kursi real i këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. rasti i shqipërisë

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.


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


1.3.3 Metoda e Normës Natyrore të Kursit Real të Këmbimit NATREX 35


1.3.4 Metoda e Ekuilibrit Sjellor të Kursit Real të Këmbimit BEER 38


Edmira Cakrani 4


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


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


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



3.3 Ndikimi në inflacion 118




Edmira Cakrani 6


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


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


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 3.3 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 3.7 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 3.12 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


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


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


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


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).


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?


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


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


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.


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


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


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.


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


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.


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


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)


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.


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


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


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


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


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)


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


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


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


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


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.


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:


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


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.


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)


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 ( .


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.


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,


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


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.


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


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


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


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


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


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.


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


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


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


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



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)


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.


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


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.


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.


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.


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.


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


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


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


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.


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.


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


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)


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


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


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


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


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


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


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


28

29

30

31

32

33

34

2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

shpenz.qev.(%GDP)


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


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)


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


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)


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


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.


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.


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

=


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


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:

=


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.


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,


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.


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.


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


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




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.


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.


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


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.


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


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.


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):

= - = ( + + ) –

= +


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).


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


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 (%)


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(%)


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


Edmira Cakrani 97


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


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


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


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(%)


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


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.


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


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


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


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.


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.


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,


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.




At most 1 0.365568 28.21813 29.79707 0.0752

At most 2 0.235150 10.92715 15.49471 0.2160






At most 1 0.365568 17.29098 21.13162 0.1587

At most 2 0.235150 10.18689 14.26460 0.1999




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


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


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


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.


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.


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.


Edmira Cakrani 113


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)


Edmira Cakrani 114


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.




At most 1 0.491121 29.86180 35.01090 0.1601

At most 2 0.263628 11.62207 18.39771 0.3379






At most 1 0.491121 18.23973 24.25202 0.2552

At most 2 0.263628 8.262522 17.14769 0.5741





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).


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


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


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


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.


Edmira Cakrani 120


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)


Rezultatet e testimit për stacionaritet nëpërmjet testit ADF jepen në tabelën e

mëposhtme.


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)


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.




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





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



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:


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.


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.


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


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


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


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


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.


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


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.


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


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.


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.


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.


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.


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).


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.


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.


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.


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

http://ideas.repec.org/a/taf/apeclt/v16y2009i1p39-44.html

http://ideas.repec.org/a/taf/apeclt/v16y2009i1p39-44.html

http://ideas.repec.org/s/taf/apeclt.html


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.


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.

http://econpapers.repec.org/article/tafapfiec/


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.


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



5% level -2.931404


Null Hypothesis: LNDEBT has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.941145


Null Hypothesis: D(LNGOV) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.945842


Null Hypothesis: LNM2_GDP has a unit root

Exogenous: Constant



Edmira Cakrani 144


5% level -2.941145


Null Hypothesis: D(LNOPEN) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.941145


Null Hypothesis: D(LNREM) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.941145


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)


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.


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


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




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


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




Edmira Cakrani 148

Tabela A6. Testi ADF për CPI në Shqipëri Null Hypothesis: D(LN_CPI_SHQIP) has a unit root

Exogenous: Constant



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



5% level -2.951125


Tabela A 8. Testi ADF për CPI në Evropë

Null Hypothesis: D(LN_CPI_EUR_) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.935001



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



5% level -2.941145


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



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





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


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


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

kursi real i këmbimit dhe ndikimi i tij në ekonomi. rasti i shqipërisë

Documents