та структурними змінами, крім тих, які викликані інтеграцією, були недостатньо детально вивчені (Вердурн-Бохов: 1972, с. ).
Для того, щоб вирішити цю проблему, у регресійний аналіз був включений показник виміру тиску внутрішнього попиту як однин із ендогенних чинників зміни квот (іншими незалежними змінними були змінні виміру циклічного руху квот та часові напрямки).
Цей метод може безпосередньо застосовуватись для того, щоб обчислити торговельні квоти певної країни у до-інтеграційний період та у після-інтеграційний та вивчити їх зміни згідно аналізу, поданого вище. Однак, цей підхід вимагає здійснення деяких припущень – як то відсутність інтеграції та відсутність будь-яких чинників, що могли б систематично змінювати схему розподілу торговельних квот.
При дослідженні цієї проблеми слід враховувати три фактори, що впливають на розподіл торговельних квот.
Циклічні зміни квот після проходження певного часу.
Загальний напрямок розподілу квот між деякими галузями.
Рівень тиску внутрішнього попиту.
Вплив циклічних змін можна нейтра-лізувати, якщо брати середнє значення квот за перед-інтеграційний період та за після-інтеграційний період, а не за кожен рік окремо. Однак, цей метод має і свої недоліки – він не враховує загальні напрямки розподілу квот до і після інтеграції. Якщо, наприклад, у період до інтеграції внутрішня квота мала тенденцію збільшуватись за рахунок квот країн-партнерів, та країн, які не є партнерами, а у післяінтеграційний період все стало навпаки, то вивчаючи середнє значення квот у доінтеграційний та післяінтеграційний періо-ди, можна побачити, що вони залишилися незмінними.
Другий фактор, що може спричинити похибки при обґрунтуванні висновків щодо змін розподілу квот, стосується припущень, згідно яких, за відсутності інтеграції, схема трьох основних квот залишиться незмінною. За відсутності інтеграції, внутрішні квоти видатків на реальне споживання можуть зменшитись, тоді, як квоти країн-партнерів та квоти країн, що не є членами Союзу, можуть збільшитись. Таким чином, наше припущення стосовно напрямку розподілу квот, якщо такий існує реально, призведе до завищеної оцінки торговельного обороту.
І, нарешті, було зроблено припущення, що рівень внутрішнього тиску попиту певної країни залишиться незмінним. Якщо у певній країні відбувається зміна виробничої спроможності, чи змінюється внутрішній попит, то відбувається і зміна у розподілі квот, а це не можна пояснити інтеграцією.
Для того, щоб перевірити, чи існують визначені напрямки розподілу часток, ми дослідили статистичну значимість змін, що відбулися в середньому у розподілі квот за два даних періоди. Якщо різниця між середніми показниками зміни торговельних квот за цих два періоди статистично не дорівнює нулю, то ми приймемо гіпотезу про те, що визначеного напрямку розподілу квот не існує, чи про те, що у напрямку розподілу квот відбулися зміни (пізніше буде пояснено, яким чином цих два випадки можна буде відрізняти один від другого).
Третє припущення означає, що тиск внутрішнього попиту не повинен спричинити будь-які структурні зміни, що можуть вплинути на вітчизняну торговельну квоту, частки країн-партнерів та країн, які не є партнерами, у «реальному» споживанні.
Для того, щоб перевірити, чи тиск внутрішнього попиту залишиться незмінним у до-інтеграційний та після-інтеграційний період, у кожній галузі відбувалася наступна процедура: зміна тиску внутрішнього попиту може бути викликана такими факторами, як пропозиція чи попит, або і тим і тим. Тому при перевірці потрібно враховувати ці два фактори. Для визначення тиску внутрішнього попиту, було б доцільно використовувати співвідношення всього «реального» споживання (C = Q – X + M) до ВВП. Зміни фактору попиту будуть відображені на «реальному» споживанні, а зміни фактору пропозиції будуть вимірюватись показником ВВП.
Для того, щоб визначити структурні зміни тиску внутрішнього попиту, була застосована регресійна модель, куди були включені внутрішні частки кожної галузі, і на період з 1976 – 1980 та 1981 – 1986 було використано співвідношення (С/ВВП), а для того, щоб визначити структурну стабільність коефіцієнтів, у яких використані статистичні показники F, був використаний тест Чоу [Chow] (див. також Цоуніс: 1999).
Статистичний показник F ми обчислили за допомогою формули:
(2)
де RSS є залишковою сумою квадратних чисел із такої регресії:
(3)
t – період з 1976 по 1980 рр., а RSS2 є залишковою сумою квадратів чисел із рівняння (3) на період t=1976 – 1986. RSSR є залишковою сумою квадратів чисел із рівняння (3) на період t=1976 – 1986; k=2; n1=5, a n2=6 DS є внутрішньою квотою, С є загальним показником «реального» споживання, а і позначає галузь і..
Перед формулою (2) слід зробити F-розподіл із відхиленням на 2, 7. Результати цього тесту подані у таблиці 2.
Таблиця 2. Тест Чоу на структурну стабільність тиску попиту
Сектор1 | Статистичний показник F2 | Сектор | Статистичний показник F
100* | 2.206 | 354 | 1.516
311 | 1.990 | 355 | 4.480
313 | 1.839 | 356 | 1.452
314 | 4.130 | 361 | 5.866
321 | 6.276 | 362 | 2.251
322 | 2.737 | 369 | 1.118
323* | 0.584 | 371 | 3.772
324 | 2.228 | 372 | 3.337
331 | 1.801 | 381 | 1.432
332 | 9.284 | 382 | 6.016
341 | 0.347 | 383 | 3.158
342* | 1.780 | 384 | 5.324
351 | 1.095 | 385 | 0.517
352 | 1.756 | 390 | 0.470
353* | 7.582
1. Опис цих галузей поданий у Додатку.
2. Експерименти проводились із показниками тиску внутрішнього попиту інших країн-кандидатів: рівняння (3) було складене для обчислення відношення «реального» споживання певної галузі промисловості до ВВП та для напів-лорарифмічної форми обох співвідношень (Сt/ВВПt) та (Сt/ВВПt) щоб передбачити всі можливі нелінійності. На основі коефіціенту визначення та статистичного показника