e tyre shoqërohet me nënvlerësim
të kursit real të këmbimit deri në një hap përpara.
Variablat Koeficientët Devijimi standard p-value
D(lndebt(-1))
D(lndebt(-2))
D(lndebt(-3))
D(lngov(1-))
D(lngov(-2))
D(lnopen(-1))
D(lnrem(-1))
3.891853
4.059209
4.162879
1.128268
0.919982
2.947949
1.112528
1.466116
1.730718
1.684272
0.478540
0.405587
0.849772
0.418449
0.0180
0.0332
0.0259
0.0324
0.0385
0.0034
0.0179
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 90
Po kështu edhe variabli i hapjes tregtare OPEN, ka shenjën e duhur dhe është
statistikisht i rëndësishëm, duke sugjeruar se rritja në këtë variabël, në periudhën
afatshkurtër shoqërohet me nënvlerësim të kursit real të këmbimit.
Si përfundim mund të sugjerohet se variablat që ndikojnë RER në periudhën
afashkurtër janë: shërbimi i borxhit, remitancat, hapja tregtare si dhe shpenzimet
qeveritare.
2.4.4 Rezultatet e kontrolleve diagnostikuese
Këta kontrolle janë të rëndësishëm, sepse nëse nga analiza e mbetjeve të modelit
rezultojnë probleme, atëherë vetë modeli mund të mos jetë i vlefshëm për analizë dhe
parashikim. Kontrollet e modelit janë bërë nëpërmjet disa kritereve:
1-Nga 5 variabla të përfshirë në model, 3 prej tyre janë statistikisht të rëndësishëm.
Vlera e lartë e të korrigjuar = 0.74 sugjeron se variablat thelbësore ekonomikë, së
bashku shpjegojnë rreth 74% të lëvizjeve në kursin real të këmbimit dhe vetëm 26% e
këtyre lëvizjeve mund të shpjegohen nga faktorë të tjerë të papërfshirë në model. Po
kështu, statistika F = 5.9223 është e rëndësishme, sepse Prob(F-Statistic) = 0.000479,
pra është më e vogël se 5%.
2-Mbetjet e modelit testohen për korrelacion serial, për shpërndarjen normale të tyre
dhe për heteroskedasticitet. Rezultatet e testeve përmblidhen në tabelën 2.8
Tabela 2.8 Rezultatet e kontrolleve diagnostikuese
Testi Vlera e testit p-value
F-statistic
Normaliteti (Jarque-Bera)
Korrelacioni serial(Breusch-Godfrey)
Heteroskedasticiteti(Breusch-Pagan-
Godfrey)
5.9223
1.4304
3.2994
31.1847
0.000479
0.48
0.19
0.14
- Testimi për shpërndarjen normale të mbetjeve bëhet nëpërmjet testit Jarque-Bera.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 91
Hipoteza zero supozon se mbetjet janë të shpërndara normalisht. Mqs, p-value= 0.48,
pra më i madh se 5%, atëherë hipoteza zero nuk mund të hidhet poshtë, pra mbetjet e
modelit kanë shpërndarje normale.
- Testimi për autokorrelacion serial bëhet nëpërmjet testit Breusch-Godfrey,
rezultatet e të cilit hedhin poshtë hipotezën zero të autokorrelacioni serial, sepse p-
value = 0.19 dhe është më e madhe se 5% .
- Testimi për heteroskedasticitet bëhet nëpërmjet testit Breusch-Pagan-Godfrey.
Meqënëse vlera e Prob. Chi-Square = 0.14, pra më e madhe se 5% , atëherë në mbetje
nuk ka heteroskedasticitet.
Në këto kushte, nga analiza e përgjithshme e modelit me kritere të ndryshme, mund të
arrijmë në përfundimin se modeli që është ndërtuar është i rëndësishëm nga
pikëpamja statistikore dhe mund të japë vlerësime të qëndrueshme për faktorët që
përcaktojnë kursin real të këmbimit në përiudhën afatgjatë dhe atë afatshkurtër në
Shqipëri.
2.4.5 Indeksi i Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të Këmbimit BEER dhe
devijimet reale
Nëpërmjet ekuacionit të lidhjes afatgjatë të kursit real të këmbimit mund të analizohet
vlera aktuale ekuilibër dhe shmangia e mundshme e kursit real të këmbimit.
Metoda e Ekuilibrit Sjellor mundëson identifikimin e shmangies së kursit real të
këmbimit si në periudhën aktuale ashtu edhe atë afatgjatë.
Devijimi i RER nga ekuilibri aktual quhet si shmangie aktuale (current
misalignment):
= - = ( + + ) –
= +
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 92
Por, ekuilibri afatgjatë i RER nënkupton që variablat thelbësore ekonomike janë në
ekuilibër në vetvete. Por, meqënëse këta variabla nuk janë gjithmonë në ekuilibër,
atëherë këto vlera duhen identifikuar. Për këtë arsye përdoret filtri Hodrick-
Prescott(1997), i cili mundëson identifikimin e trendit afatgjatë, apo të komponentes
permanente të serisë kohore. Me vlerat afatgjata të variablave të pavarura bëhet
vlerësimi i ekuilibrit të vlerës së RER. Shmangia e mundshme tregon shmangien
totale të RER nga ekuilibri afatgjatë i tij (total misalignment):
= -
Sipas përcaktimit të mësipërm të shmangies, një vlerë pozitive e saj nënkupton që
kursi real i këmbimit është i nënvlerësuar, ndërsa një vlerë negative e shmangies
nënkupton kurs të mbivlerësuar. Për të matur shmangien, vlerat e kursit real të
këmbimit kthehen nga forma logaritmike në atë eksponenciale. Në këtë mënyrë,
shmangia matet si devijimi në përqindje nga vlera ekuilibër. Rezultatet e gjetura nga
analizat janë përmledhur në tabelën 2.9
Kursi real i këmbimit ka qenë vazhdimisht i shmangur nga ekuilibri aktual i tij, edhe
pse jo në devijime shumë të rëndësishme. Vihen re periudha të mbivlerësimit dhe të
nënvlerësimit të RER.
Në fillim të periudhës në studim RER është i mbivlerësuar me 2.62%. Kjo përkon
edhe me hedhjen në treg të monedhës euro.
Në 2 periudhat në vijim, RER nënvlerësohet edhe pse në masë shumë të vogël, për t’u
mbivlerësuar përsëri në tremujorin e fundit të vitit 2002. Gjatë gjithë vitit 2003, RER
ka qenë vazhdimisht i nënvlerësuar. Nga viti 2004 deri në vitin 2009, RER ka disa
alternime midis shumë periudhave me nënvlerësim dhe më pak periudhave me
mbivlerësim. Nga tremujori i dytë i vitit 2009 e deri në fund të periudhës në studim,
RER është vazhdimisht i nënvlerësuar (me përjashtim të tremujorit të fundit të vitit
2009).
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 93
Tabela 2.9 Dinamika e ekuilibrit të RER dhe shmangia e tij
obs RER aktual BEER aktual shm. aktuale (%) BEER afatgj. shm. totale(%)
2002Q1 1.5656 1.608 -2.62 1.594 -1.78
2002Q2 1.5856 1.584 0.1 1.59 -0.27
2002Q3 1.5943 1.593 0.08 1.586 0.52
2002Q4 1.5934 1.614 -1.27 1.583 0.65
2003Q1 1.5955 1.562 2.14 1.581 0.91
2003Q2 1.5947 1.564 1.96 1.58 0.93
2003Q3 1.5921 1.571 1.34 1.58 0.76
2003Q4 1.59 1.582 0.5 1.581 0.56
2004Q1 1.58 1.581 -0.06 1.582 -0.12
2004Q2 1.57 1.576 -0.38 1.583 -0.82
2004Q3 1.5759 1.565 0.69 1.584 -0.51
2004Q4 1.5777 1.593 -0.96 1.584 -0.39
2005Q1 1.5735 1.553 1.32 1.584 -0.66
2005Q2 1.5721 1.555 1.09 1.583 -0.68
2005Q3 1.5729 1.549 1.54 1.582 -0.57
2005Q4 1.5705 1.578 -0.47 1.579 -0.53
2006Q1 1.567 1.566 0.06 1.574 -0.44
2006Q2 1.5689 1.576 -0.45 1.567 0.12
2006Q3 1.5718 1.58 -0.51 1.559 0.82
2006Q4 1.5711 1.633 -3.79 1.549 1.42
2007Q1 1.57 1.519 3.35 1.538 2.08
2007Q2 1.5725 1.506 4.41 1.529 2.84
2007Q3 1.5686 1.513 3.67 1.521 3.12
2007Q4 1.5658 1.567 -0.07 1.516 3.28
2008Q1 1.5682 1.5604 0.49 1.5159 3.45
2008Q2 1.568 1.524 2.88 1.518 3.29
2008Q3 1.5711 1.521 3.29 1.524 3.09
2008Q4 1.5695 1.579 -0.6 1.534 2.31
2009Q1 1.5738 1.611 -2.3 1.545 1.86
2009Q2 1.5802 1.568 0.77 1.557 1.49
2009Q3 1.5819 1.581 0.05 1.569 0.82
2009Q4 1.577 1.591 -0.87 1.58 -0.18
2010Q1 1.584 1.564 1.27 1.588 -0.25
2010Q2 1.587 1.564 1.47 1.595 -0.5
2010Q3 1.585 1.581 0.25 1.598 -0.81
2010Q4 1.588 1.586 0.12 1.598 -0.62
2011Q1 1.582 1.581 0.06 1.594 -0.75
2011Q2 1.58 1.567 0.82 1.587 -0.44
2011Q3 1.58 1.567 0.82 1.576 0.25
2011Q4 1.581 1.575 0.38 1.563 1.15
Burimi: Banka e Shqipërisë, INSTAT, UNECE dhe llogaritje të autores
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 94
Nënvlerësimi më i lartë i takon tremujorit të dytë të vitit 2007 me 4.41%, ndërsa
mbivlerësimi më i lartë i takon tremujorit të fundit të vitit 2006 me 3.79%.
Megjithatë, në çdo rast, shmangia aktuale e RER nuk ka qenë më e lartë se 5%, gjë që
sugjeron se RER në Shqipëri ka qenë përgjithësisht afër ekuilibrit të tij afatshkurtër.
Figura 2.14 Shmangia aktuale e RER
Shmangiet totale sugjerojnë se RER është i shmangur, me periudha mbivlerësimi dhe
nënvlerësimi edhe pse në masë të vogël. Vihen re 3 periudha mbivlerësimi dhe po kaq
nënvlerësimi. RER ka qenë i mbivlerësuar nga ekuilibri i tij sipas BEER (shmangie
afatmesme) në dy tremujorët e parë të vitit 2002, edhe pse shmangia nuk i kalon 2%.
Periudha në vijim, nga tremujori i tretë i 2002 deri në fund të vitit 2003 shoqërohet
me nënvlerësim të RER, por shmangia nuk e kalon 1%. Po kështu, edhe mbivlerësimi
që ndodh në periudhën pasuese, deri në fillim të vitit 2006, nuk e kalon vlerën 1%.
Deri në fund të vitit 2011 nuk vihen re shmangie të mëdha të RER nga ekuilibri i tij
sipas BEER. Gjatë gjithë periudhës, nënvlerësimi total më i madh i takon tremujorit
të parë të vitit 2008 me 3.45%, ndërsa mbivlerësimi më i madh i takon tremujorit të
parë të vitit 2002 me 1.78%.
-4
-3
-2
-1
0
1
2
3
4
5
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
shm. aktuale (%)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 95
Figura 2.15 Shmangia totale e RER
Nga krahasimi i shmangies aktuale me atë totale vihet re se, luhatshmëria e
shmangies aktuale është më e madhe se ajo e shmangies totale, pra ekuilibri
afatmesëm i RER është më i qëndrueshëm se ekuilibri aktual i tij. Kjo mund të
ndodhë për shkak të faktit se për të matur ekuilibrin afatmesëm variablat thelbësorë
ekonomikë maten në ekuilibrin e tyre, ndërsa në periudhën korrente vlerat e tyre
mund të devijojnë nga ekuilibri.
Meqënëse, si në rastin e shmangies aktuale, ashtu edhe në atë totale, devijimet e RER
nuk janë të mëdha (sepse ato në asnjë rast nuk e kalojnë vlerën e 5%) mund të
sugjerohet se leku shqiptar ka patur tendencën të qëndrojë afër vlerës ekuilibër të tij.
Këto gjetje janë në përputhje me rezultatet e studimeve të Luçi dhe Vika(2011) dhe
Hoda (2012), të cilët theksojnë se RER ka qenë përgjithësisht mjaft afër nivelit të tij
ekuilibër.
-2
-1
0
1
2
3
4
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
shm. totale(%)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 96
Në këtë punim, kursi real i këmbimit është ndërtuar si indeks kundrejt euros, por
shmangia e evidentuar nuk është shumë e ndryshme nga ajo e gjetur nga vlerësimet e
Fondit Monetar Ndërkombëtar, në të cilat analizohet kursi real efektiv i këmbimit në
Shqipëri. Studimet e FMN tregojnë përgjithësisht për një gjendje ekuilibri të REER
në Shqipëri, me shmangie nën 10% gjatë periudhës 2002-2010.
Figura 2.16 Ecuria e kursit efektiv nominal,real dhe e ekuilibrit
Burimi: Figurë e marrë nga IMF Country Report No. 11/313 (2011)
Figura 2.17 Shmangia e REER në Shqipëri
-12
-8
-4
0
4
8
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
MISALIGN
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 97
2.5 Shënime përmbyllëse
Në këtë kapitull u analizua gjendja e ekuiibrit të kursit real të këmbimit si dhe
variablat ekonomikë, të cilët ndikojnë kursin real të këmbimit në periudhën
afatshkurtër dhe atë afatgjatë.
Analiza e gjendjes së kursit real të këmbimit sugjeroi se në Shqipëri, kursi ka qenë
vazhdimisht i shmangur nga ekuilibri, me periudha nënvlerësimi dhe mbivlerësimi,
por shmangia ka qenë përgjithësisht nën 5%. Me këtë rezultat, mund të sugjerohet se
në Shqipëri, kursi real i këmbimit ka qenë shumë afër gjendjes së vet ekuilibër.
Rezultat interesant i studimit është koeficienti i korrigjimit të gabimit, i cili sugjeron
se rreth 34% e shmangies së kursit nga ekuilibri rregullohet çdo tremujor. Kjo tregon
për një konvergim të shpejtë të kursit real të këmbimit drejt nivelit ekuilibër. Rezultati
është i ngjashëm me studime të mëparshme (Luçi dhe Vika (2011), Hoda(2012) dhe
nuk është aspak i papritur, në kushtet e një gjendjeje afër ekuilibrit të kursit real të
këmbimit.
Rezultati i studimit është gjithashtu në përputhje edhe me rezultatet e gjetura nga
FMN nëpërmjet aplikimit të metodës ERER, që sugjeron se kursi është i shmangur në
masë të vogël (më pak se 10%). Në fakt, FMN analizon gjendjen e kursit real efektiv
të këmbimit, por meqënëse rreth 80% e volumit të shkëmbimeve tregtare bëhen me
vendet e BE (pra në monedhën euro), nuk është aspak e papritur që rezultatet të jenë
të përputhshme me ato të këtij studimi. Gjendja afër ekuilibrit konfirmon edhe
njëherë drejtësinë e vendimit të marrë nga autoritetet shqiptare për rregjimin fleksibël
për kursin e këmbimit në Shqipëri. Me nivelin shumë të kufizuar të rezervave
valutore dhe me një bilanc tregtar thellësisht negativ, mbajtja e një kursi fiks të
këmbimit do të ishte e pamundur për Shqipërinë. Nga ana tjetër, vet-rregullimi i
shpejtë i kursit real të këmbimit e drejton atë vazhdimisht drejt gjendjes së ekuilibrit.
Gjendja ekuilibër e kursit real të këmbimit rezultoi e ndikuar në mënyrë të
rëndësishme nga remitancat dhe në masë më pak të rëndësishme nga hapja tregtare
dhe nga produktiviteti relativ i sektorëve të ekonomisë midis Shqipërisë dhe
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 98
Eurozonës. Rezultatet konfirmuan prezencën e efektit Balassa-Samuelson, ashtu si ka
ndodhur përgjithësisht në të gjitha vendet në tranzicion (Egert,2002).
Remitancat përcaktohen si variabli me ndikimin më të rëndësishëm mbi ekuilibrin e
kursit real të këmbimit. Si është përmendur në seksionin 2.3.4.1 të këtij punimi ato
përbëjnë fluksin më të madh të monedhave të huaja në Shqipëri. Rreth 85% e
emigrantëve shqiptarë jetojnë në Itali dhe Greqi, prandaj edhe pjesa më e madhe e
remitancave janë në monedhën euro. Për shembull, në vitin 2011, dërgesat nga Italia
dhe Greqia përbënin rreth 84% të totalit të dërgesave. Remitancat ndikojnë
ekonominë si në aspektin mikroekonomik, ashtu edhe makroekonomik. Rreth 65% e
tyre shkon për zonat rurale, ndërsa rreth 35% e popullsisë shqiptare, pa remitancat do
të jetonte në varfëri (AGENDA, 2011). Por, remitancat përbëjnë një fluks shumë të
rëndësishëm në financimin e deficitit të bilancit tregtar të Shqipërisë, duke ndikuar në
amortizimin e presionit ndaj lekut. Prandaj, nuk është e papritur që remitancat të
ndikojnë në mënyrë të rëndësishme mbi kursin e këmbimit.
Figura 2.18 Raporti i remitancave ndaj bilancit tregtar
Burimi: Banka e Shqipërisë
Faktor tjetër i rëndësishëm, që ndikon RER në Shqipëri rezultoi edhe hapja tregtare.
Ekonomia e Shqipërisë po bëhet gjithnjë e më e hapur ndaj tregtisë ndërkombëtare.
Në vitin 2002 varësia e vendit nga tregtia ndërkombëtare llogaritej në 63.9% të GDP
për të arritur në 92.1% të GDP në vitin 2011. Proceset integruese të Shqipërisë, kanë
rritur konkurrencën e drejtëpërdrejtë ndaj prodhimit vendas, të cilat kanë çuar në ulje
të çmimeve brenda vendit.
0
20
40
60
80
2002 2004 2006 2008 2010 2012
Rem/bilancin treg
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 99
Figura 4.2 Hapja tregtare e Shqipërisë, 2002-2011
Burimi:UNECE
Faktori i tretë që ndikon kursin real të këmbimit në Shqipëri në periudhën afatgjatë
është produktiviteti relativ midis sektorëve të ekonomisë ose ndikimi i efektit
Balassa-Samuelson (B-S). Në Shqipëri, rritja në produktivitetin e punës në sektorin e
produkteve të tregtueshme ka qenë më e lartë sesa në sektorin e produkteve jo të
tregtueshme. Si sugjerohet nga teoria ekonomike, rritja e produktivitetit në sektorin e
produkteve të tregtueshme do të rezultojë me çmime më të larta në sektorin e
produkteve jo të tregtueshme, por, për shkak të mungesës së të dhënave, nuk është e
mundur që të verifikohet ndikimi në çmimet e produkteve jo të tregtueshme. Efekti
B-S supozon mobilitet të plotë të punës midis sektorëve të ekonomisë dhe ky
mobilitet nuk është aspak i vështirë në rastin e Shqipërisë. Pranohet gjerësisht se tregu
i punës në Shqipëri karakterizohet nga një shkallë e lartë e informalitetit; për
shembull, në një studim të Bankës së Shqipërisë në vitin 2004, rreth 62% e të
punësuarve në sektorin privat deklarojnë se nuk kanë kontrata të rregullta pune me
punëdhënësin e tyre. Kjo nënkupton mungesën e pengesave ligjore për lëvizjen nga
vendi i punës i të punësuarve. Në këto kushte, paga do të përbënte nxitësin kryesor
për të shkaktuar lëvizje midis sektorëve, por mungesa e të dhënave për pagat nuk
lejon që të verifikohet prirja barazuese e pagave. Ndoshta përfundimi se efekti B-S
ekziston në Shqipëri mund të duket intuitiv, por ekzistenca e këtij efekti pranohet
edhe nga studiues të tjerë (Çeliku dhe Hoxholli (2007), Hoda (2012), etj).
0
20
40
60
80
100
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
(EX+IM)/GDP(%)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 100
Figura 4.3 Produktiviteti i produkteve të tregtueshme dhe jo të tregtueshme
Burimi: INSTAT
Në periudhën afatshkurtër, kursi real i këmbimit ndikohet edhe nga shpenzimet
qeveritare dhe shërbimi i borxhit. Borxhi i jashtëm i Shqipërisë është i
konsiderueshëm, dhe pagesat për shërbimin e tij janë të rëndësishme. Këto pagesa
nxjerrin jashtë vendit një pjesë të madhe të monedhave të huaja, duke bërë presion
për nënvlerësim të kursit real të këmbimit.
Nga analiza u përjashtua edhe variabli i termave të tregtisë, nëpërmjet të cilit synohej
të analizohej ndikimi i mjedisit të jashtëm ekonomik mbi kursin real të këmbimit në
Shqipëri. Një nga qëllimet e këtij studimi është që t’i kthejë përgjigje pyetjes nëse
kursi real i këmbimit mund të manaxhohet nëpërmjet politikave. Termat e tregtisë
përcaktohen si raport i çmimeve të eksportit me ato të importit. Shqipëria është një
vend i vogël, me një ndikim krejtësisht të parëndësishëm në tregtinë botërore. Sipas të
dhënave të Organizatës Botërore të Tregtisë, në vitin 2011 eksportet e produkteve
shqiptare përbënin vetëm 0.01% të totalit të eksporteve botërore. Kështu, Shqipëria i
merr si të dhëna çmimet e eksporteve të veta nga tregu botëror. Në këtë këndvështrim,
termat e tregtisë janë variabël ekzogjen i modelit dhe krejtësisht jashtë ndikimit të
politikave.
Studimi i variablave që ndikojnë kursin real të këmbimit është i rëndësishëm, sepse u
jep informacion politikëbërësve, që të hartojnë politikat e duhura për të korrigjuar
0
1
2
3
4
5
6
7
8
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
prod TR
prod JTr
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 101
shmangiet e konsiderueshme, që mund t’a dëmtojnë ekonominë e vendit, në kushtet
kur korrigjimi i shmangies nga vetë kursi real i këmbimit është i ngadaltë.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 102
3. NDIKIMI I KURSIT REAL TË KËMBIMIT NË EKONOMINË
SHQIPTARE
Hyrje
Ky kapitull i kushtohet ndikimit të kursit real të këmbimit mbi variablat ekonomikë:
rritje ekonomike, punësim, inflacion. Ekonomistët kanë sugjeruar se luhatjet e kursit
të këmbimit në vendet në zhvillim mund të ndikojnë kërkesën agregate dhe zgjerimin
e investimeve (Frenkel,2004); një monedhë e mbivlerësuar mund të ndikojë
negativisht punësimin (Hua,2011), ndërkohë që në një studim për Shqipërinë,
Mançellari,Mytkolli dhe Kola (1999) tregojnë se ndryshimet në kursin e këmbimit
mund t’i paraprijnë inflacionit. Analiza e ndikimit të RER mbi performancën e
përgjithshme ekonomike të vendit shërben për t’i kthyer përgjigje pyetjes, nëse RER
mund të përdoret si instrument i politikës.
Modele të veçanta empirike ndërtohen për të verifikuar ndikimin mbi secilin variabël
makroekonomik. Për shembull, për vlerësimin e ndikimit të RER mbi rrritjen
ekonomike, si variabla të tjera shpjegues në model përfshihen: investimet INV (si
përqindje e GDP), shpenzimet qeveritare GOV (si përqindje e GDP) si dhe hapja
tregtare OPEN, ndërsa si matës i rritjes ekonomike përdoret niveli i të ardhurave reale
për frymë. Inflacioni konsiderohet si produkt i ndikimit të normës nominale të
interesit, indeksit të çmimeve të Eurozonës si dhe i të ardhurave reale për frymë.
Përsa i përket ndikimit të RER mbi nivelin e punësimit, si variabla të tjerë shpjegues
përfshihen: % e eksportit të industrisë në totalin e eksporteve, produkti, paga reale si
dhe hapja tregtare.
3.1. Kursi real i këmbimit dhe rritja ekonomike
Literatura për ndikimin e kursit real të këmbimit mbi rritjen ekonomike është e pakët
dhe nuk ka konsensus midis ekonomistëve, sidomos për kanalet e transmetimit të
këtij ndikimi. Studimet empirike tregojnë se kursi real i këmbimit mund të ndikojë në
tregtinë ndërkombëtare, në kërkesën agregate, në akumulimin e kapitalit, në rritjen e
produktivitetit të faktorëve, etj. Si është përmendur më lart, ndryshimet në kursin real
të këmbimit ndikojnë në alokimin e burimeve midis sektorëve në ekonomi, por jo
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 103
vetëm kaq: ndryshimet në kursin real të këmbimit ndikojnë në vendimet për investime
si dhe për akumulimin e kapitalit.
Kursi real i këmbimit ndikon në mënyrë të drejtëpërdrejtë në kompozimin e kërkesës
agregate. Një RER i shmangur tregon se sektorët e ekonomisë do të kenë ndryshime
në përfitueshmërinë relative dhe firmat do të nxiten të investojnë në sektorët me
potencial për norma kthimi më të larta. Një RER i shmangur mund të ndikojë sektorin
e të tregtueshmeve dhe konkurrueshmërinë e këtij sektori. Një RER i nënvlerësuar i
rrit më shumë blerjet në këtë sektor, si nga konsumatorët vendas ashtu edhe nga të
huajt, çon në rritje të eksporteve, përmirëson bilancin tregtar dhe rrit GDP.
Kursi real i këmbimit ndikon në përfitueshmërinë e firmave që përfshihen në tregtinë
ndërkombëtare, duke ndikuar edhe vendimet për investime të tyre. Një RER i
nënvlerësuar do të rrisë konkurrueshmërinë e produkteve të prodhuesve vendas. Kjo
mund të çojë në zhvendosjen e kërkesës së brendshme nga produktet e importit drejt
produkteve vendase. Në këtë mënyrë, firmat vendase do të rrisin nivelin e përdorimit
të faktorëve të prodhimit në periudhën afatshkurtër, midis tyre edhe të kapitalit dhe,
nëse nënvlerësimi vazhdon, mund të ndikohen në vendimet e tyre për rritjen e
investimeve në të ardhmen. Por, një RER i nënvlerësuar rrit edhe konkurrueshmërinë
e firmave eksportuese, të cilat në përgjigje të kërkesës më të lartë për produktet e tyre,
do të rrisin kapacitetet prodhuese, investimet. E kundërta do të ndodhë nëse RER
është i mbivlerësuar: firmat vendase humbasin konkurrueshmërinë e tyre dhe importet
e vendit rriten, ulet përfitueshmëria e investimeve dhe nxitet dalja e kapitalit nga
vendi. Në këtë mënyrë, RER ndikon në mënyrë të rëndësishme në proçesin e
investimeve të brendshme dhe të huaja, duke ndikuar kështu proçesin e akumulimit të
kapitalit, i cili konsiderohet si “motori i rritjes ekonomike” (Razin dhe Collins, 1997).
Razin dhe Collins (1997) studiojnë marrëdhënien midis rritjes ekonomike dhe
shmangies së kursit real të këmbimit, duke konsideruar investimet dhe sektorin e
produkteve të tregtueshëm si kanale, nëpërmjet të cilëve shmangia e RER mund të
influencojë rritjen ekonomike. Ata arrijnë në konkluzionin se vetëm një mbivlerësim
shumë i lartë duket se lidhet me një rritje më të ulët ekonomike, ndërsa një
nënvlerësim real nga i moderuar deri i lartë (por jo shumë i lartë) duket se stimulon
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 104
rritjen ekonomike. Studimi i tyre sugjeron gjthashtu se efekti negativ i mbivlerësimit
mbi rritjen ekonomike është më i fortë se efekti pozitiv i mbivlerësimit.
Rodrik (2003) fokusohet mbi rëndësinë e një RER konkurrues në proçesin e
zhvillimit. Ai sugjeron se një strategji e suksesshme e rritjes ekonomike mund të
hartohet duke u bazuar mbi dy faktorë: së pari, nevojitet “një shkëndijë”, e aftë për të
nxitur rritjen ekonomike në periudhën afatshkurtër, si një kusht i nevojshëm. Faktori i
dytë është krijimi i institucioneve dhe zbatimi i politikave të afta për të mbështetur
rritjen e qëndrueshme në periudhën afatgjatë. Këto politika duhet të jenë specifike
sipas vendeve, duke u varur në situatën dhe kontekstin e veçantë të çdo vendi. Në
kërkim të një “shkëndije” të përgjithshme, ai sugjeron efektivitetin e nënvlerësimit të
vazhdueshëm të RER, si faktor udhëheqës të investimeve dhe të rritjes ekonomike.
MacDonald (2000) sugjeron se, nëse RER është mjaftueshmërisht konkurrues sa për
t’i nxitur sipërmarrësit të shesin në tregun ndërkombëtar, atëherë firmat do të rrisin
investimet dhe do të punësojnë forcë punëtore dhe ekonomia do të rritet.
Në një studim tjetër, Rodrik (2008) vlerëson lidhjen midis shmangies së RER dhe
rritjes ekonomike në një studim për 184 vende me të dhëna të serive kohore për
periudhën nga 1950 deri në vitin 2004. Rezultati kryesor i studimit është se, në vendet
në zhvillim, mbivlerësimi dëmton rritjen ekonomike, ndërsa nënvlerësimi e ndihmon
atë. Për shumë shtete, periudhat me rritje të lartë ekonomike shoqërohen me monedha
të nënvlerësuara. Kanali udhëheqës i rritjes ekonomike, sipas tij është përmasa e
sektorit të produkteve të tregtueshme.
Eichengreen (2008) sugjeron se kursi real i këmbimit nuk mund të mbështesë në
vetvete rritjen ekonomike, por RER mund të shërbejë si rrethanë ndihmuese: një
politikë e përshtatshme e kursit real të këmbimit mund të jetë një kusht lehtësues për
një vend që kërkon të rrisë nivelin e kapitalit, si oportunitet për rritjen ekonomike.
Në kërkimin e tyre Aguirre dhe Calderon (2005) analizojnë shmangien e RER nga
ekuilibri për 60 shtete, për periudhën 1965-2003. Ata sugjerojnë se shmangia nga
ekuilibri pengon rritjen ekonomike, por efekti nuk është linear: ritmet e rritjes janë më
të ulta, sa më e madhe është shmangia nga ekuilibri. Megjithëse nënvlerësime të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 105
mëdha dëmtojnë rritjen ekonomike, nënvlerësime të vogla deri në të moderuara e
favorizojnë atë.
Hausmann et al (2005) identifikojnë 83 episode të rritjes së qëndrueshme ekonomike
në vendet e zhvilluara dhe ato në zhvillim në periudhën 1960-2000 dhe gjejnë se këto
episode paraprihen nga nënvlerësimi i kursit real të këmbimit në këto vende.
Gala (2008) sugjeron për lidhje negative midis rritjes në nivelin e të ardhurave reale
për frymë dhe një indeksi të mbivlerësimit të kursit real të këmbimit në një studim për
58 vende në zhvillim për periudhën 1960-1999. Rezultati është i qëndrueshëm edhe
kur përfshihen variabla të tjerë kontrolli si edhe kur aplikohen teknika të ndryshme
ekonometrike.
Rezultate të ngjashme arrijnë edhe Polterovich dhe Popov (2002), Berg et al (2008),
Prasad et al (2007), Levy-Yeyati dhe Sturzenegger (2009), Rapetti et al (2011), etj.
3.1.1 Specifikimi i modelit
Për vlerësimin e ndikimit të kursit real të këmbimit mbi rrritjen ekonomike,
analizohet lidhja e mundshme midis RER dhe nivelit të të ardhurave reale për frymë,
si matës i rritjes ekonomike. Si variabla të tjerë shpjegues në model do të përfshihen:
Investimet INV (si përqindje e GDP): një rritje në nivelin e investimeve rrit
kapacitetet prodhuese dhe të ardhurat, prandaj pritet një ndikim pozitiv i investimeve
mbi rritjen ekonomike.
Shpenzimet qeveritare GOV (si përqindje e GDP): ndikimi i shpenzimeve
qeveritare mbi nivelin e të ardhurave për frymë pritet të jetë pozitiv.
Hapja tregtare OPEN: ndikimi i hapjes tregtare mbi nivelin e të ardhurave për
frymë nuk është kaq i qartë. Një rritje në hapjen tregtare supozohet se ka një rol
pozitiv në rritjen ekonomike. Hapja tregtare ndihmon në ndërtimin e avantazheve
konkurruese të një vendi (në përputhje me modelet neoklasikë të tregtisë). Megjithatë
studimet empirike japin rezultate të ndryshme nga pritja, për këtë variabël.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 106
Dollar dhe Kraay(2003) tregojnë se rregullimet institucionale (politikat dhe
qeverisja), institucionet e tregut (burokracia dhe konkurrenca) dhe normat sociale
përcaktojnë shkallën me të cilën hapja tregtare ndikon në të ardhura më të larta dhe në
rritje ekonomike. Devarajan dhe Rodrik (1989) tregojnë se hapja më e madhe tregtare
mund të rezultojë me rritje të mirëqënies apo me reduktim të saj, në prezencë të
konkurrencës jo perfekte, ndërsa Rassekh (2004) sugjeron se efekti i hapjes tregtare
mbi rritjen ekonomike mund të jetë pozitiv ose negativ.
Duke pasur parasysh ndikimin e pritshëm të çdo variabli mbi nivelin e të ardhurave
për frymë, ekuacioni i lidhjes është:
+ + +/- +/-
lnGDP/c = f(lnINV, lnGOV, lnRER, lnOPEN)
3.1.2 Analiza empirike
Përpara se të futen në model, variablat testohen për stacionaritet, me testin ADF,
rezultatet e të cilit përmblidhen në tabelën 3.1.
Tabela 3.1 Rezultatet e testit ADF
Variablat Testi ADF p-value Rezultati
D(lnGDP/c)
D(lnINV,2)
D(lnGOV)
D(lnOPEN)
-32.98035
-7.235119
-15.77075
-9.615325
0.0001
0.0000
0.0000
0.0000
I(I)
I(II)
I(I)
I(I)
Rezultatet e testit ADF tregojnë se të ardhurat reale për frymë GDP/c, shpenzimet
qeveritare GOV dhe hapja tregtare OPEN bëhen stacionarë pas diferencimit të parë,
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 107
ndërsa investimet INV pas diferencimit të dytë. Për këtë arsye, ky variabël nuk mund
të përfshihet në analizën e mëtejshme.
Mbi të dhënat aplikohet procedura Johansen, për të verifikuar lidhjen afatgjatë midis
rritjes ekonomike dhe variablave shpjegues. Nga analiza rezulton me nje vektor të
kointegrimit, si në testin trace, ashtu edhe në testin maximum eigenvalue. Pra,
variablat e përfshirë në model lëvizin së bashku në periudhën afatgjatë, ose kanë një
marrëdhënie afatgjatë midis tyre.
Tabela 3.2 Rezultatet e testit Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.583017 61.45707 47.85613 0.0016
At most 1 0.365568 28.21813 29.79707 0.0752
At most 2 0.235150 10.92715 15.49471 0.2160
At most 3 0.019292 0.740254 3.841466 0.3896 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.583017 33.23894 27.58434 0.0084
At most 1 0.365568 17.29098 21.13162 0.1587
At most 2 0.235150 10.18689 14.26460 0.1999
At most 3 0.019292 0.740254 3.841466 0.3896 Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Nga aplikimi i VECM merren koeficientët e ndikimit të secilit variabël mbi nivelin e
të ardhurave për frymë në Shqipëri. Ekuacioni afatgjatë i lidhjes rezulton:
lnGDP/c = 3.99 - 0.08 lnGov - 0.79 lnOPEN + 0.52 lnREER + є
Koeficienti i korrigjimit të gabimit α = -0.08, pra është negativ dhe është statistikisht i
rëndësishëm, sepse p-value = 0.047, që nënkupton se ekuacioni i lidhjes është i
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 108
rëndësishëm statistikisht. Vlera e lartë e = 0.76, (p-value F statistic = 0.0000)
sugjeron se vetëm 24% e variacionit të të ardhurave për frymë nuk shpjegohet nga
variablat e përfshira në model.
Kontrollet diagnostikues për shpërndarjen normale të mbetjeve, për korrelacionin
serial si dhe për heteroskedasticitetin tregojnë që ekuacioni i marrëdhënies afatgjatë
është i rëndësishëm statistikisht, sepse mbetjet rezultojnë të shpërndara normalisht, pa
autokorrelacion serial dhe homoskedastike. Rezultatet e testeve përmblidhen në
tabelën e mëposhtme.
Tabela 3.3 Rezulatet e kontrolleve diagnostikues
Testi Rezultati i testit p-value
Jarque-Bera
Breusch-Godfrey LM Test
Breusch-Pagan-Godfrey
2.8626470
0.178652
10.28374
0.238992
0.6810
0.7514
Nga ekuacioni i lidhjes afatgjatë vihet re se vetëm variabli OPEN ka ndikim
relativisht të rëndësishëm mbi nivelin e të ardhurave për frymë në Shqipëri: një rritje
me 1% në nivelin e hapjes tregtare e ul nivelin e të ardhurave për frymë me 0.79%.
Variabli i shpenzimeve qeveritare ka shenjë të kundërt me pritjet, por meqënëse ka
koeficient shumë të vogël, mund të thuhet se variabli nuk ka shenjë. Prandaj ndikimi i
këtij variabli mbi rritjen ekonomike do të konsiderohet si i parëndësishëm.
Përsa i përket testimit të hipotezës se kursi real i këmbimit RER ndikon në nivelin e të
ardhurave për frymë në Shqipëri, rezultatet tregojnë se ky variabël ka shenjë në
përputhje me studimet empirike. Shenja pozitive tregon se një rritje në vlerën e RER
do të shoqërohet me rritje në nivelin e të ardhurave për frymë. Por, një rritje në vlerën
e RER tregon se ai është i nënvlerësuar dhe studimet empirike tregojnë se një kurs i
nënvlerësuar në nivel të moderuar e ndihmon rritjen ekonomike të një vendi.
Megjithatë, vlera e koeficientit të RER prej 0.52 tregon se ndikimi është i vogël: një
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 109
nënvlerësim real me 1% do të shoqërohet me rritje në nivelin e të ardhurave për
frymë në Shqipëri me 0.52%.
Nga VECM analizohen koeficientët afatshkurtër të RER, nëpërmjet testit Wald,
rezultatet e të cilit përmblidhen në tabelën e mëposhtme.
Tabela 3.4 Koeficientët afatshkurtër
Variablat Koeficentët Devijimi standard p-value
D(lnREER(-1))
D(lnREER(-2))
D(lnREER(-3))
-0.015687
0.014205
0.000254
0.022965
0.019362
0.016817
0.5014
0.4706
0.9881
Vihet re se p-value në çdo rast është më e lartë se 5%, kjo do të thotë që koeficientët
afatshkurtër nuk janë të rëndësishëm statistikisht. Si rezultat, mund të sugjerohet se
kursi real i këmbimit nuk ndikon mbi nivelin e të ardhurave për frymë në Shqipëri në
periudhën afatshkurtër.
3.2 Ndikimi në punësim
Kursi real i këmbimit ndikon në rritjen ekonomike të një vendi edhe nëpërmjet
ndikimit që ka në nivelin e punësimit. RER ndikon në punësim nëpërmjet tre
kanaleve: kanali makroekonomik, kanali i punës intensive dhe kanali i zhvillimit
(Frenkel dhe Ros, 2006).
Kanali makroekonomik thekson rolin e kursit real të këmbimit në përcaktimin e
aktivitetit dhe nivelit të punësimit në periudhën afatshkurtër. Një nënvlerësim real
zhvendos kurbën e kërkesës me të cilën përballen prodhuesit e produkteve të
tregtueshme, duke e zgjeruar atë dhe rrit nivelin e prodhimit dhe të punësimit në këtë
sektor, ndërkohë që bilanci tregtar përmirësohet. Në vazhdim të këtij efekti të
drejtëpërdrejtë, ka një efekt multiplikator në sektorin e jo të tregtueshmeve (Frenkel
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 110
dhe Ros, 2006). Me rritjen e nivelit të punësimit, rriten të ardhurat dhe po kështu edhe
kërkesa për konsum edhe për produkte jo të tregtueshme, të cilës firmat i përgjigjen
duke rritur ofertën dhe nivelin e punësimit.
Kanali i përdorimit intensiv të punës fokusohet në rolin e kursit real të këmbimit si
ndikues i përdorimit intensiv të punës në proçesin ekonomik, pra si gjenerues i
punësimit për një nivel të dhënë të aktivitetit apo norme të rritjes ekonomike. RER
përcakton vlerën relative të punës ndaj kapitalit në vendet në zhvillim, sepse të mirat
kapitale kanë një pjesë të madhe të komponentëve të importuar (Frenkel dhe
Ros,2006). Një kurs real më i nënvlerësuar inkurajon përdorimin intensiv të më
shumë pune. Çmimet relative inpute/punë pritet që të ndikojnë edhe raportin
punësim/prodhim. Ky raport pritet që të ndikojë nivelin e punësimit në periudhën
afatgjatë. Ndryshimi i raportit punësim/prodhim ndodh nëpërmjet ndryshimit në
strukturën e prodhimit midis sektorëve të ekonomisë dhe firmave si dhe nëpërmjet
ndryshimeve në produktet e prodhuara nga firmat edhe brenda sektorëve. Po kështu,
ky raport ndryshon edhe si rezultat i ndryshimeve teknologjike, në organizmin e
prodhimit, etj. Efektet rrjedhin nga proçeset ristrukturues të firmave dhe të gjithë
ekonomisë, si përshtatje ndaj çmimeve të reja relative. Vetë procesi i përshtatjes
udhëhiqet nga nxitjet që vijnë nga çmimet relative të punës dhe të kapitalit. Për
shembull, një RER i nënvlerësuar rrit aktivitetin e produkteve të tregtueshme dhe nxit
përdorimin e më shumë pune, sepse çmimi i punës i shprehur në monedhë
ndërkombëtare bie, ndërsa i kapitalit rritet. Një RER i mbivlerësuar rrit konkurrencën
e firmave të huaja ndaj firmave vendase që prodhojnë produkte të tregtueshme. Nga
ana tjetër, RER i mbivlerësuar rrit çmimin relativ të punës ndaj kapitalit dhe firmat në
përpjekje për t’i mbijetuar konkurrences së huaj mund të jenë të detyruara të ulin
nivelin e punësimit. RER ndikon gjithashtu edhe në sektorin e jo të tregtueshmeve, të
cilat nuk janë të ekspozuara ndaj konkurrencës ndërkombëtare. Nëse kapitali i
përdorur nga sektori i jo të tregtueshmeve ka përbërje të madhe me komponentë të
importuar, atëherë një RER i nënvlerësuar do të nxisë firmat të përdorin më shumë
punë sesa kapital dhe e kundërta.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 111
Kanali i zhvillimit fokusohet tek influenca e kursit real të këmbimit mbi rritjen
ekonomike dhe si pasojë në shpejtësinë e gjenerimit të punëve të reja. Leichenko dhe
Silva (2004) theksuan se një RER i nënvlerësuar rrit eksportet dhe shkakton punësim
të lartë dhe nivel të lartë të të ardhurave. Nga ana tjetër, një RER i mbivlerësuar çon
në ulje të punësimit dhe të nivelit të të ardhurave. Në këtë mekanizëm, çmimet e
importit dhe të eksportit janë shumë të rëndësishme. Frenkel (2004), tregon se
madhësia e efektit të RER mbi punësimin varet nga kapaciteti i papërdorur i kapitalit
dhe nga niveli i punësimit në ekonomi. Campa dhe Goldberg (2001) sugjerojnë se
ndryshimet në kursin e këmbimit ndikojnë në kërkesën për punë të industrisë
nëpërmjet ndikimit në përfitimin marxhinal të firmës. Nënvlerësimi real i bënë
produktet e importit më të shtrenjta se produktet vendase dhe konsumatorët
zëvendësojnë importet me produkte vendase. Në këtë mënyrë, rritja e kërkesës për
produktet vendase do të çojë në rritje të punësimit.
Në shumë studime empirike të kryera në vendet e zhvilluara, me nivel të lartë të të
ardhurave të OECD dhe Bashkimit Evropian, luhajtjet në punësim janë gjetur të
lidhura në mënyrë të rëndësishme me volatilitetin e RER (Burgess dhe Kneter, 1998;
Goldberg et al,1999; Klein et al,2003; etj). Ndërsa kërkimet për vendet në zhvillim
janë më të kufizuara. Frenkel dhe Ros (2006) gjejnë një efekt negativ të rëndësishëm
të vlerësimit të kursit real të këmbimit mbi rritjen e punësimit në 17 vende të
Amerikës Latine.
Koren (2001) studion ndikimin e RER mbi nivelin e punësimit në firmat eksportuese
në Hungari. Ai supozon dy kanale nëpërmjet të cilëve kursi real i këmbimit ndikon
kërkesën për punë. Së pari, një nënvlerësim real rrit konkurrueshmërinë e produkteve
vendase ndaj konkurruesve të huaj, duke nxitur eksportet dhe si rrjedhojë kërkesën
për punë nga firmat. Së dyti, nënvlerësimi rrit koston e inputeve të ndërmjetme dhe
ky ndikim mund të anulojë efektin pozitiv të kanalit të parë. Efekti neto varet nga
ekspozimi i firmave ndaj riskut të kursit të këmbimit. Ai sugjeron se ndikimi i kursit
real të këmbimit varet nga tipi i industrisë. Në industrinë ushqimore dhe atë të
duhanit, nënvlerësimi i kursit real të këmbimit nxit rritjen e punësimit, ndërsa në
industrinë e makinerive ndodh e kundërta.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 112
Filiztekin (2004) studion ndikimin e volatilitetit të RER në industrinë prodhuese në
Turqi, për periudhën 1981-1999. Rezultatet e gjetura ndryshojnë nga ato të studimeve
të tjera: nënvlerësimi ka efekt negativ si mbi nivelin e punësimit ashtu edhe mbi
nivelin e pagave, madje mbi pagat ndikimi negativ është akoma më i madh. Varësia e
madhe e industrisë prodhuese të Turqisë nga inputet e huaja tejkalon efektin pozitiv të
nënvlerësimit në konkurrueshmërinë e produkteve turke. Industria më e dëmtuar nga
nënvlerësimi rezulton industria e veshjeve, e cila gjeneron kërkesën më të lartë për
punë në periudhën në studim.
Nucci dhe Pozzolo (2010) në një studim për Italinë gjejnë se volatiliteti i kursit real të
këmbimit ka ndikim të rëndësishëm, mbi nivelin e punësimit dhe të orëve të punës.
Nënvlerësimi i kursit të këmbimit rrit numrin e orëve të punës në vitin pasues si
rezultat i rritjes në të ardhura, por shkakton gjithashtu edhe rënie në orët e punës si
rezultat i rritjes së kostove.
Demir (2010) përdor teknikat e kointegrimit për të analizuar ndikimin e kursit real të
këmbimit mbi nivelin e punësimit në Turqi. Në studimin e tij ai përfshin firma
private, të cilat prodhonin rreth 26% të totalit të vlerës së shtuar në sektorin e
prodhimit për periudhën 1983-2005. Studimi i tij sugjeron se luhatshmëria e lartë
rreth ekuilibrit e kursit real të këmbimit ka ndikim të rëndësishëm tkurrës mbi nivelin
e punësimit. Në të njëjtin konkluzion arrin edhe Mpofu (2013) në një studim për
Afrikën e Jugut.
Fan dhe Song (2006) studiojnë ndikimin e RER mbi nivelin e punësimit në Kinë për
periudhën 1980-2002. Ata sugjerojnë se nënvlerësimi i kursit real të këmbimit nxit
rritjen e punësimit, ndërsa luhatshmëria e kursit real të këmbimit nuk ndikon në
rritjen e pagës. Rezultat i veçantë i studimit të tyre është që një rritje në eksporte
anulon pjesërisht ndikimin e kursit real të këmbimit mbi nivelin e punësimit.
Efekte negative të mbivlerësimit të kursit real të këmbimit mbi nivelin e punësimit
gjenden në studimin e Gourinchas (1999) dhe Abdulnasser dhe Manucheh (2006) për
industrinë prodhuese në Francë, të Dekle (1998) për industrinë prodhuese në Japoni,
etj.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 113
3.2.1 Specifikimi i modelit
Më sipër u analizua RER si variabël që mund të ndikojë në rritjen ekonomike në
Shqipëri dhe nga rezultatet e analizës u sugjerua se RER e ndikon rritjen ekonomike,
edhe pse në një masë jo shumë të rëndësishme. Që këtu mund të sugjerohet se RER
ka gjasa që të ndikojë në ndonjë masë jo të madhe edhe në nivelin e punësimit në
Shqipëri. Megjithatë, ky supozim do të verifikohet nëpërmjet analizës ekonometrike.
Për këtë qëllim, do të përdoret një përafrim i modelit të propozuar nga Frenkel dhe
Ros (2006), ku si variabël i varur do të jetë niveli i punësimit (si % ), ndërsa si
variabla të pavarur në model do të përfshihen:
-% e eksportit te industrisë në totalin e eksporteve INDEX: produktet e
tregtueshme janë punë-intensive. Nëqoftëse RER është i nënvlerësuar, atëherë do të
rritet përdorimi intensiv i punës dhe eksportet industrialë mund ta kapin këtë efekt.
Pra, një rritje në eksportet industrialë pritet të ndikojë pozitivisht mbi nivelin e
punësimit në Shqipëri.
-GDP real: ky variabël pritet të kapë efektin e kanalit makroekonomik të ndikimit të
kursit real të këmbimit mbi nivelin e punësimit. Një RER i nënvlerësuar rrit eksportet
dhe si rrjedhojë rritet produkti dhe niveli i punësimit. Pra, pritet një lidhje pozitive
midis GDP dhe nivelit të punësimit.
-RER, i cili pritet të ketë ndikim si pozitiv ashtu edhe negativ mbi nivelin e
punësimit. Një rritje e RER nënkupton që kursi është i nënvlerësuar dhe kjo
sugjerohet se lidhet pozitivisht me punësimin, por studimet empirike tregojnë edhe
për ndikim negative.
Duke pasur parasysh ndikimin e secilit variabël mbi nivelin e punësimit, lidhja që do
të analizohet paraqitet si:
+ + +/-
lnEMPL = f( lnINDEX, lnGDP, lnRER)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 114
3.2.2 Analiza empirike
Variablat e patestuara më parë për stacionaritet testohen me testin ADF, rezultatet e
të cilit përmblidhen në tabelën 3.5
Tabela 3.5 Rezultatet e testit ADF për lidhjen punësim-kurs real i këmbimit
Variabli Testi ADF p-value Rezultati
lnEMPL
D(lnINDEX)
D(lnGDP)
-3.120759
-7.626789
-25.20153
0.0369
0.0000
0.0000
I(0)
I(I)
I(I)
Rezulatet e testit tregojnë se me këto variabla mund të përdoret testi Johansen për
kointegrim, pasi në diferencë të parë variablat kthehen në stacionarë. Testi Johansen
tregon për një vektor të kointegrimit në gjithë sistemin.
Tabela 3.6 Rezultatet e testit Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.949129 110.2805 55.24578 0.0000
At most 1 0.491121 29.86180 35.01090 0.1601
At most 2 0.263628 11.62207 18.39771 0.3379
At most 3 0.116998 3.359550 3.841466 0.0668 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.949129 80.41869 30.81507 0.0000
At most 1 0.491121 18.23973 24.25202 0.2552
At most 2 0.263628 8.262522 17.14769 0.5741
At most 3 0.116998 3.359550 3.841466 0.0668 Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 115
Nëpërmjet aplikimit të VECM verifikohet nëse ka shkakësi të variablave shpjegues të
modelit mbi nivelin e punësimit.
Në modelin VEC koeficienti i korrigjimit të gabimit α = - 0.18 me p-value = 0.1921,
pra koeficienti ka shenjën e duhur, por nuk është i rëndësishëm statistikisht. Kjo
nënkupton se nuk ka shkakësi të variablave të pavarur mbi nivelin e punësimit, dmth
vektori i kointegrimit i identifikuar nga testi Johansen nuk i përket lidhjes afatgjatë, e
cila testohet në këtë punim.
Tabela 3.7 Rezultatet e testit të VECM
D(LNEMPL) = C(1)*( LNEMPL(-1) - 0.107170311247*LNGDPR(-1) +
0.000162175393737*LNINDEX(-1) - 0.0380788623416*LNREER(-1) -
2.95755477757 ) + C(2)*D(LNEMPL(-1)) + C(3)*D(LNEMPL(-2)) + C(4)
*D(LNGDPR(-1)) + C(5)*D(LNGDPR(-2)) + C(6)*D(LNINDEX(-1)) + C(7)
*D(LNINDEX(-2)) + C(8)*D(LNREER(-1)) + C(9)*D(LNREER(-2)) +
C(10) Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) -0.187710 0.138517 -1.355140 0.1921
C(2) 0.524091 0.231277 2.266076 0.0360
C(3) 0.353289 0.289594 1.219946 0.2382
C(4) -0.012976 0.011012 -1.178360 0.2540
C(5) -0.004244 0.006088 -0.697079 0.4947
C(6) -0.002196 0.004661 -0.471042 0.6433
C(7) 0.003127 0.004359 0.717236 0.4824
C(8) -0.001164 0.030854 -0.037737 0.9703
C(9) -0.011658 0.031536 -0.369666 0.7159
C(10) -1.40E-06 0.000496 -0.002811 0.9978 R-squared 0.446926 Mean dependent var 0.000792
Adjusted R-squared 0.170390 S.D. dependent var 0.002278
S.E. of regression 0.002074 Akaike info criterion -9.245798
Sum squared resid 7.75E-05 Schwarz criterion -8.770011
Log likelihood 139.4412 Hannan-Quinn criter. -9.100345
F-statistic 1.616155 Durbin-Watson stat 1.870441
Prob(F-statistic) 0.184409
Meqënëse, modeli nuk është i vlefshëm statistikisht, ndërtohet një model i ri ku si
variabla shpjegues përfshihen edhe paga reale dhe hapja tregtare, përveç RER dhe
INDEX, në një përshtatje të modelit, të sugjeruar nga Faria dhe Ledesma (2005).
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 116
Meqënëse, përveç pages reale, të gjithë variablat e tjerë janë testuar për stacionaritet,
atëherë aplikohet testi ADF vetëm për këtë variabël. Rezultati tregon se paga reale
lnWAGE bëhet stacionare në diferencim të dytë. Për këtë arsye ky variabël nuk mund
të përfshihet në model.
Tabela 3.8 Rezultatet e testit ADF për stacionaritet
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.417420 0.0000
Test critical values: 1% level -3.653730
5% level -2.957110
10% level -2.617434 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Testi Johansen i kointegrimit tregon se në gjithë sistemin e variablave ekzistojnë 3
vektorë të kointegruar, pra në periudhën afatgjatë të gjithë variablat lëvizin së bashku.
Për të verifikuar hipotezën e ngritur për një ndikim të mundshëm të RER mbi nivelin
e punësimit në Shqipëri zhvillojmë testin VECM, i cili tregon se koeficienti i
korrigjimit të gabimit është statistikisht i rëndësishëm, sepse α = -0.37 dhe p-value =
0.0002.
Nga testi, ekuacioni i lidhjes rezulton:
lnEMPL = 3.5 – 0.0645 lnINDEX – 0.0972 lnOPEN + 0.318 lnRER + Ԑ
Nga ekuacioni i lidhjes mund të sugjerohet se niveli i punësimit në periudhën
afatgjatë ndikohet nga kursi real i këmbimit. Nëse vlera e indeksit të RER rritet me
1% kjo do të shoqërohet me rritje në nivelin e punësimit me afërsisht 0.32%.
Meqënëse, rritja e vlerës së indeksit të RER nënkupton që kursi real i këmbimit është
i nënvlerësuar, atëherë mund të sugjerohet se nënvlerësimi ndihmon në rritjen e
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 117
nivelit të punësimit në Shqipëri. Ndërkohë, variablat e tjerë kanë shenjë negative, që
nënkupton se një rritje në vlerën e tyre shoqërohet me ulje të nivelit të punësimit në
Shqipëri.
Variabli INDEX, që tregon pjesën e eksporteve industrialë në totalin e eksporteve
dhe që pritet të kapë efektin e kanalit të përdorimit intensiv të punës, ka një koeficient
të vogël me shenjë negative. Kjo tregon se një rritje në eksportet industrialë nuk
shoqërohet me rritje të nivelit të punësimit, por me ulje të nivelit. Rezultati është
kontradiktor: pjesa më e madhe e eskporteve industrialë në Shqipëri janë mallrat e
përpunuara. Këtu përfshihet edhe industria fason, e cila ka përdorim intensiv të punës.
Përsa i përket variablit të hapjes tregtare OPEN, edhe ndikimi i tij mbi punësimin
është negativ: për një rritje prej 1% në hapjen tregtare, niveli i punësimit do të ulet me
afërsisht 0.1%.
Nga modeli VEC identifikohet edhe ndikimi afatshkurtër i variablave mbi nivelin e
punësimit dhe rezultatet përmblidhen në tabelën e mëposhtme.
Tabela 3.9 Variablat që ndikojnë punësimin në periudhën afatshkurtër
Variablat Koeficientët Devijimi standard p-value
D(lnINDEX(-1))
D(lnINDEX(-2))
D(lnOPEN(-2))
D(lnOPEN(-3))
D(lnOPEN(-4))
D(lnRER(-1))
D(lnRER(-2))
-0.0115
-0.0184
-0.0244
-0.0279
0.0258
0.0308
0.0489
0.0031
0.0028
0.0052
0.0051
0.0094
0.0116
0.0114
0.0077
0.0003
0.0023
0.0010
0.0296
0.0336
0.0038
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 118
Në periudhën afatshkurtër, niveli i punësimit ndikohet nga të gjithë variablat. Variabli
RER ndikon punësimin deri në dy hapa kohorë përpara, por koeficienti i ndikimit
është shumë i vogël.
Në përmbledhje të analizës së mësipërme, mund të sugjerohet se nuk ka evidencë për
ndikim të fortë të kursit real të këmbimit mbi nivelin e punësimit në Shqipëri.
3.3 Ndikimi në inflacion
Një tregues tjetër makroekonomik është edhe inflacioni, i cili përgjithësisht përdoret
për të treguar qëndrueshmërinë e çmimeve në ekonomi. Teoria ekonomike sugjeron
se inflacioni në ekonomi mund të shkaktohet nga kërkesa ose nga oferta. Për
ekonomitë e hapura, si Shqipëria inflacioni mund të shkaktohet nga faktorë të
brendshëm të ekonomisë (Internal pressure), por gjithashtu edhe nga faktorë të
jashtëm (External pressure). Megjithatë, ndikimi i kurseve të këmbimit mbi
inflacionin varet nga rregjimi i kurseve të këmbimit. Në regjimin fleksibël të kurseve
të këmbimit (si në rastin e Shqipërisë) çdo luhatje në kursin e këmbimit mund të
ndikojë shumë në nivelin e çmimeve nëpërmjet kërkesës agregate AD dhe ofertës
agregate AS.
Nëse monedha vendase nënvlerësohet, atëherë ndikohet në mënyrë të drejtëpërdrejtë
niveli i çmimeve, nëpërmjet produkteve të importuara, të cilat blihen nga
konsumatorët vendas. Kjo ndodh në rastin e vendeve të vogla, të cilat e marrin si të
dhënë çmimin e produktit nga tregu ndërkombëtar, pra që plotësojnë pjesën më të
madhe të kërkesës së tyre nga importet. Dobësimi i monedhës do të ndikojë gjithashtu
edhe në çmimet e inputeve të importuara: firmat do të duhet të paguajnë më shumë
për to dhe kjo do të shoqërohet me kosto më të larta të prodhimit dhe në çmime më të
larta. Për rrjedhojë, niveli i përgjithshëm i çmimeve në ekonomi do të rritet.
Nga ana e kërkesës, nëse produktet brenda vendit bëhen relativisht më të lira se ato të
huaja, atëherë eksportet neto do të rriten, sepse konsumatorët vendas do të zhvendosin
kërkesën për produkte të importit drejt produkteve vendase si dhe të huajt mund të
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 119
rrisin kërkesën për këto produkte. Për rrjedhojë kërkesa agregate do të rritet dhe kjo
do të shoqërohet me rritje të nivelit të përgjithshëm të çmimeve.
Kërkues të ndryshëm kanë studiuar ndikimin e kursit real të këmbimit mbi
inflacionin. Achsani et al (2010) studiojnë ndjeshmërinë e inflacionit ndaj
ndryshimeve të RER në disa vende aziatike dhe krahasojnë rezultatet me vendet e
Evropës dhe të Amerikës së Veriut. Nëpërmjet testit Granger, ata arrijnë në
konkluzionin se në shumicën e vendeve ekziston një korrelacion i fortë midis
lëvizjeve të inflacionit dhe lëvizjeve të RER.
Duke përdorur të dhëna për periudhën 1986-2008 dhe nëpërmjet teknikave të
kointegrimit, Imimole dhe Enoma (2011) sugjerojnë se nënvlerësimi i kursit të
këmbimit mund të çojë në inflacion në Nigeri. Rezultate të ngjashme për ndikimin e
kursit real të këmbimit mbi inflacionin janë arritur edhe në studime të tjera të Omotor
(2008), Honohan dhe Lane (2004), etj.
Kamin dhe Klau (2003) në një studim për shumicën e vendeve të Azisë dhe të
Amerikës së Jugut gjejnë se ekziston lidhje midis kursit real të këmbimit dhe
inflacionit në shumicën e vendeve. Për më tepër ata gjejnë se efekti i ndryshimeve të
kursit të këmbimit mbi nivelin e inflacionit në Amerikën e Jugut është dukshëm më i
rëndësishëm se ndikimi në vendet aziatike dhe të vendeve të industrializuara.
Në një studim për Turqinë, Berument dhe Pasaogullari (2003) tregojnë se
nënvlerësimet e kursit real të këmbimit shkaktojnë rritje të inflacionit.
Në një studim të hershëm për Shqipërinë, Mançellari,Mytkolli dhe Kola(1999)
sugjerojnë se inflacioni mund të konsiderohet si i shkaktuar nga oferta dhe se lëvizjet
në kursin e këmbimit i paraprijnë inflacionit. Nga ana tjetër, norma e lartë e
penetrimit të importeve në Shqipëri sugjeron gjithashtu që inflacioni i importuar
shkakton ndryshim të rëndësishëm në nivelin e çmimeve në vend. Çeliku (2003) arrin
në konkluzionin se rreth 64 për qind e ndryshimeve të çmimeve në mallrat e sektorit
të tregtueshëm shpjegohet nga ndryshimet në çmimet e importeve, brenda të njëjtit
muaj.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 120
3.3.1 Specifikimi i modelit
Për të vlerësuar ndikimin e mundshëm të kursit real të këmbimit mbi nivelin e
inflacionit në Shqipëri, si variabla në model do të përfshihen:
-Indeksi i Çmimeve të Konsumit në Shqipëri: dihet që një rritje në CPI nënkupton
nivel më të lartë çmimesh, pra inflacion.
-Norma nominale e interesit: një rritje në normën nominale të interesit do të
shoqërohet me ulje të nivelit të çmimeve.
-Indeksi i Çmimeve të Eurozonës: meqënëse Shqipëria ka një pjesë të
konsiderueshme të produkteve të importit brenda shportës së konsumit, një rritje në
CPI të Eurozonës do të çojë në rritje të CPI në Shqipëri.
-Të ardhurat reale për frymë: një rritje në të ardhura rrit kërkesën dhe si rrjedhim,
edhe çmimet.
Përsa i përket ndikimit të pritshëm të RER mbi inflacionin, duke pasur parasysh
studimet empirike ky ndikim është i paqartë. Në këtë mënyrë lidhja që do të
analizohet, paraqitet si:
- + + ?
CPI = f(INT, GDP/c, CPIez, REER)
3.3.2 Analiza empirike
Rezultatet e testimit për stacionaritet nëpërmjet testit ADF jepen në tabelën e
mëposhtme.
Tabela 3.10 Rezultatet e testit ADF
Variabli Testi ADF p-value Rezultati
D(lnCPI)
lnINT
D(lnCPIez)
-11.30730
-3.318923
-6.899159
0.0000
0.0218
0.0000
I(I)
I(0)
I(I)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 121
Meqënëse variablat rezultojnë të rendit 0 dhe I të integrimit, atëherë mund të
aplikohet testi Johansen mbi të tërë variablat, rezultatet e të cilit përmblidhen në
tabelën 3.11
Trace test i procedurës Johansen tregon se ekzistojnë dy vektorë të kointegrimit në të
gjithë sistemin e variablave, ndërsa testi maximum eigenvalue nuk tregon për asnjë
vektor të kointegrimit.
Tabela 3.11 Rezultatet e testit Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.608471 85.58865 69.81889 0.0017
At most 1 * 0.464175 51.83163 47.85613 0.0202
At most 2 0.377594 29.36950 29.79707 0.0559
At most 3 0.243745 12.29965 15.49471 0.1431
At most 4 0.060380 2.242077 3.841466 0.1343 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.608471 33.75702 33.87687 0.0517
At most 1 0.464175 22.46213 27.58434 0.1976
At most 2 0.377594 17.06984 21.13162 0.1687
At most 3 0.243745 10.05758 14.26460 0.2082
At most 4 0.060380 2.242077 3.841466 0.1343 Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Megjithatë, siç është përmendur në seksionin 2.2.2, trace test është më i fuqishëm se
testi maximum eigenvalue, prandaj mund të aplikohet modeli VEC për të përftuar
koeficientët e ekuacionit, i cili paraqitet si më poshtë:
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 122
lnCPI = 49.88 + 9.5 lnCPIez – 3.97 lnGDP/c – 0.12 lnREER + Ԑ
Koefiçenti i korrigjimit të gabimit α = -0.91 është statistikisht i rëndësishëm, sepse
është negativ dhe ka p-value = 0.0376, pra lidhja e mësipërme është e qëndrueshme.
Megjithatë, vlera e koeficientit të korrigjuar të = 0.5 tregon se vetëm gjysma e
variacionit të CPI shpjegohet nga variablat e përfshirë në model, ndërsa pjesa tjetër
nga variabla të tjerë të papërfshirë në modelin e analizuar. Ky nuk është tregues i
mire, pasi modeli lë pa shpjeguar gjysmën e variacionit të CPI në Shqipëri.
Megjithatë, p-value e satistikës F prej 0.009 është në favor të modelit të mësipërm.
Modeli testohet nëpërmjet mbetjeve edhe për normalitet në shpërndarjen e tyre, për
korrelacion serial si dhe për heteroskedasticitet, rezultatet e të cilëve përmblidhen në
tabelën 3.12.
Tabela 3.12 Rezultatet e kontrolleve diagnostikues
Testi Rezultati i testit p-value
Jarque-Bera
Breusch-Godfrey LM Test
Breusch-Pagan-Godfrey
6.532236
3.872038
29.61338
0.038154
0.2756
0.0764
Nga kontrolli i mbetjeve vihet re se mbetjet nuk janë të shpërndara normalisht,
megjithatë si është përmendur në seksionin 2.2.3, kjo nuk e cënon vlefshmërinë e
modelit.
Nga ekuacioni i vlerësuar vihet re se një rritje me 1% në indeksin e çmimeve të
Eurozonës e rrit vlerën e indeksit të çmimeve në Shqipëri me 9.5% . Meqë rritja e
indeksit nënkupton inflacion, atëherë mund të thuhet se inflacioni i importuar
shpjegon një pjesë të rëndësishme të inflacionit në Shqipëri.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 123
Përsa i përket ndikimit të nivelit të të ardhurave për frymë, do të pritej që rritja e tyre
të shoqërohej me rritje të kërkesës për produkte dhe kjo mund të çonte në prirje
inflacioniste, pra pritej një lidhje pozitive midis variablave. Por, nga ekuacioni vihet
re një lidhje negative midis GDP për frymë dhe CPI dhe koeficienti i ndikimit është i
rëndësishëm, prandaj kjo duhet interpretuar me kujdes.
Në lidhje me hipotezën e ngritur për ndikimin e RER mbi inflacionin në Shqipëri,
koeficienti prej - 0.12 tregon se lidhja midis RER dhe inflacionit është në drejtim të
kundërt: një rritje në RER (që do të thotë që RER është i nënvlerësuar) prej 1% do të
shoqërohet me rënie në vlerën e indeksit të çmimeve me 0.12%, pra me rënie të
inflacionit. Kjo mund të shpjegohet me efektin e zëvendësimit, që ndodh për disa
produkte të shportës: nëse produktet vendase janë relativisht më të lirë, atëherë
konsumatorët do të zëvendësojnë produktet relativisht më të shtrenjta të importit me
produktet relativisht më të lira të vendit.
3.4 Shënime përmbyllëse
Në këtë kapitull u analizua ndikimi i kursit real të këmbimit mbi variabla të
rëndësishëm makroekonomikë në Shqipëri, si rritja ekonomike, punësimi dhe niveli i
çmimeve.
Studimi tregoi se nënvlerësimi i kursit real të këmbimit mund të ndikojë nivelin e të
ardhurave për frymë në Shqipëri. Rezultati i gjetur është në përputhje me pjesën më të
madhe të studimeve empirike në vendet e huaja, pasi, në dijeninë time, nuk ka
studime të mëparshme në Shqipëri që të kenë analizuar këtë ndikim.
Studimi tregoi se rritja ekonomike në Shqipëri ndikohet negativisht nga hapja
tregtare. Kjo është e pritshme, sepse bilanci tregtar i Shqipërisë ka ardhur
vazhdimisht duke u përkeqësuar. Gjithashtu, norma gjithmonë në rritje e penetrimit të
importeve, nënkupton që gjithnjë e më shumë kërkesa e brendshme plotësohet
nëpërmjet produkteve të importit. Hapja më e lartë tregtare e përball ekonominë
shqiptare me konkurrencën e drejtëpërdrejë të produkteve të huaja. Çeliku dhe
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 124
Hoxholli (2007) sugjerojnë për një konkurrueshmëri të ulët në eksporte dhe në
teknologji të ekonomisë shqiptare. Kjo nënkupton se ekonomia ende nuk i ka ndërtuar
avantazhet e veta konkurruese. Struktura e eksporteve sipas produkteve tregon se
Shqipëria eksporton kryesisht minerale dhe lëndë djegëse, si dhe produkte të
përpunuar, pra kryesisht produkte industrialë. Por, sektori industrial jep një kontribut
shumë të vogël në rritjen ekonomike në Shqipëri: gjatë periudhës së studimit, sektori
industrial ka kontribuar mesatarisht me vetëm 0.7% në rritjen mesatare prej 5% të
vendit.
Rritja ekonomike në Shqipëri rezulton se ndikohet nga nënvlerësimi i kursit real të
këmbimit. Nënvlerësimi duket se ka ndryshuar ekonominë shqiptare nëpërmjet
sektorit të produkteve të tregtueshme. Nënvlerësimi i rrit më shumë blerjet në këtë
sektor, duke e zgjeruar atë. Të dhënat tregojnë se, me përjashtim të viteve 2009-2010,
rritja në sektorin e produkteve të tregtueshme për çdo vit është relativisht më e madhe
se në sektorin e produkteve jo të tregtueshme. Rritja mesatare e sektorit është 11.2%
dhe është më e lartë se rritja mesatare prej 8.76% në sektorin e produkteve jo të
tregtueshme.
Tabela 3.13 Ndryshimi i vlerës së shtuar në sektorët e ekonomisë
vitet Prod. Tr (%) Prod. jo TR (%)
2003 10.9 0.8
2004 19.4 6
2005 14.5 7.5
2006 11.5 7.6
2007 16.5 13.9
2008 19.8 10.4
2009 3.3 13
2010 -2.3 14.1
2011 7.6 5.6
Burimi: INSTAT
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 125
Ndikimi në punësim i kursit real të këmbimit është më i moderuar se ndikimi në
rritjen ekonomike. Studimi tregoi rezultat të ngjashëm me studimet empirike të bëra
në vende të tjera, sepse edhe për këtë variabël, në dijeninë time, nuk ka studime të
mëparshme në Shqipëri.
Nënvlerësimi i RER ka ndikuar nivelin e punësimit në Shqipëri nëpërmjet kanalit
makroekonomik. Nënvlerësimi ka zgjeruar aktivitetin e sektorit të produkteve të
tregtueshme, por ky zgjerim nuk është shoqëruar me rritje në nivelin e punësimit në
këtë sektor. Megjithatë, zgjerimi i sektorit të të tregtueshmeve ka rritur nivelin e të
ardhurave brenda vendit, duke nisur efektin multiplikator në sektorin e jo të
tregtueshmeve: rritja e të ardhurave ka rritur kërkesën për konsum edhe për produkte
jo të tregtueshme, të cilës firmat i përgjigjen duke rritur produktin dhe nivelin e
punësimit.
Figura 3.1 Punësimi në sektorin e produkteve të tregtueshme dhe jo të tregtueshme
Burimi:INSTAT
Ndërkohë variabli që synon të kapë efektin e kanalit të përdorimit intensiv të punës,
rezultoi se ndikon negativisht mbi nivelin e punësimit në Shqipëri. Ky variabël
paraqet pjesën e eksporteve industrialë në totalin e eksporteve. Përbërja e eksporteve
industrialë tregon se pjesa më e madhe e tyre përbëhet nga industria fason. Trendi i
eksporteve fason ka qenë në rënie, duke kaluar nga 58% e eksporteve në vitin 2005 në
32% të tyre në vitin 2011.
0
50
100
150
200
250
300
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
sekt.treg
sekt.jotreg
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 126
Figura 3.2 Ecuria e eksporteve sipas tipit të industrisë, në % ndaj totalit të eksporteve
Burimi:INSTAT
Rritjen më të lartë e ka patur sektori i industrisë nxjerrëse të mineraleve dhe të naftës,
i pasuar nga sektori i materialeve të ndërtimit. Këta dy sektorë nuk janë përdorues
intensivë të punës, prandaj indeksi i eksporteve industrialë, i ndërtuar për periudhën
2004-2011 nuk arrin të kapë efektin e kanalit të përdorimit intensiv të punës.
Ndikimi në nivelin e çmimeve rezulton akoma më i dobët. Analiza sugjeroi se
nënvlerësimi i kursit real të këmbimit shoqërohet me ulje të indeksit të çmimeve në
Shqipëri.
0
10
20
30
40
50
60
70
2004 2006 2008 2010 2012
fason(%)
minerale, energji
materiale ndërtimi
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 127
4. PËRFUNDIMET DHE SUGJERIMET KRYESORE TË PUNIMIT
4.1 Përfundimet e punimit dhe disa sugjerime
Në këtë studim u analizua gjendja e kursit real të këmbimit dhe ndikim i tij në
ekonominë shqiptare. Rëndësia e kursit real të këmbimit është e evidentuar qartë, si
për vendet në zhvilliam ashtu edhe për ato të zhvilluara. Përgjithësisht në këto
studime teksohet rëndësia e mbajtjes së kursit real të këmbimit sa më afër gjendjes së
vet ekuilibër. Hipoteza e parë e këtij studimi lidhej me gjendjen e ekuilibrit të kursit
real të këmbimit në Shqipëri. Meqënëse, tre partnerët kryesorë tregtare të Shqipërisë
janë Italia, Greqia dhe Gjermania, kursi real i këmbimit u ndërtua si indeks kundrejt
monedhës euro. Testimit empirik i parapriu një analizë e metodologjive më të
përdorura nga ekonomistët për vlerësimin e gjendjes së ekuilibrit. Midis të gjitha
metodave u përzgjodh Metoda e Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të Këmbimit, BEER,
e cila është përdorur gjerësisht nga studiuesit në vendet në tranzicion, si Shqipëria.
Metoda konsiderohet si më e përshtatshme, për shkak se në themel të saj nuk
qëndrojnë supozime, që mund të konsiderohen të diskutueshme në rastin e Shqipërisë.
Ajo analizon gjendjen e ekuilibrit mbi bazën e gjendjes aktuale të variablave
ekonomikë, të cilët supozohet se ndikojnë kursin real të këmbimit.
Përzgjedhja e variablave ekonomikë në këtë studim u bë duke u bazuar në modelet e
sugjeruar nga Edwards (1989) dhe Montiel (1999), të cilët e paraqesin kursin real të
këmbimit si produkt të ndikimit të faktorëve të ndryshëm, të brendshëm dhe të
jashtëm të vendit. Midis tyre në këtë studim u përzgjodhën produktiviteti relativ,
termat e tregtisë, remitancat, hapja tregtare, shërbimi i borxhit, oferta monetare si dhe
shpenzimet qeveritare.
Midis metodave të ndryshme ekonometrike, për të vlerësuar ekuacioni e lidhjes midis
kursit real të këmbimit dhe variablave ekonomikë, në këtë studim u përzgjodh metoda
e kointegrimit Johansen dhe metoda e Vektorit të Korrigjimit të Gabimit, VECM.
Përdorimi i këtyre metodave mbështetet mbi avantazhet që kanë këto metoda mbi
teknika të tjera alternative.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 128
Zbatimi i metodës Johansen dhe VECM fillon me analizën e stacionaritetit të serive
kohore të përfshira në studim. Seritë kohore rezultuan jo të integruara të të njëjtit
rend, sepse disa prej tyre rezultuan stacionare në nivel, disa të tjera në diferencë të
parë, ndërsa disa të tjera në diferencë të dytë. Për këtë arsye, nga analiza e mëtejshme
u përjashtuan variablat e ofertës monetare MS dhe të termave të tregtisë TOT, sepse
rezultuan stacionarë në diferencë të dytë. Pas analizës për stacionaritet, variablat u
testuan për mundësinë e kointegrimit. Testi Johansen tregoi për 3 vektorë të
kointegrimit, ndër të cilët njëri jep lidhjen afatgjatë të kursit real të këmbimit me
variablat e përfshira në model. Evidenca e kointegrimit lejoi aplikimin e modelit
VEC, i cili mundësoi identifikimin e variablave që ndikojnë kursin real të këmbimit
në Shqipëri, si në periudhën afatshkurtër, ashtu edhe atë afatgjatë.
Në periudhën afatgjatë, kursi real i këmbimit ndikohet nga produktiviteti relativ i
sektorëve të ekonomisë midis Shqipërisë dhe Eurozonës, remitancat dhe hapja
tregtare, duke dhënë rezultate pak të ndryshme nga ato të studimeve të mëparshme
mbi këtë çështje. Në periudhën afatshkurtër, kursi real i këmbimit në Shqipëri
ndikohet edhe nga shërbimi i borxhit dhe shpenzimet qeveritare.
Analiza e gjendjes së kursit real të këmbimit sugjeroi se në Shqipëri, kursi ka qenë
vazhdimisht i shmangur nga ekuilibri, me periudha nënvlerësimi dhe mbivlerësimi,
por shmangia ka qenë përgjithësisht nën 5%. Me këtë rezultat, mund të sugjerohet se
në Shqipëri, kursi real i këmbimit ka qenë shumë afër gjendjes së vet ekuilibër.
Rezultat interesant i studimit është koeficienti i korrigjimit të gabimit, i cili sugjeron
se rreth 34% e shmangies së kursit nga ekuilibri rregullohet çdo tremujor. Kjo tregon
për një konvergim të shpejtë të kursit real të këmbimit drejt nivelit ekuilibër. Rezultati
është i ngjashëm me studime të mëparshme dhe nuk është aspak i papritur, në kushtet
e një gjendjeje afër ekuilibrit të kursit real të këmbimit.
Nëse kursi real i këmbimit është në ekuilibër, çfarë mund të thuhet për kursin nominal
të këmbimit? Sugjerohet se, nëse kursi real i këmbimit është në ekuilibër, atëherë nuk
ka rëndësi për ekonominë, cili është niveli i kursit nominal të këmbimit (Driver &
Westaway,2003, fq.12). Megjithatë, ekonomistët sugjerojnë për një korrelacion
shumë të fortë midis kursit nominal dhe atij real të këmbimit (Mussa,1986) dhe se
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 129
lëvizjet në kursin nominal duket se luajnë një rol dominant në variacionin e RER
(Moore & Roche, 2010). Kjo nënkupton se, nëse RER është në ekuilibër, atëherë
edhe kursi nominal i këmbimit është në ekuilibër. Sidoqoftë, në Shqipëri, objektivi
kryesor i Bankës Qendrore është mbajtja nën kontroll e inflacionit, prandaj
luhatshmëria në kursin real të këmbimit do të varet nga luhatshmëria e kursit nominal
të këmbimit. Nga ana tjetër, meqënëse në tregun valuator shqiptar nuk lejohet
mundësia e arbitraritetit dhe kursi i këmbimit lek/$ është derivat i kursit $/€, atëherë
luhatshmëria në këmbimin me monedhën € do të reflektohet edhe në monedhën $.
Hipoteza e dytë e testuar në këtë studim analizon ndikimin e kursit real të këmbimit
mbi variabla të rëndësishëm makroekonomikë në Shqipëri. Studimi tregoi se
nënvlerësimi i kursit real të këmbimit mund të ndikojë nivelin e të ardhurave për
frymë në Shqipëri. Rezultati i gjetur është në përputhje me pjesën më të madhe të
studimeve empirike në vendet e huaja, pasi, në dijeninë time, nuk ka studime të
mëparshme në Shqipëri që të kenë analizuar këtë ndikim. Ndikimi në punësim i kursit
real të këmbimit është më i moderuar se ndikimi në rritjen ekonomike. Studimi tregoi
rezultat të ngjashëm me studimet empirike të bëra në vende të tjera, sepse edhe për
këtë variabël, në dijeninë time, nuk ka studime të mëparshme në Shqipëri. Ndikimi në
nivelin e çmimeve rezulton akoma më i dobët. Analiza sugjeroi se nënvlerësimi i
kursit real të këmbimit shoqërohet me ulje të indeksit të çmimeve në Shqipëri.
Rezultatet sugjerojnë se nënvlerësimi i kursit real të këmbimit ndikon pozitivisht në
variablat kryesorë makroekonomikë. Nga studimi rezultoi se hapja tregtare dhe
remitancat janë dy variablat ekonomike, një rritje në të cilat mund ta drejtojë kursin
real të këmbimit në këtë drejtim.
Remitancat janë variabli me ndikimin me të madh mbi kursin real të këmbimit dhe
ndër vite ato kanë financuar deficitin tregtar të vendit. Në vitet e fundit niveli i tyre ka
rënë ndjeshëm, duke sugjeruar për një luhatshmëri të lartë të kursit real të këmbimit.
Megjithatë, mund të mendohet se kjo mund të jetë kompensuar nga një rritje e
vazhdueshme në nivelin e investimeve të huaja direkte, që është vënë re në vitet e
fundit. Nga ana tjetër, nuk mund të mos mbajmë parasysh edhe flukset e tjerë të
monedhës euro: informalë apo ilegalë, të cilët në vitet e fundit janë rritur ndjeshëm.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 130
Llogaritet që ekonomia informale në Shqipëri të jetë rreth 50% e GDP (CIA World
Factbook).
Hapja më e lartë tregtare e vendit do t’a rrisë akoma më shumë konkurrencën ndaj
prodhuesve vendas, prandaj mund të sugjerohet shfrytëzimi i marrëvëshjeve të
tregtisë së lirë, si një mundësi për eksportuesit shqiptarë për të hyrë në tregje të reja.
Kompanitë ekzistuese dhe ato potenciale eksportuese duhet të analizojnë tregjet dhe
konkurrentët globalë, me qëllim sigurimin e informacionit të nevojshëm për të
siguruar suksesin. Një sugjerim mund të ishte që, në mungesë të një departamenti të
mirëfilltë të kërkimit marketing në këto kompani, informacioni të sigurohej nga
bashkëpunimi me universitetet shqiptare, për studimin e këtyre tregjeve dhe hartimin
e strategjive të suksesshme marketing.
Por, a është e mundur për Shqipërinë, t’a ndikojë kursin real të këmbimit, nëpërmjet
politikave?
Politika monetare efektive kërkon një mekanizëm përgjegjës të transmetimit të
politikës monetare, i cili ka nevojë për zhvillim të vazhdueshëm, veçanërisht në ato
ekonomi që po kalojnë një proces ristrukturimi të thellë (Grasmann,2009).
Oferta monetare u përfshi në model për të testuar nëse kanali i kursit të këmbimit
shpjegon zhvillimet inflacioniste në Shqipëri dhe për t’i kthyer përgjigje pyetjes, nëse
është e mundur që me politika monetare mund të ndikohet gjendja e ekuilibrit të
kursit real të këmbimit në Shqipëri. Përjashtimi nga modeli, për shkak të cilësisë së
serisë kohore, nuk lejon që nëpërmjet këtij studimi të analizohet ky ndikim. Kursi i
këmbimit është një nga kanalet e transmentimit të politikës monetare. Peeters (2004)
analizon këtë mekanizëm dhe teston rëndësinë e kanalit të kursit të këmbimit në
mekanizmin e transmetimit në Shqipëri. Ajo sugjeron se kursi i këmbimit nuk është
kanal i fuqishëm i transmetimit të politikës monetare dhe kjo ka gjasa të ndodhë për
shkak të hapjes së madhe të tregtisë së vendit. Ajo sugjeron gjithashtu se luhatjet në
kursin e këmbimit mund të shkaktohen më shumë nga faktorë të jashtëm, sesa nga
politika monetare vendase. Po kështu, edhe Kolasi et al (2010), sugjerojnë se kursi i
këmbimit nuk konsiderohet si kanal i fuqishëm i transmetimit të politikës monetare në
Shqipëri. Sidoqoftë, synimi i Bankës për të mbajtur inflacionin në nivelin 2-4% dhe
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 131
shkalla e lartë e euroizimit të ekonomisë shqiptare mund t’a ulin efektivitetin e
politikës monetare.
Edhe aplikimi i politikave fiskale mund të konsiderohet si i paefektshëm në Shqipëri,
si mekanizëm për të nënvlerësuar kursin real të këmbimit, me qëllim rritjen e
konkurrueshmërisë. Politika fiskale ekspansioniste do të kërkonte rritje të
vazhdueshme të nivelit të borxhit, si të brendshëm, ashtu edhe të jashtëm dhe do t’a
përballte vendin me efektet negative të rritjes së tij. Po kështu, edhe subvencionimi i
eksporteve si strategji për rritjen e konkurrueshmërisë duket i paefektshëm. Shqipëria
eksporton kryesisht minerale dhe naftë të papërpunuar dhe pesha e tyre në tregun
botëror është gati e papërfillshme. Eksportet në produktet industrialë përbëhen
kryesisht nga ato të industrisë fason, ku në Shqipëri përgjithësisht kryhet vetëm një
pjesë e proçesit të punës.
Në këto kushte, mund të sugjerohet që të rritet konkurrueshmëria e vendit, jo
nëpërmjet çmimeve, por nëpërmjet cilësisë së mallrave dhe shërbimeve. Përmasat
relativisht të vogla të tregut shqiptar nuk lejonë që të arrihen ekonomizimet e
shkallës, prandaj përdorimi i çmimeve si strategji mund të mos jetë e efektshme.
Përpjekjet duhen adresuar tek përmirësimi i cilësisë, jo vetëm për të tërhequr
konsumatorët e huaj, por edhe për të zhvendosur kërkesën e brendshme drejt
produkteve vendase. Zakonisht, në vendet e vogla, agjentët e brendshëm nuk
konsumojnë produktet e tregtueshme të prodhuara në vendin e tyre, por vetëm jo të
tregtueshmet dhe të tregtueshmet e importuara (De Gregorio and Wolf,1994, Cashin
et al, 2004).
Gjithashtu, mund të sugjerohet ndërtimi i avantazhe konkurruese të Shqipërisë, duke
u mbështetur mbi territorin dhe infrastrukturën. Një shembull i mirë në këtë drejtim
është gazësjellësi TAP, korridori i 8-të, etj. Në këtë mënyrë, vendi mund të
konkurrojë me tipare, që vendet e tjera nuk i kanë. Po kështu, mund të shfrytëzohet
shtrirja shumë e gjatë e vijës bregdetare për të ndërtuar një industri konkurruese
turizmi, duke përmirësuar shërbimin dhe jo vetëm për të përthithur konsumatorë të
huaj të këtij tregu, por mbi të gjitha për të mbajtur brenda vendit edhe vetë pushuesit
shqiptarë, të cilët nga viti në vit rrisin shpenzimet e tyre për turizëm jashtë vendit.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 132
Mbështetja vetëm tek turizmi patriotik i qytetarëve kosovarë nuk do të rezultojë si
strategji e mirë afatgjatë.
Qeveria duhet gjithashtu të hartojë strategji dhe të zbatojë politika për të nxitur akoma
më shumë flukset e investimeve të huaja në vend dhe kjo mund të realizohet duke
krjuar një ambient të qëndrueshëm makroekonomik, që tërheq investitorët e huaj.
Këtu duhet theksuar forcimi i zbatimit të kuadrit rregullator, zgjidhja e problemit të
pronësisë, lufta kundër korrupsionit, rritja e efiçencës së administratës publike, etj.
4.2 Kufizimet e punimit dhe mundësi për studime të mëtejshme
Përgjithësisht, çdo studim empirik ka disa kufizime apo dobësi. Edhe ky studim ka
kufizimet dhe dobësitë e veta.
-Periudha e përfshirë në studim është relativisht e shkurtër, sepse përfshin vetëm 36
vëzhgime të vlefshme. Arsyeja është se studimi mbulon periudhën nga viti 2002 e në
vazhdim dhe për disa variabla seritë kohore janë deri në fund të vitit 2010.
Vështirësia në gjetjen e të dhënave, nuk mundëson analizën në panel, e cila do të
kishte rritur besueshmërinë e modelit.
-Cilësia e të dhënave mund të jetë e ulët. Për disa të dhëna, seritë kohore janë më bazë
vjetore dhe nëpërmjet ekstrapolimit frekuenca e tyre është rritur në tremujore, por kjo
përbën një vlerësim për të dhënat e serisë kohore dhe nuk ka informacionin që ka
seria e ndërtuar me të dhënat reale të ekonomisë.
-Produktiviteti relativ midis sektorëve është matur nëpërmjet të dhënave për variabla
që japin informacion të përafërt. Për të ndërtuar saktë indeksin duhet të përdoren
çmimet e produkteve të tregtueshëm dhe të atyre jo të tregtueshëm. Por kjo është një
çështje shumë e debatueshme midis ekonomistëve, sepse nuk ka një ndarje të prerë
midis produkteve dhe aq më tepër informacioni për indekset e çmimeve të produkteve
të tregtueshme e jo të tregtueshme mungon.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 133
-Modeli empirik i përdorur në studim përbën në vetvete një kufizim, sepse
elasticitetet e pjesshme konsiderohen konstante gjatë gjithë periudhës së studiuar.
-Si u përmend më sipër, kohëzgjatja e serisë kohore mund të cënojë qëndrueshmërinë
e rezultateve të marra nga studimi. Sugjerohet që në të ardhmen, të ribëhet analiza
ekonometrike me seri më të gjatë kohore.
Termat e tregtisë nuk u përfshinë në ekuacionin e vlerësuar të lidhjes, duke shmangur
kështu nga analiza një variabël që, së bashku me borxhin e jashtëm tregon mjedisin e
jashtëm ekonomik. Borxhi i jashtëm rezultoi se nuk e ndikon ekuilibrin e kursit real të
këmbimit në periudhën afatgjatë. Në këtë mënyrë, kursi real i këmbimit në Shqipëri
në periudhën afatgjatë sugjerohet i pandikuar nga mjedisi i jashtëm ekonomik, duke
dhënë përfundime të ndryshme nga ato të studimeve të mëparshme për Shqipërinë. Të
dhënat për serinë kohore të këtij variabli u përftuan nëpërmjet ekstrapolimit.
INSTAT vetëm në vitin e fundit ka filluar të ndërtojë një indeks për çmimet e
eksportit dhe të importit. Studimi mund të përsëritet me të dhëna më të sakta për këtë
variabël.
-Studimi mund të përsëritet duke përfshirë në model variabla të ndryshëm nga këta të
përfshirë në këtë studim.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 134
Referencat
Abdulnasser,H.,Manuchehr,I.,(2006). “The Response of Industry Employment to
Exchange Rate Shocks: Evidence from Panel co-integration,”.Applied Economics ,
volume 38, pp.415–421
AGENDA Institute,(2011).”Effects of the Collapse of Remittances in Albania”.
Aguirre,A.,Calderon,C.,(2005).“Real Exchange Rate Misalignment and Economic
Performance”, Central Bank of Chile, Working Paper No.315, April.
Achsani, N. A., Fauzi, A. J. F.A. and Abdullah, P. (2010). “The Relationship
Between Inflation and Real Exchange Rate: Comparative Study Between ASEAN+3,
the EU and North America,” European Journal of Economics, Finance and
Administrative Sceinces,Issue 18.
Babetskii,I.,Egert,B.,(2005). “Equilibrium Exchange Rate in the Czech Republic:
How Good is the Czech BEER?,” Czech Journal of Economics and Finance, Volume
55(5-6), pp.232-252.
Belloc,M.,Federici,M.(2007). “A Two-Country NATREX Model for the
Euro/Dollar:Theoretical Approach,” CIDEI Working Paper, 76.
Berg,A.,Ostry,J.,Zettelmeyer,J., (2008). “What Makes Growth Sustained?,"
International Monetary Fund, Working Paper 08/59.
Berument,H., Pasaogullari,M.(2003). “Effects of the Real Exchange Rate on
Output and Inflation: Evidence from Turkey,” The Developing Economies,
Volume 41(4), pp.401-435.
Burgess,S.,Knetter,M.,(1998). “An International Comparison of Employment
Adjustment to Exchange Rate Fluctuations”, Review of International
Economics,Volume 6, pp.151-163.
Campa,J.,M., Goldberg,L.,S.,(2001). “Employment Versus Wage Adjustment and the
US Dollar,” The Review of Economics and Statistics, MIT Press, Volume 83(3),
pp.477-489.
Cassel,Gustav.(1918). “Abnormal Deviations in International Exchanges,”The
Economic Journal, Volume 28,No.112, pp. 413–415.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 135
Clark, P.B. dhe MacDonald, R. (1998). “Exchange Rates and Economic
Fundamentals:
A Methodological Comparison of BEERs and FEERs,” In R. MacDonald, & J. L.
Stein, Equilibrium Exchange Rates, London, Kluwer Academic Publishers,pp. 285-
322.
Corbae,D., Ouliaris,S.(1988). “Cointegration and Tests of Purchasing Power Parity”,
The Review of Economics and Statistics, Volume 70, No.3, pp.508-511.
Coudert,V.,Couharde,C.(2002). “Exchange Rate Regimes and Sustainable Parities for
CEECs in the Run-up to EMU Membership,” CEPII Research Center, Working-
Papers 15
Coudert,V.,Couharde,C.(2007). “Real Equilibrium Exchange Rate in China. Is the
renminbi undervaluated?,” Journal of Asian Economics, Elsevier, Volume 18(4), pp.
568-594.
Çeliku, Evelina (2003). “Kontributi i Inflacioneve të Mallrave të Tregtueshëm
dhe të Patregtueshëm në Inflacionin Total : Rasti i Shqipërisë,” Banka e
Shqiperise, Material Diskutimi Nr.1.
Çeliku,E.,Metani,I.,(2011).“Pozicioni Konkurrues i Ekonomisë Shqiptare në Terma
të Produktivitetit e të Kostos së Punës,” Banka e Shqipërisë, Material Diskutimi
Nr.01(44).
DeGregorio,J.,Giovannini, A.,Wolf,H.,C.,(1994). “International Evidence on
Tradables and Nontradables Inflation,” European Economic Review, Elsevier,
Volume 38(6), pp.1225-1244.
Dekle,R.,(1998). “The Yen and Japanese Manufacturing Employment,” Journal of
International Money and Finance, Volume 17, pp. 785-801
Demir,F.,(2010). “Exchange Rate Volatility and Employment Growth in Developing
Countries: Evidence from Turkey,” World Development, Volume 38(8), pp.1127-
1140.
Devarajan,Sh.,Rodrik,D.,(1989).“Trade Liberalization in Developing Countries: Do
Imperfect Competition and Scale Economies Matter?”, American Economic Review,
Volume 79, No. 2, pp. 283-287.
Dikmen,N.(2009). “A New Macro-Econometric Approach to the NATREX Model of
the Equilibrium Real Exchange Rate Model,” International Journal of Computational
Economics and Econometrics, Volume 1(2).
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 136
Dollar,D.,Kraay,A.,(2003).“Institution, Trade and Growth”, Journal of Monetary
Economics, Volume 50, No. 1, pp. 133-162.
Drine,I.,Rault,Ch.(2003). “A Re-Examination of Purchasing Power Parity Using Non-
Stationary Dynamic Panel Methods: a Comparative Approach for Developing and
Developed Countries,” William Davidson Institute,Working Paper Series 570.
Driver, R.L., Westaway, P.F. (2004), “Concepts of Equilibrium Exchange Rates,”
Bank of England, Working Paper No.248.
Duval, R. (2002). “What Do We Know about Long Run Equilibrium Real Exchange
Rates? PPs vs Macroeconomic Approaches,” Australian Economic Papers, 41(4),
382-403.
ECB (2003). “Policy Position of the Governing Council of the ECB on Exchange
Rate Issues Relating to the Acceding Countries,” European Central Bank, Frankfurt
am Main (18th December 2003).
Edwards, S. (1989). “Real Exchange Rates, Devaluation and Adjustment,”
Cambridge, Mass. MIT Press.
Egert, B., Halpern, L., and MacDonald, R. (2006), “Equilibrium Exchange Rates in
Transition Economies: Taking Stock of the Issues,” Journal of Economic Surveys,
Vol.20, pp.257-268.
Egert, Balazs (2005), “Equilibrium Real Exchange Rates in Central Europe’s
Transition Economies: Knocking on Heaven’s Door”. William Davidson Institute,
Working Paper, No 480.
Egert, B., A. Lahreche-Revil and K. Lommatzsch,(2004). “The stock-flow approach
to the real exchange rate of CEE transition economies,” CEPII Working Paper, Nr.
2004-15.
Eichengreen,Barry.(2008). “The Real Exchange Rate and Economic Growth”, World
Bank Publication, Working Paper No.4.
Fan,Y.,Song,W.,(2006).“The Effect of Changes in Real Exchaneg Rate on
Employment: Evidence from Manufacturing Industries in China, 1980-2002”,
Frontiers of Economics in China, Volume 1(1), pp. 126-139.
Faria,J.,Leon-Ledesma,M.,(2005). “Real Exchange Rate and Employment
Performance in an Open Economy,” Research in Economics, Volume 59(1), pp. 67-
80.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 137
Fernandez, F.,Osbat,Ch.,Schnatz,B.(2001).“Determinants of the Euro Real Effective
Exchange Rate: A BEER/PEER Approach”.European Central Bank, Working Paper,
No 85.
Fida,etj (2012). “Estimating Equilibrium Real Exchange Rate Through NATREX
Approach: A Case of Pakistan,” Journal of Basic and Applied Scientific Research,
Volume 2,No. 4.
Filiztekin,A.,(2004). “Exchange Rates and Employment in Turkish Manufacturing”,
Working Paper, Sabanci University, August
Frait,J., Komarek,L.,(2001). “Real Exchange Rate Trends in Transitional Countries,”
Warwick Economics Research, Paper 596.
Frankel, J.A. and Rose, A.K. (1996), “Currency Crashes in Emerging Markets: An
Empirical Treatment,” Journal of International Economics, Vol.41, pp.351-366.
Frenkel, R.,(2004).” Real Exchange Rate and Employment in Argentina, Brazil,
Chile, and Mexico,” Paper prepared for the Group of 24, Washington, D.C.
September
Frenkel, R.,Ros,J.,(2006). “Unemployment and Real Exchange Rate in Latin
America,” World Development, Elsevier, Volume 34(4), pp.631-646.
Froot,K., Kim,M.,Rogoff,K.(1995).” The Law of One Price Over 700 Years,”
National Bureau of Economic Research, Working Paper 5132.
Froot,K.,Rogoff,K.(1995). “Perspectives on PPP and long-run Real Exchange Rate,”
Handbook of International Economics,Volume 3, pp. 1647-1688.
Gala,P.,(2008). “Real Exchange Rate Levels and Economic Development:
Theoretical Analysis and Econometric Evidence," Cambridge Journal of Economics,
Volume 32, No. 2, p. 273.
Gandolfo, G., A. Felettigh (1998). “The NATREX: An Alternative Approach,”
CIDEI Universita di Roma, La Sapienza, Working Paper,52.
Goldberg,L.,Tracy,J.,Aaronson,S.,(1999). “Exchange Rates and Employment
Instability: Evidence from Matched CPS Data,” American Economic Review, Volume
89, No. 2, pp.204-210.
Gourinchas,P.,O.,(1999). “Exchange Rates Do Matter: French Job Reallocation and
Exchange Rate Turbulence, 1984-1992”, European Economics Review, Volume 43,
pp. 1279-1316.
Harris, R.,(1995). “Cointegration Analysis in Econometric Modelling,” Prentice
Hall, London.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 138
Harris,R.,Sollis,R.,(2003).“Applied Time Series Modelling and Forecasting,” Wiley,
Chichester, UK.
Hausmann,R.,Lant,P.,Rodrik,D., (2005). “Growth Accelerations," Journal of
Economic Growth, Volume 10, No. 4, pp. 303-329.
Hoda,B.(2012).”Equilibrium Exchange Rate in an Economy in Transition,” Bank of
Albania Working Paper 04(54).
Hodrick, R.,Prescott, E.,(1997): “Post-war U.S. Business Cycles: An Empirical
Investigation,” Journal of Money, Credit and Banking, Volume 29(1).
Holger,V.,etj (2001).“NATREX and Determinants of the Real Exchange Rate of
RMB,” Journal of Systems Science & Complexity, 14(4), 356-372.
Honohan, P.,Lane, Ph.,(2004). “ Exchange Rates and InflationUnder EMU: An
Update”. CEPR Discussion Paper No. 4583.
Hossfeld,O.,(2010). “Equilibrium Real Effective Exchange Rates and Real Exchange
Rate Misalignments: Time Series vs. Panel Estimates,” FIW Working Paper Series
065.
HUA, Ping,(2011). “The Economic and Social Effects of Real Exchange rate_
Evidence from the Chinese Provinces,” International Conference on Social Cohesion
and Development,2011, Paris, France, OECD Development Centre.
Imimole, B.,Enoma,A.(2011). “Exchange Rate Depreciation and Inflation in Nigeria
(1986–2008),” Business and Economics Journal, BEJ-28, 1-12.
IMF(2003), Country Report – Albania
Islam, A. M.,Ahmed, S.M.,(1999). “The Purchasing Power Parity Relationship:
Causality and Cointegration Tests Using Korea-U.S. Exchange Rate and Prices,”
Journal of Economic Development, Volume 24(2), pp.95-111.
Isard,P.(1977). “How Far Can We Push the “Law of One Price”?,” The American
Economic Review, Volume 67, Issue 5,pp. 942-948.
Jinzhao,Chen(2007). “Behavioral Equilibrium Exchange rate and Misalignment of
Renminbi: A Recent Empirical Study,” DEGIT Conference Papers c012_013.
Kamin, S.B.,Klau,M.(2003). “A Multi-Country Comparison of The Linkages
Between Inflation and Exchange Rate Competitiveness”. International Journal of
Finance and Economics, Volume 8, pp.167-184.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 139
Kaminsky Graciela L. & Carmen M. Reinhart, (1999). “The Twin Crises: The Causes
of Banking and Balance of Payments Problems,” American Economic Review,
Volume 89(3), pp. 473-500, June.
Kardi, P. (2003).” Structural and Single Equation Estimation of the NATREX
Equilibrium Real Exchange Rate,” Central Bank of Hungary, Working Paper.
Klein,M.,W.,Schuh,S.,Triest,R.,K.,(2003). “Job Creation, Job Destruction,
and the Real Exchange Rate,” Journal of International Economics,Volume 59 (2),
pp.239-265
Kolasi,G., Shijaku,H.,Shtylla,D.,(2010). “Mekanizmi i Transmetimit Monetar në
Shqipëri,” Publikim i Bankës së Shqipërisë.
Koren,M.(2001).“Employment Response to Real Exchange Rate Movements:
Evidence from Hungarian Exporting Firms.” Hungarian Statistical Review. Volume
79(S6), pp. 24–44.
Koukouritakis,M., 2009. "Testing the Purchasing Power Parity: Evidence from the
New EU Countries," Applied Economics Letters, Taylor and Francis Journals, vol.
16(1), pp. 39-44.
Leichenko,R., Silva,J.(2004). “International Trade, Employment and Earnings:
Evidence from US Rural Counties,” Regional Studies 38, pp.355-374.
Levy-Yeyati,E.,Sturzenegger,F.,(2009). “Fear of Appreciation: Exchange Rate Policy
as a Development Strategy," in Gil Hammond, Ravi Kanbur, and Eswar Prasad eds.
Monetary Policy Frameworks for Emerging Markets: Edward Elgar Publishing, pp.
69-95.
Liko,E.,Kola,T.(2011). ”Testing Purchasing Power Parity for Albania”
Liko,E.,Kola,T.(2011). “Price Development in Albania,” Periodika Politeknika, 19/1
Lothian, R.J.,Taylor,M.P.,(2000). “Purchasing Power Parity Over Two Centuries:
Strengthening the Case for Real Exchange Rate Stability Reply to Cuddington and
Liang,” Journal of International Money and Finance, October.
Luci, E.,&Vika,I.(2011). The Equilibrium of the Real Lek-Euro Exchange Rate: How
far from Equilibrium? Bank of Albania, Working Paper 06(49).
Luintel, K. B., Khan, M.(1999). “A Quantitative Reassessment of the Finance-
Growth Nexus,
Evidence from a multivariate VAR,” Journal of Development Economics, Volume
60,pp. 381-405
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 140
MacDonald, Ronald (2002).“Modelling the Long run Real Effective Exchange Rate
of the New Zealand Dollar”. Reserve Bank of the New Zealand. Discussion Paper
Series (DP2002/02)
MacDonald,R.,(2000), “The Role of the Exchange Rate in Economic Growth: a Euro-
Zone Perspective”, National Bank of Belgium, Working Paper No. 9, May.
Mancellari, A.,Mytkolli, H.,Kola T.,(1999). “Exchange Rate and Economic
Transition,” ILAR Press.
Melecky,M., Komarek,L.(2007).“The Behavioral Equilibrium Exchange Rate of the
Czech Koruna,” Transition Studies Review, Springer, Volume 14(1), pp. 105-121.
Mihaljek,D., Klau M.,(2008). “Catching-up and - Inflation in Transition Economies:
the Balassa-Samuelson Effect Revisited”, Working Paper,Nr. 270, BIS.
Montiel, Peter and Luis Serven, 2009. “Real Exchange Rates, Saving, and Growth: Is
There a Link?,” World Bank,Commission on Growth and Development, Working
Paper No. 46.
Mpofu,T.,R.,(2013).“Real Exchange Rate Volatility and Employment Growth in
South Africa: The Case of Manufacturing”, University of Cape Town, School of
Economics.
Nucci,F.,Pozzolo,A.,F.,(2010).“The Exchange Rate, Empoyment and Hours: What
Firm-Level data Say,” Journal of International Economics, Elsevier, Volume 82(2),
pp.112-123
Omotor, D.G. (2008). “ Exchange Rate Reform and its Inflationary Consequences:
The Case of Nigeria”. Economski Pregled, Volume 59(11),pp. 688-716.
Osbat, Chiara , Rasmus Ruffer , Bernd Schnatz (2003), “The Rise of the Yen VIS-À-
VIS the ‘Synthetic’ Euro: Is it Supported by Economic Fundamentals?”.European
Central Bank,Working Paper Series, No 224.
Paiva,C.(1994). “Competitiveness and the Equilibrium Exchange Rate in Costa
Rica”, IMF Working Paper, No. 01/23.
Polterovich,V.,Popov,V.,(2002). “Accumulation of Foreign Exchange Reserves and
Long Term Growth," New Economic School, Moscow, Working Paper.
Prasad,E.,Raghuram,S.,Rajan,G.,Subramanian,A.,(2007). “Foreign Capital and
Economic Growth," Brookings Papers on Economic Activity, Economic Studies
Program, The Brookings Institution, Volume 38(1), pp.153-230.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 141
Rajan,R., Siregar,R.(2002). “Choice of Exchange Rate Regime: Currency Board
(Hong Kong) or Monitoring Band (Singapore),” Australian Economic Papers, 41 (4).
Rapetti,M.,Skott,P.,Razmi,A.,(2011).“The Real Exchange Rate and Economic
Growth: are Developing Countries Different”, University of Massachusetts Amherst,
Department of Economics, Working Paper 07.
Rassekh, F.,(2004). “The Interplay of International Trade, Economic Growth and
Income Convergence: a Brief Intellectual History of Recent Developments”, Journal
of International Trade & Economic Development, Volume 13(4),pp.371–395.
Razin,O., Collins,Suzan,M.,(1997), “Real Exchange Rate Misalignment and Growth”,
National Bureau of Economic Research, Working Paper No 6174, September.
Reza Y. Siregar and Ramkishen S. Rajan,2006.” Models of Equilibrium Real
Exchange Rates Revisited: A Selective Revieë of the Literature”. Centre for
International Economic Studies. Discussion Paper No. 0604
Rodrik,Dani.(2003), “ Growth Stategies”, National Bureau of Economic Research,
Working Paper No. 10050, October.
Rodrik, Dani.( 2008). “The Real Exchange Rate and Economic Growth: Theory and
Evidence,” Brookings Papers on Economic Activity, Fall Conference Draft.
Rogoff,K.,(1996). “The Purchasing Power Parity Puzzle,” Journal of Economic
Literature, Vol. 34, No. 2. (Jun., 1996), pp. 647-668.
Salehizadeh,M., Taylor,R.(1999). “A Test of Purchasing Power Parity for Emerging
Economies,” Journal of International Financial Markets, Institutions & Money,
Elsevier,Vol. 9, pp. 183-193.
Shehu,U.R.Alyu,(2008). “Real Exchange Rate Misalignmet: An Application of
Behavioral Equilibrium Exchange Rate (BEER) to Nigeria,” MPRA Paper 10343.
Smídkova, K. (1998). “Estimating the FEER for the Czech Economy.” Czech
National Bank Institute of Economy, Working Paper Series, No. 87.
Solakoglu,E.G.,(2006). “Testing Purchasing Power Parity Hypothesis for Transition
Economies,” Applied Financial Economics, vol. 16(7), pp. 561-568.
Stein, J.L. (1994), “The Natural Real Exchange Rate of the US Dollar and
Determinants of Capital Flows,” in J. Williamson (ed.), Estimating Equilibrium
Exchange Rates, Washington, D.C.: Institute for International Economics.
Thacker, N.,(1995). “Does PPP hold in the Transition Economies? The case of Poland
and Hungary,” Applied Economics, 27(6), pp. 477- 481.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 142
Toda,H.,Y.,(1994). “Finite Sample Properties of Likelihood Ratio Tests for
Cointegrating Ranks when Linear Trends are Present,” Review of Economics and
Statistics, Volume 76, pp.66-79.
United Nations Report, 2012. “Report of the Special Rapporteur on the Human Rights
of Migrants, François Crépeau”.
Williamson, John (1985). “The Exchange Rate System”, Policy Analysis In
International Economics, Volume 5.
Williamson, J, (1993). ‘Exchange Rate Management’, Economic Journal, Vol 103,
188-197.
Williamson, John (1994), (ed.). “Estimating Equilibrium Exchange Rates,” Institute
for International Economics, Washington DC.
World Bank, (2011). “Migration and Remittances Factbook”
Zhang, Zhichao (2001), “Real Exchange Rate Misalignments in China: An Empirical
Investigation,” Journal of Comparative Economics, 29, pp: 80-94
Zhang, Xiaopu,(2002). “Equilibrium and Misalignment: an Assessment of the RMB
Exchange Rate from 1978 to 1999,” Stanford University, Working Paper N°127.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 143
Aneks 1. Shtojca statistikore
Tabela A1. Testi ADF për RER,DEBT,GOV,MS,OPEN,REM
Null Hypothesis: LNREER has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.059682 0.0000
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNDEBT has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.528813 0.1169
Test critical values: 1% level -3.615588
5% level -2.941145
10% level -2.609066 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LNGOV) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -15.77075 0.0000
Test critical values: 1% level -3.626784
5% level -2.945842
10% level -2.611531 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNM2_GDP has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.038238 0.7296
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 144
Test critical values: 1% level -3.615588
5% level -2.941145
10% level -2.609066 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LNOPEN) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.615325 0.0000
Test critical values: 1% level -3.615588
5% level -2.941145
10% level -2.609066 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LNREM) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.769804 0.0000
Test critical values: 1% level -3.615588
5% level -2.941145
10% level -2.609066 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Tabela A2. Testi VECM për kursin real të këmbimit
Dependent Variable: D(LNREER)
Method: Least Squares
Date: 05/20/13 Time: 17:38
Sample (adjusted): 2003:1 2012:1
Included observations: 37 after adjustments
D(LNREER) = C(1)*( LNREER(-1) - 0.87796228586*LNOPEN(-1) -
1.42945119548*LNREM(-1) + 0.656724786083*LNTJT(-1) +
2.97320209431 ) + C(2)*( LNDEBT(-1) - 1.39287590799*LNOPEN(-1) -
1.18334459082*LNREM(-1) + 0.435278216058*LNTJT(-1) +
8.79594115713 ) + C(3)*( LNGOV(-1) + 2.08889675533*LNOPEN(-1) +
2.84111365099*LNREM(-1) - 1.08032698198*LNTJT(-1) -
20.1133601566 ) + C(4)*D(LNREER(-1)) + C(5)*D(LNREER(-2)) + C(6)
*D(LNREER(-3)) + C(7)*D(LNDEBT(-1)) + C(8)*D(LNDEBT(-2)) + C(9)
*D(LNDEBT(-3)) + C(10)*D(LNGOV(-1)) + C(11)*D(LNGOV(-2)) + C(12)
*D(LNGOV(-3)) + C(13)*D(LNOPEN(-1)) + C(14)*D(LNOPEN(-2)) +
C(15)*D(LNOPEN(-3)) + C(16)*D(LNREM(-1)) + C(17)*D(LNREM(-2)) +
C(18)*D(LNREM(-3)) + C(19)*D(LNTJT(-1)) + C(20)*D(LNTJT(-2)) +
C(21)*D(LNTJT(-3)) + C(22)
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 145
Tabela A3. Testi Wald për lidhjen e kursit real të këmbimit
Wald Test:
Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 2.751570 (15, 15) 0.0294
Chi-square 41.27356 15 0.0003
Null Hypothesis: C(7)=C(8)=C(9)=C(10)=C(11)=C(12)=C(13
)=C(14)=C(15)=C(16)=C(17)=C(18)=C(19)=C(20)=C(21
)=0
Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(7) -3.891853 1.466116
C(8) -4.059209 1.730718
C(9) -4.162879 1.684272
C(10) -1.128268 0.478540
C(11) -0.919982 0.405587
C(12) -0.585200 0.313175
C(13) 2.947949 0.849772
C(14) 1.046044 0.753996
C(15) 0.812633 0.651064
C(16) 1.112528 0.418449
C(17) 0.632957 0.357214
C(18) 0.130993 0.269647
C(19) 0.028592 0.219275
C(20) 0.172002 0.196993
C(21) 0.198374 0.205654
Restrictions are linear in coefficients.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 146
Tabela A4. Testi për autokorrelacion në mbetje për lidhjen e kursit real të këmbimit
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.636388 Prob. F(2,13) 0.5449
Obs*R-squared 3.299476 Prob. Chi-Square(2) 0.1921
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 05/20/13 Time: 21:38
Sample: 2003:1 2012:1
Included observations: 37
Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) -0.245687 0.567056 -0.433267 0.6719
C(2) 0.388142 1.481731 0.261952 0.7975
C(3) -0.002992 0.513834 -0.005823 0.9954
C(4) -0.008687 0.402333 -0.021591 0.9831
C(5) 0.086782 0.275513 0.314982 0.7578
C(6) 0.023522 0.180653 0.130204 0.8984
C(7) -1.590125 2.095663 -0.758769 0.4615
C(8) 0.822817 2.094818 0.392787 0.7008
C(9) -0.269074 1.794568 -0.149938 0.8831
C(10) 0.072323 0.523616 0.138121 0.8923
C(11) -0.174527 0.463896 -0.376221 0.7128
C(12) 0.021058 0.322690 0.065257 0.9490
C(13) -0.305694 0.922270 -0.331458 0.7456
C(14) 0.028052 0.789145 0.035548 0.9722
C(15) -0.184222 0.687296 -0.268039 0.7929
C(16) 0.177843 0.465641 0.381932 0.7087
C(17) 0.079943 0.381195 0.209716 0.8371
C(18) -0.012823 0.276900 -0.046307 0.9638
C(19) 0.007752 0.230091 0.033691 0.9736
C(20) 0.046804 0.211120 0.221694 0.8280
C(21) 0.071710 0.235688 0.304259 0.7657
C(22) 0.017262 0.045972 0.375481 0.7134
RESID(-1) 0.559373 0.508910 1.099158 0.2916
RESID(-2) -0.298770 0.473940 -0.630396 0.5394 R-squared 0.089175 Mean dependent var -2.04E-15
Adjusted R-squared -1.522285 S.D. dependent var 0.137126
S.E. of regression 0.217779 Akaike info criterion 0.040657
Sum squared resid 0.616560 Schwarz criterion 1.085577
Log likelihood 23.24784 Hannan-Quinn criter. 0.409040
F-statistic 0.055338 Durbin-Watson stat 2.010790
Prob(F-statistic) 1.000000
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 147
Tabela A5. Testi për heteroskedasticitet në lidhjen e RER
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic 2.681265 Prob. F(24,12) 0.0391
Obs*R-squared 31.18470 Prob. Chi-Square(24) 0.1485
Scaled explained SS 7.389467 Prob. Chi-Square(24) 0.9995
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 05/21/13 Time: 10:52
Sample: 2003:1 2012:1
Included observations: 37 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.911384 0.840001 -2.275455 0.0420
LNREER(-1) 0.070072 0.019869 3.526667 0.0042
LNOPEN(-1) 0.211577 0.080260 2.636137 0.0217
LNREM(-1) -0.033201 0.038367 -0.865360 0.4038
LNTJT(-1) 0.058347 0.025518 2.286508 0.0412
LNDEBT(-1) -0.346060 0.180232 -1.920081 0.0789
LNGOV(-1) 0.051697 0.033724 1.532954 0.1512
LNREER(-2) 0.062149 0.018247 3.405944 0.0052
LNREER(-3) 0.051434 0.016998 3.025962 0.0105
LNREER(-4) 0.089462 0.017704 5.053206 0.0003
LNDEBT(-2) 0.080179 0.248871 0.322171 0.7529
LNDEBT(-3) -0.006110 0.245614 -0.024875 0.9806
LNDEBT(-4) -0.494575 0.182850 -2.704809 0.0191
LNGOV(-2) -0.050300 0.034792 -1.445721 0.1739
LNGOV(-3) -0.084477 0.038496 -2.194403 0.0486
LNGOV(-4) -0.170136 0.042014 -4.049528 0.0016
LNOPEN(-2) 0.165914 0.083187 1.994482 0.0693
LNOPEN(-3) -0.028173 0.077541 -0.363325 0.7227
LNOPEN(-4) 0.091098 0.070816 1.286403 0.2226
LNREM(-2) -0.025418 0.035129 -0.723567 0.4832
LNREM(-3) 0.002863 0.033241 0.086132 0.9328
LNREM(-4) 0.033271 0.028775 1.156264 0.2701
LNTJT(-2) 0.020710 0.026780 0.773351 0.4543
LNTJT(-3) 0.007955 0.025445 0.312619 0.7599
LNTJT(-4) -0.030430 0.023111 -1.316680 0.2125 R-squared 0.842830 Mean dependent var 0.018295
Adjusted R-squared 0.528489 S.D. dependent var 0.031496
S.E. of regression 0.021627 Akaike info criterion -4.604413
Sum squared resid 0.005613 Schwarz criterion -3.515955
Log likelihood 110.1816 Hannan-Quinn criter. -4.220680
F-statistic 2.681265 Durbin-Watson stat 2.054792
Prob(F-statistic) 0.039141
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 148
Tabela A6. Testi ADF për CPI në Shqipëri Null Hypothesis: D(LN_CPI_SHQIP) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -11.30730 0.0000
Test critical values: 1% level -3.596616
5% level -2.933158
10% level -2.604867
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Tabela A7. Testi ADF për normën e interesit
Null Hypothesis: INT_RATE has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 5 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.318923 0.0218
Test critical values: 1% level -3.639407
5% level -2.951125
10% level -2.614300 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Tabela A 8. Testi ADF për CPI në Evropë
Null Hypothesis: D(LN_CPI_EUR_) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.899159 0.0000
Test critical values: 1% level -3.600987
5% level -2.935001
10% level -2.605836 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 149
Tabela A9. Testi ADF për të ardhurat reale për frymë
Null Hypothesis: D(LN_GDPR_CAP) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -32.98035 0.0001
Test critical values: 1% level -3.615588
5% level -2.941145
10% level -2.609066 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Tabela A 10. Testi Johansen i kointegrimit për CPI në Shqipëri
Date: 05/31/13 Time: 21:44
Sample (adjusted): 2003:1 2011:4
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: LN_CPI_SHQIP INT_RATE LN_CPI_EUR_ LN_GDPR_CAP LN_REER
Lags interval (in first differences): 1 to 3
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.608471 85.58865 69.81889 0.0017
At most 1 * 0.464175 51.83163 47.85613 0.0202
At most 2 0.377594 29.36950 29.79707 0.0559
At most 3 0.243745 12.29965 15.49471 0.1431
At most 4 0.060380 2.242077 3.841466 0.1343 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.608471 33.75702 33.87687 0.0517
At most 1 0.464175 22.46213 27.58434 0.1976
At most 2 0.377594 17.06984 21.13162 0.1687
At most 3 0.243745 10.05758 14.26460 0.2082
At most 4 0.060380 2.242077 3.841466 0.1343 Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 150
Figura A1. Shpërndarja normale e mbetjeve për inflacionin
Figura A2. Shpërndarja normale e mbetjeve për RER
0
2
4
6
8
10
12
-0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15
Series: ResidualsSample 2003:1 2012:1Observations 37
Mean 3.21e-15Median 0.003379Maximum 0.136499Minimum -0.109043Std. Dev. 0.042449Skewness 0.349391Kurtosis 4.936190
Jarque-Bera 6.532236Probability 0.038154
0
2
4
6
8
10
12
-0.4 -0.3 -0.2 -0.1 0.0 0.1 0.2 0.3
Series: ResidualsSample 2003:1 2012:1Observations 37
Mean -2.04e-15Median 0.014353Maximum 0.335695Minimum -0.382824Std. Dev. 0.137126Skewness -0.191888Kurtosis 3.883517
Jarque-Bera 1.430490Probability 0.489072
Kursi Real i Këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. Rasti i Shqipërisë
Edmira Cakrani 151
Figura A3. Grafiku i mbetjeve për variablat
-.02
-.01
.00
.01
.02
03 04 05 06 07 08 09 10 11
LNREER Residuals
-.06
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
03 04 05 06 07 08 09 10 11
LNDEBT Residuals
-.15
-.10
-.05
.00
.05
.10
.15
03 04 05 06 07 08 09 10 11
LNGOV Residuals
-.20
-.15
-.10
-.05
.00
.05
.10
03 04 05 06 07 08 09 10 11
LNOPEN Residuals
-.2
-.1
.0
.1
.2
03 04 05 06 07 08 09 10 11
LNREM Residuals
-.8
-.6
-.4
-.2
.0
.2
.4
03 04 05 06 07 08 09 10 11
LNTJT Residuals