The export performance and competitiveness of the Euro area's periphery

Keywords: izvoz, realni efektivni devizni kurs, inostrana tražnja, neto priliv stranih direktnih investicija, kointegracija, izvozna jednačina JEL Classification: E32, F32, F41, F44 Izvorni naučni članak export, real effective exchange rate, foreign demand, net FDI inflow, cointegration, exports equation JEL Classification: E32, F32, F41, F44

X © Ekonomski fakultet Univerziteta u Kragujevcu www. ekfak.kg.ac.rs UVOD Članice evrozone međusobno su ekonomski povezane. Prema konvenciji, u periferne članice evrozone ubrajaju se Italija, Španija, Portugalija, Irska i Grčka (i geografski spadaju u periferiju evrozone). Na drugoj strani, u središtu "jezgra" evrozone nalazi se Nemačka. Dinamički pristup razvrstavanju zemalja evrozone u "jezgro" ili "periferiju" razvili su P. De Grauwe (2018) i F. N. Campos i C. Macchiarelli (2021). Svrstavanje zemalja u ova dva bloka ima ekonomsko obrazloženje. Empirijska istraživanja pokazuju da se između ova dva bloka formira veliki raskorak u konkurentnosti i eksternoj neravnoteži tokom faze uspona privrede, kao i u pogledu stepena nestabilnosti na tržištu državnih obveznica, u silaznoj fazi konjunkturnog ciklusa. Zajednička karakteristika perifernih članica je niža 

produktivnost i konkurentnost njihove privrede u poređenju sa jezgrom evrozone. Stoga se javljaju asimetrični efekti eksternih šokova između ove dve grupe zemalja, pri čemu teret prilagođavanja pada na zemlje sa deficitom tekućeg računa. U središtu istraživanja nalaze se periferne članice evrozone. Ove zemlje su formirale velike trgovinske deficite u razdoblju pre izbijanja globalne finansijske krize. Cilj ovog rada je da kroz empirijsko istraživanje proveri na koji način su ove zemlje rešavale problem spoljne neravnoteže u uslovima eksternih šokova i, kako se to odrazilo na njihovu konkurentnost. Pošto su se sve članice evrozone odrekle deviznog kursa kao instrumenta ekonomske politike, ekonomski slabije članice (u našem slučaju periferne članice), izložene su većem pritisku usled eksternih šokova. Ukoliko bi se isto istraživanje sprovelo na uzorku zemalja jezgra evrozone, mogli bi se očekivati drugačiji rezultati, jer je reč o snažnijim i konkurentnijim privredama u odnosu na periferne članice. 
Posle globalne finansijske krize, iz 2008-2009, evropske privrede je potresla kriza javnog duga. U središtu evropske krize javnog duga leži problem neravnoteže tekućeg računa perifernih članica evrozone (u daljem tekstu, periferne zemlje). Narasla neravnoteža podvrgnuta je procesu usklađivanja u periodu posle 2009. Značajan pravac ovog usklađivanja je povećanje izvoza zemalja sa velikim deficitom tekućeg računa. Periferija i jezgro evrozone međusobno se razlikuju po troškovima rada od nastanka monetarne unije. Usled toga, postoje i razlike u cenovnoj konkurentnosti. U procesu rebalansiranja tekućeg računa, periferne članice evrozone bi morale da priguše rast inflacije i troškova rada ispod proseka evro zone, kako bi obnovile cenovnu konkurentnost. U literaturi se za postizanje ovog cilja predlažu strukturne reforme proizvodnje. P. R. Lane i G. M. Milesi-Ferretti (2012) pokazuju da su korekcije globalnih neravnoteža posle krize iz 2008, uglavnom, nastale usled smanjivanja potrošnje. U novije vreme se skreće pažnja i na druge razloge, sem cenovne konkurentnosti, koji su doveli do neravnoteže tekućeg računa. Jedan od njih je struktura izvoza, zbog koje su se periferne članice evrozone našle na udaru konkurencije iz zemalja sa niskim troškovima rada (Chen, Milesi-Ferretti & Tressel, 2012). U literaturi postoje i mišljenja da je rast domaće tražnje u perifernim zemljama važniji uzrok deficita tekućeg računa od cenovne konkurentnosti (Wyplosz, 2013). Pri tome se, kod pojedinih autora, rast jediničnih troškova rada posmatra kao prateći efekat rasta domaće tražnje, a ne kao glavni faktor deficita tekućeg računa (Gabrisch & Staehr, 2012). Prema drugim autorima, veći rast jediničnih troškova rada na periferiji, u odnosu na zemlje jezgra, smanjio je izvoznu konkurentnost perifernih zemalja i povećao tražnju za proizvodima iz zemalja jezgra, tako da su produbljene razlike u cenovnoj konkurentnosti dovele do neravnoteže tekućeg računa (Sin, 2014;Storm & Naastepad, 2015). U zemljama koje izvoze proizvode visoke tehnologije, uticaj ovog faktora na konkurentnost je manje izražen. K. Efstathiou i G. B. Wolff (2017) su pokazali da je prilagođavanje tekućeg računa perifernih zemalja u desetogodišnjem periodu, 2007-2016, ostvareno preko izvoza, dok je uvoz ostao na ranijem nivou, ili je blago povećan. U Španiji i Portugaliji je, prema ovim nalazima, trgovinski bilans prilagođen za oko 8,5% bruto domaćeg proizvoda (BDP), pri čemu je doprinos izvoza bio 8% i 11%, a doprinos uvoza 0,5% i -2.5% respektivno. Uprkos snažnom prilagođavanju salda tekućeg računa, privredu Španije karakteriše visoka bruto spoljna zaduženost, koja je, na kraju 2019, iznosila 169,3% BDP-a (Delgado-Télez, Moral-Benito & Viani, 2020). Autori ovih nalaza ističu da bi, zbog visoke spoljne zaduženosti, finansijska stabilnost zemlje mogla biti narušena ukoliko se uslovi eksternog finansiranja pogoršaju. 
Kao članice evrozone, periferne zemlje su imale mogućnost da pristupe dubljem finansijskom tržištu, ali su se, istovremeno, ove zemlje odrekle deviznog kursa kao vrednog korektivnog mehanizma u vremenima krize. Veći stepen finansijske integracije olakšao je spoljno zaduživanje, što je dovelo do pogoršanja spoljne pozicije ovih zemalja. Ekonomski rast Grčke i Irske, tokom ranih 2000-ih, bio je zasnovan na ekspanziji potrošačkih kredita i zaduživanja u inostranstvu. Privatna potrošnja činila je skoro tri četvrtine rasta BDP-a Grčke i finansirana je iz bankarskih kredita. Deo potrošačkih kredita potrošen je na uvozne proizvode, što je, uz umeren izvoz, dovelo do deficita tekućeg računa. Realni efektivni kurs, koji je apresirao u Irskoj tokom procvata, doveo je do smanjenja udela u izvozu, pa je tekući račun prešao u deficit u 2005 (Dooley, 2018). Globalna finansijska kriza 2008, i dužnička kriza evrozone 2010-2012, nametnule su proces prilagođavanja, što je dovelo do smanjenja deficita tekućeg računa perifernih članica. Da bi povratile konkurentnost i kratkoročno prilagodile realni kurs, ove zemlje su bile prinuđene da preduzmu unutrašnju depresijaciju evra (slabiji realni efektivni kurs evra). Ovo se postiže smanjenjem nominalnih plata i cena u odnosu na glavne trgovinske partnere, što dovodi do usporavanja privrednog rasta, porasta nezaposlenosti i povećanja straha od potencijalne recesije 1 . Zahvaljujući strukturnim reformama, periferne zemlje su uspele da povrate deo izgubljene makroekonomske konkurentnosti poslednjih godina. Međutim, eksterni šok Kovid-19 doveo je do velikog pada privredne aktivnosti u svim članicama evrozone, tako da se periferne članice suočavaju sa smanjenjem izvozne tražnje, što može da ugrozi održivost tekućeg računa ovih zemalja. Istovremeno, periferiji će biti teško da nastavi da depresira realni devizni kurs kao meru za podsticanje izvoza, jer bi to moglo dodatno poremetiti privredni rast, povećati budžetski deficit i javni dug. Stoga je neophodno uspostaviti redistributivnu industrijsku politiku, kako bi se podržao adekvatan nivo agregatne tražnje u svim članicama evrozone. Jačanje procesa tehnološkog sustizanja u zemljama periferije je, kako ističu C. Gräbner, Ph. Heimberger, J. Kepeller i B. Schüz (2020), preduslov za smanjenje divergencije između periferije i centra evrozone. Ovo su razlozi da se detaljnije ispita izvozni učinak perifernih članica evrozone. 
Pandemija Kovid-19 izazvala je veliki šok u evropskoj ekonomiji. Neke periferne članice evrozone pretrpele su ozbiljan udarac (Španija i Italija), pa je njihova ekonomija teško pogođena ovom krizom. U drugim zemljama, šok izazvan pandemijom Kovid-19 je praćen usporavanjem privrednog rasta i trgovine. Ako kriza Kovid-19 bude dugotrajna, može se očekivati da će potrošači iz EU smanjiti izdatke za industrijske proizvode. To će dovesti do elastičnosti trgovine u odnosu na BDP, koja je veća od jedan u periferiji evrozone (smanjenje industrijskog izvoza ovih zemalja biće znatno veće od smanjenja BDP-a EU). Zato je izuzetno važno da se periferne članice evrozone brzo vrate na put rasta izvoza, kako bi izbegle pogoršanje tekućeg računa. Da bi se to postiglo, neophodno je preispitati uticaj relevantnih faktora na realni izvoz perifernih članica evrozone. 
Predmet istraživanja u ovom radu je sagledavanje uloge deviznog kursa i inostrane tražnje u oblikovanju izvoznih performansi i konkurentnosti perifernih članica Evrozone. Cilj ovog rada je da istraži relativnu ulogu cenovne konkurentnosti i strane tražnje kao faktora koji deluju na realni izvoz, a time i na tekući račun perifernih zemalja. Polazeći od predmeta i cilja istraživanja, u radu se testiraju sledeće istraživačke hipoteze: H1: Cenovna konkurentnost je važan faktor izvoza perifernih članica. 
H2: Izvozna tražnja ostalih članica Evropske unije značajno utiče na izvoz perifernih članica. 
U radu se ocenjuje panel model izvoza 5 perifernih članica evrozone, koje su najviše pogođene krizom javnog duga i bankarskom krizom u Evropi (Italija, Španija, Portugalija, Irska i Grčka). Kao mera cenovne konkurentnosti koristi se realni efektivni devizni kurs, dok se realni BDP EU koristi kao pokazatelj strane uvozne tražnje, odnosno, kao indikator dohodne elastičnosti izvozne tražnje perifernih zemalja. U izvoznu jednačinu je uključena varijabla uvozne tražnje EU28, jer je tržište EU28 najznačajnija izvozna destinacija za periferne članice evrozone, u periodu koji je pokriven panel analizom. 
Ostatak rada strukturiran je na sledeći način. U odeljku 2, daje se pregled literature. Odeljak 3 sadrži metodologiju i opis podataka koji su korišćeni u istraživanju. U odeljku 4 se izlažu empirijski rezultati istraživanja. U odeljku 5 su data zaključna razmatranja. 

PREGLED LITERATURE

Raniji empirijski radovi, u kojima se analiziraju uzroci deficita tekućeg računa u perifernim članicama evrozone, istraživali su efekte cenovne konkurentnosti na izvoz (Harmsen, Turunen & Bayoumi, 2011;ECB, 2012;Tressel & Wang, 2014;Storm & Naastepad, 2015). U nekim radovima se ističe da rebalansiranje u perifernom članicama evrozone nije samo unutrašnji proces, jer se znatan deo izvoza ovih zemalja realizuje izvan evrozone (Darvas, 2012). Pri tome, ukazuje se na to da se izvoznici iz perifernih zemalja suočavaju sa intenzivnom konkurencijom zemalja sa obiljem jeftine radne snage. Jedan od činilaca koji na različite načine utiče na izvoz je devizni kurs (Chen et al, 2012) 

Metodologija


Specifikacija regresionog modela

Sledeći M. Comunale-a i J. Hessel-a (2014), u istraživanju je primenjujen model agregatnog izvoza, u kojem je zavisna promenljiva panel serija volumena izvoza robe i usluga, a nezavisne varijable su: 
• realni efektivni devizni kurs, kao zamena za cenovnu konkurentnost; • inostrana tražnja, aproksimirana pomoću rasta BDP-a EU28; • neto strane investicije, jer multinacionalna preduzeća predstavljaju značajne izvoznike iz perifernih zemalja; i • izvozne cene. 
Svi regresori su iskazani u logaritmima. 
Zavisna varijabla je ujedno i regresor sa jednom docnjom, a nezavisne promenljive su u nivou i sa jednom docnjom. Za izbor docnje primenjeni su Akaike informacioni kriterijum (Akaike Information Criterion -AIC) i bajezijanski informacioni kriterijum (Bayesian Information Criterion -BIC). Primenjene su različite kombinacije docnji varijabli u jednačini izvoza, a razlike među njima su bile zanemarljive. U konačnom izrazu, sve varijable su sa jednom docnjom, kao najjednostavnijom opcijom. Ovaj model sledi tipičnu strukturu dinamičkog panel modela, koji uključuje zavisnu varijablu sa docnjom. Uvođenje varijabli sa docnjom je značajno za kontrolu dinamike procesa. Izbor varijabli u modelu sličan je analizi izvoznih performansi evrozone koju su uradili R. Harmsen et al (2011). 
Model se može prikazati kao: 
LogIZVOZ i,t = δ i LogIZVOZ I,t-1 + α 10i LogREDK i,t + α 11i LogREDK i,t-1 + α 20i LogIT i,t +α 21i LogIT i,t-1 + α 30i LogSDI i,t + α 31i LogSDI i,t-1 + α 40i LogIZVOZNECENE i,t + ε it (1)
Provera robustnosti dobijenih rezultata izvršena je pomoću proširene regresione jednačine: 
LogIZVOZ i,t = δ i LogIZVOZ I,t-1 + α 10i LogREDK i,t + α 11i LogREDK i,t-1 + α 20i LogIT i,t + α 21i LogIT i,t-1 + α 30i LogSDI i,t + α 31i LogSDI i,t-1 + α 40i LogIZVOZNECENE i,t + α 40i VEŠTAČKAV i,t + α 40i LogREDKUNUTRAŠNJI i,t + ε it (2)
Izbor varijabli uključenih u jednačinu izvoza motivisan je literaturom o spoljnoj konkurentnosti. Ocenjena izvozna jednačina pruža mogućnost da se sagleda uticaj izabranih objašnjavajućih varijabli na realni izvoz zemalja uključenih u panel. Panel regresija koju primenjujemo znači da su ocenjene elastičnosti inostrane tražnje i realnog efektivnog deviznog kursa zajedničke za uzorak posmatranih zemalja. Međutim, u realnosti se međusobno razlikuju strukture trgovine posmatranih zemalja, što znači da bi se razlikovali i individualno izračunati koeficijenti elastičnosti. 

Strategija ocene

Prvi korak u analizi je provera stacionarnosti vremenskih serija. Literatura (Harmsen et al, 2011) sugeriše da su paneli agregatne trgovine stacionarni (I(1)) i kointegrisani. Za istraživanje mogućnosti kointegracije u panelu, primenjeni su sledeći testovi kointegracije: P. Pedroni (1999;2001;2004), C. Kao (1999) i Johansen-Fišer (Johansen, 1991) Umesto da ocene asimptotsku varijansu direktno, P. Pedroni (2001) i N. C. Mark i D. Sul (2003) su definisali konzistentan estimator, koristeći momente regresora: 
( ) ( ) 1 ' ' 12 1 1 1 1 ˆN T N T FP it it it it i t i t X X X Y β λ - + + = = = = = - ∑ ∑ ∑ ∑ (3) 
1 1.2 ˆF P FB V w M - = (4) gde je ' 2 1 1 1 1 ˆN T FP it it i t M X X N T = =   =     ∑ ∑ (5) 
U navedenom radu, N. C. Mark i D. Sul (2003) predlažu sendvič formu ovog estimatora, što omogućuje heterogenu varijansu: 
1 1 ˆˆˆF P FP FP FP V M D M - - = (6) 
gde je 
1.2 ' 2 1 1 1 1 ˆN T FP i it it i t D w X X N T = =   =     ∑ ∑ (7) 
a dugoročna varijansa Dinamička OLS (DOLS) metoda za procenu kointegracione jednačine u panelu može se realizovati proširenjem kointegracione regresije. Može se koristiti sledeća jednačina regresije (ponderisan DOLS): 
' ' ' 1 1 1 r it t t t j t j q y X D X β γ δ ϑ + = - = + + ∆ + ∑ (8) 
Model dozvoljava da koeficijenti kratkoročne dinamike δ mogu biti specifični za poprečni presek. 
P. Pedroni (2001) , 
' i i r it it it j i j q it y X X v β δ = - = + ∆ + - ∑     ( 
it it it W X Z =    .
Zatim se ponderisan DOLS estimator može napisati kao: 
( ) ( ) 
1 1 1 1 1 ˆ' ' ˆN T N T DP it it it it i t i t DP W W W y γ β γ - = = = =   =       ∑ ∑ ∑ ∑     (10) 
C. Kao i M. H. Chiang (2000) su pokazali da je asimptotska raspodela ovog estimatora ista kao za ponderisani FMOLS. Prema tome, može se oceniti asimptotska kovarijaciona matrica za ˆDP β pomoću odgovarajuće submatrice: 
1 1.2 ˆD P DP V w M - = (11) gde je 2 1 1 1 1 ˆ' N T DP it it i t M W W N T = =   =     ∑ ∑   (12)
a 1.2 ŵ je estimator dugoročne rezidualne varijanse. 
U radu će biti provereno da li među posmatranim vremenskim serijama postoji Granger-Ova kauzalnost. Granger-ova uzročnost se može izračunati pomoću bivariantne regresije. U literaturi postoje brojni pristupi za testiranje Granger-ove uzročnosti u panel formatu. Bivarijantne regresije u panelu mogu se prikazati kao: 
, 0, 1 , , 1 , , 1, , 1 , , , ... 
... i t i i i t k i i t k i i t k i i t k i t y y y x x β β ε - - - - =∝ + ∝ + + ∝ + + + + + (13) , 0, 1 , , 1 , , 1, , 1 , , , ... 
∝ = ∝ ∝ = ∝ ∝ = ∝  (15) 1, 1, , ,..., A i j l,i l, j i j β β β β = =  (16).
U radu se, takođe, primenjuje kvantilna regresija da bi se ocenio uticaj realnog efektivnog deviznog kursa i inostrane tražnje na različitim kvantilima uslovne raspodele realnog izvoza perifernih članica EU. Za razliku od većine regresionih modela, koji su povezani sa analizom uslovne srednje vrednosti zavisne varijable, pristup kvantilne regresije modelira kvantile zavisne promenljive prema setu objašnjavajućih varijabli. Originalnu verziju ovog modela su formulisali R. Koenker i Jr. G. Bassett (1978). Na osnovu ove verzije, pomoću kvantile regresije se ocenjuje međuodnos LogREDK i LogBDPEU regresora i specifičnog kvantila zavisne varijable LogIZVOZ. 

Empirijski rezultati i diskusija

Rezultati empirijskog istraživanja daju se u ovom odeljku. Deskriptivna statistika promenljivih koje su korišćene u ovom istraživanju daje se u Tabeli 1. 
U Volumen izvoza -LogIZVOZ(-1) 0,96(0,00) 0,96(0,00) 0,84(0,00) 0,84(0,00) 
Realni efektivni devizni kurs (LogREDK) -0,80(0,00) -0,78(0,00) -0,85(0,00) -0,87(0,02) 
Realni efektivni devizni kurs (LogREDK)(-1) 0,60(0,00) 0,61(0,00) 0,39(0,00) 0,40(0,24) 
Inostrana tražnja (LogBDPEU) 2,25(0,00) 2,26(0,00) 2,09(0,00) 2,07(0,00) 
Inostrana tražnja (LogBDPEU)(-1) -2,30(0,00) -2,33(0,00) -1,93(0,00) -1,92(0,00) 
Neto priliv SDI (LogSDI) 0,00(0,00) 0,01(0,02) 0,00(0,00) 0,00(0,53) 
Neto priliv SDI (LogSDI)(-1) 0,00 (0,04) 0,00(0,48) -0,00(0,62) -0,00(0,04) 
Izvozne cene (LogIZVOZNECENE) 0,11(0,00) 0,12(0,13) 0,16(0,00) 0,16(0,00) ). Kako se udeo ovih proizvoda u izvozu povećava, može se očekivati manji uticaj cena na izvoz (Wierts et al, 2014). Istovremeno, učešće domaće DV u ukupnom izvozu za zemlje periferije je znatno veće od učešća visokotehnoloških proizvoda u ukupnom izvozu 5 . To znači da najveći deo izvoza perifernih članica evrozone čine proizvodi niže DV, čija je izvozna tražnja osetljiva i na kvalitet i na cene. Nameće se zaključak da su za značajan deo izvoza zemalja periferije važne kako cenovna, tako i dohodovna elastičnost 6 . Međutim, povećanje učešća zemalja u globalnim lancima vrednosti (Global Value Chain -GVC) smanjuje elastičnost izvoza po cenama i dohotku 7 . Globalna finansijska kriza 2008-2009, imala je snažan negativan uticaj na učešće GVC-a za zemlje periferije (WTO, 2019), a sličan efekat se može očekivati i nakon krize Kovid-19. Naime, kriza izazvana Kovid-19 dovela je do poremećaja u isporukama u okviru GVC-a, pa nastavak trgovinskih tokova unutar GVC-a zavisi od oporavka svetske privrede i ponašanja zemalja u pogledu principa otvorene trgovine. Skraćivanje lanaca snabdevanja može smanjiti sposobnost zemalja da se specijalizuju u skladu sa dostupnim komparativnim prednostima. Osim toga, jačanje trgovinskog protekcionizma dovelo bi do daljeg smanjenja trgovinskih tokova unutar GVC-a. 
Ocenjena vrednost koeficijenta uz varijablu BDPEU, koja je aproksimacija za inostranu tražnju, pokazuje da je uticaj tražnje na nivou EU veoma značajan faktor izvoza zemalja u ovom panelu. S obzirom da su vremenske serije zavisne varijable i varijable koja reprezentuje inostranu tražnju logaritmovane, dobijene vrednosti znače da se realan izvoz robe i usluga (volumeni) perifernih zemalja povaćava za 2,25% kada realan BDP EU poraste za 1%. Ocena koeficijenta uz ovu nezavisnu promenljivu je statistički signifikantna na nivou od 1%, kako uz primenu FMOLS, tako i korišćenjem DOLS estimatora, za ceo vremenski interval 2000-2019, kao i za potperiod 2009-2019. To potvrđuje da je realni izvoz robe i usluga perifernih članica evrozone pod snažnim uticajem tražnje na nivou EU. Prema ovim nalazima, može se zaključiti da bi rast tražnje u jezgru evrozone, u periodu posle Kovida-19, podstaknut fiskalnom relaksacijom u tim zemljama, pozitivno uticao na izvoz perifernih članica. Time bi se ublažio teret fiskalnog prilagođavanja i prilagođavanja platnog bilansa u perifernim zemljama. 
Kvantitativne ocene koeficijenata, uz varijablu neto priliv SDI, su zanemarljive po vrednosti. Iz ove ocene proizlazi zaključak da neto priliv SDI nema skoro nikakvog uticaja na izvoz robe i usluga perifernih članica. Ovaj nalaz se može povezati sa ocenama iz literature da se preovlađujući deo neto priliva SDI u ove zemlje ostvaruje putem merdžera i akvizicija, i da kao takav ne daje nove podsticaje povećanju izvoza. 
Nakon ocene izvozne jednačine, testirani su reziduali. Primenjeni su isti testovi kao i za testiranje jediničnog korena u vremenskim serijama panela. Na osnovu svih testova, može se zaključiti da su dobijeni reziduali stacionarni. Značajno je istaći da su testovi kad kojih se može isključiti konstanta (LLC, ADF Fisher i PP Fisher), potvrdili da su dobijeni reziduali stacionarni na nivou značajnosti od 1% u slučaju kad se izostavi konstanta. Ovaj postupak je uobičajen kod provere stacionarnosti reziduala. Dobijeni rezultati su potvrdili da su posmatrane varijable u ovom panelu kointegrisane. Stoga, primenjeni model je potvrdio da izabrane varijable značajno utiču na kretanje izvoza robe i usluga perifernih zemalja evrozone. 
Da bi se proverila robustnost ocenjenih koeficijenata, u kointegracionu jednačinu su uvedene dve nove varijable: veštačka promenljiva (VEŠTAČKAV) i realni efektivni devizni kurs za domaća dobra (LogREDKUNUTRAŠNJI). U Tabeli 5 su prezentirani ocenjeni koeficijenti u proširenoj izvoznoj jednačini. Ocene su dobijene pomoću FMOLS i DOLS estimatora. 
Ocene kointegracione jednačine pomoću FMOLS i DOLS estimatora date su u Tabeli Relativne cene, zbog većih marži profita, smanjene su u manjem stepenu nego jedinični troškovi rada (Kang & Shambaugh, 2014, 21). Smanjenje trgovinskog deficita u budućnosti je poželjan kanal za smanjenje deficita tekućeg računa. 
Na osnovu ocenjene jednačine izvoza, zaključuje se da je cenovna konkurentnost i dalje značajan faktor izvoza perifernih članica, ali da se uticaj ovog faktora smanjuje sa povećanjem učešća izvoza proizvoda visoke tehnologije u ukupnom izvozu. Međutim, na izvozne performanse perifernih zemalja utiče i izvozna tražnja drugih članica EU, a ovaj faktor je važniji od cenovne konkurentnosti. Ovi rezultati potvrđuju nalaze P. Wierts et al (2014) da struktura izvoza značajano utiče na vrednost izvoza. 
Istraživanja u ovom radu su potvrdila teorijsku pretpostavku da odustajanje od autonomije monetarne politike i autonomije deviznog kursa može dovesti do teškoća usled asimetričnih efekata eksternih poremećaja na zemlje unutar monetarnog područja. Da bi se to izbeglo, potrebno je da postoji strukturna usklađenost i visok stepen međusobne trgovine članica monetarnog područja sa jedinstvenom valutom. Privrede perifernih (ekonomski slabijih) članica evrozone su, zbog nemogućnosti korišćenja deviznog kursa, bile primorane da primene rigoroznije mere smanjivanja realnih nadnica, kako bi preusmerile robu u izvoz i tekući račun dovele u ravnotežu. 
Najznačajniji rezultati empirijskog istraživanja u ovom radu su: 
• Rast tražnje na nivou EU je snažan pokretač izvoza perifernih članica evrozone. Usporavanje privrednog rasta umanjuje izvozne mogućnosti ne samo perifernih članica evrozone, već i ostalih izvoznica, na tržište EU. Ovaj nalaz se odnosi i na zemlje kojima je EU najveći trgovinski partner, kao što je to slučaj Republike Srbije. Globalni lanci isporuka mogu biti amortizer u slučaju pada globalne tražnje kod vodećih trgovinskih partnera. 
• Apresijacija realnog efektivnog deviznog kursa perifernih članica deluje destimulativno na njihov izvoz. U stanje precenjenog kursa, periferne članice su dospele zbog rasta domaćih cena i nadnica u odnosu na članice jezgra evrozone. Ovaj nalaz je u skladu sa teorijskim pretpostavkama o uticaju apresijacije realnog efektivnog deviznog kursa na izvoz. Dobijeni rezultat je posebno značajan i za zemlje Zapadnog Balkana, kod kojih je važna i cenovna elastičnost izvozne tražnje. 
• Pozitivan uticaj rasta izvoznih cena na izvoz perifernih članica pokazuje da porast udela proizvoda veće DV u izvozu vodi realnom povećanju izvoza. Tražnja za ovim proizvodima, posebno u slučaju kad su oni zastupljeni u globalnim lancima isporuka, je stabilnija i olakšava postizanje ravniteže u tekućem računu zemlje. Ovaj nalaz je, takođe, značajan za kreatore ekonomske politike u Republici Srbiji, jer nosi poruku da je potrebno usmeravati SDI u sektore gde se realizuje proizvodnja veće DV namenjena izvozu. Veća integrisanost u regionalne lance stvaranja vrednosti otvara mogućnosti za manju kolebljivost realnog izvoza. 
Ograničenje analize je kratak vremenski horizont, što umanjuje kvalitet ekonometrijskih ocena. Pored toga, fokus analize je na ponašanju agregatnog izvoza. Ovaj pristup je relevantan za makroekonomsku analizu (kao što je odgovor ukupnog izvoza na promene realnog efektivnog deviznog kursa), ali nije pogodan za analizu ponašanja pojedinih sektora u privredi. Pored toga, indeks potrošačkih cena, koji se koristi za izračunavanje realnog efektivnog deviznog kursa, uključuje i cene robe koja nije predmet trgovine. Nominalni efektivni kurs prilagođen promeni cena izvozne robe omogućio bi precizniju analizu uticaja realnog efektivnog deviznog kursa na izvoz perifernih članica. Takođe, budući istraživački napori treba da se fokusiraju na odvajanje uticaja izvoznih faktora na veći izvoz proizvoda veće DV od uticaja na izvoz proizvoda manje DV. 

ENDNOTE

1 Pad realnog efektivnog deviznog kursa Irske i Grčke, u periodu nakon 2008, bio je veći nego u ostalim perifernim članicama (prema podacima EUROSTAT-a). Smanjenjem zarada i cena, dve zemlje su značajno unapredile izvoznu konkurentnost i smanjile deficit tekućeg računa. 



  je modifikovani član kojim se koriguje serijska korelacija. 




  Izvozne cene su aproksimirane pomoću jedinične vrednosti izvoza. Jedinične vrednosti su izračunate tako što je vrednost trgovine podeljena sa količinom. Na ovaj način dobijene jedinične vrednosti su podeljene sa prosečnom jediničnom vrednošću prethodne godine, da bi se dobili osnovni indeksi jedinične vrednosti. Iz ovih indeksa su isključeni autlajeri. Indeksi osnovne jedinične vrednosti su, pomoću formule agregirani u odnosu na zemlje i proizvode. Na kraju su indeksi jedinične vrednosti pretvoreni u bazne indekse sa bazom 2010 = 100, i u ovom radu su korišćeni kao aproksimacija kretanja izvoznih cena. 


	izvoza, koristeći dinamički panel model korekcije	povećana u nekim visokotehnološkim sektorima, gde
	grešaka za jedanaest zemalja evrozone tokom	je došlo do visokog rasta produktivnosti, uz snažan Podaci o izvozu robe i usluga su indeksi volumena,
	dve decenije. Nalazi te studije sugerišu da postoji	rast tražnje, na primer farmaceutskih proizvoda. 2010 = 100. Izvoz robe i usluga je zavisna varijabla, ali
	. Sistematska istraživanja veze izvoza evrozone i različitih pokazatelja troškovne i cenovne konkurentnosti ne pokazuju usaglašenost u pogledu "idealnog pokazatelja" za merenje međunarodne troškovne i cenovne konkurentnosti. U nastojanju da na ovo pitanje odgovore sa empirijskog stanovišta, M. Ca' Zorzi i B. Schnatz (2007) su ocenili Dobijeni tezultati su prilično usklađeni sa ranijim nalazima. Ističe se ocena ovih autora da je poboljšanje konkurentnost značajan faktor koji utiče na izvoz. Nalazi njihovog istraživanja pokazuju da je cenovna izvozne i uvozne jednačine za neke zemlje evrozone. S. Christodoulopoulou i O. Tkačevs (2014) su procenili kao pokazatelj cenovne konkurentnosti. U svom radu, varirao u zavisnosti od toga koji je indikator korišćen ali je koeficijent cenovne konkurentnosti značajno agregatnu tražnju pozitivna i statistički značajna, Utvrdili su da je elastičnost izvoza na inostranu al (2011) su ocenili uticaj inostrane tražnje na izvoz. o izvoznim performansama evrozone, R. Harmsen et troškovne i cenovne konkurentnosti. U svojoj studiji 0,4% za većinu korišćenih indikatora za merenje sa porastom volumena izvoza u intervalu od 0,3 do troškovne i cenovne konkurentnosti za 1% povezano periferiji evrozone. ulogu u padu odnosa neto izvoza prema BDP-u na različite realne efektivne devizne kurseve evrozone. da je konvergencija kamatnih stopa igrala važnu alternativne izvozne jednačine u koje su uključili statistički značajan efekat supstitucije između domaće i inostrane tražnje. Istovremeno, prema proceni ovih autora, veza je mnogo jača kada se domaća tražnja smanjuje nego kada raste. koje objašnjavaju poreklo deficita. Rezultati pokazuju kvantitativne ocene različitih eksplanatornih varijabli Model je pokazao solidne performanse i korišćen je za date su ocene za svaku perifernu zemlju pojedinačno. diverzifikovanom strukturom izvoznog sektora i evra. U istraživanju je primenjen DSGE model sa Grčkoj, Irskoj, Portugalu i Španiji nakon uvođenja Konačno, neki noviji radovi u analizi tekućeg računa perifernih zemalja evrozone koriste modele dinamičke ravnoteže. Ch. Zwick (2018) je analizirao izvore deficita tekućeg računa u	uglavnom, bili posledica relativno dinamične domaće zaključili da su akumulirani deficiti do izbijanja krize, tekućeg računa u perifernim članicama evrozone i i V. Vicard (2012) su analizirali uzroke deficita ostala, uglavnom, ista kao i pre krize. G. Gaulier privremena i da je proizvodna struktura izvoza da je preorijentacija trgovine na zemlje van EU bila pada domaće tražnje. Rezultati ove studije pokazuju analize je da je izvoz ovih zemalja povećan zbog i višegradskim zemljama nakon krize. Zaključak trgovine robom i uslugama u iberijskim, baltičkim EU (Éltető, 2018). Ovaj autor je istraživao efekte preusmeravanjem izvoza u zemlje koje nisu članice tekućeg računa perifernih zemalja moguće od zaključaka u ovoj literaturi je da je rebalansiranje kao važan faktor pogoršanja tekućeg računa. Jedan Mnogi noviji radovi se fokusiraju na internu tražnju tražnje u ostatku sveta. se sa vremenskom docnjom od jednog perioda javlja Neki autori (Matthes, 2014) smatraju da je aktuelno i kao objašnjavajuća promenljiva. Ostali pokazatelji rebalansiranje u nekim perifernim članicama uglavnom posledica poslovnog ciklusa, koji može predstavljaju objašnjavajuće varijable. da se preokrene u drugom pravcu. Oni tvrde da rebalansiranje nije strukturne prirode, i da će, usled rasta privredne aktivnosti, uvoz biti veći od izvoza. Naša empirijska strategija je, takođe, povezana sa izvozne performanse još uvek zavise od eksterne razmenljive sektore, ali su zaključili da poboljšane dokaza o realokaciji resursa iz nerazmenljivih u zemalja evrozone. Ovi autori nisu došli do jakih analizirali efekte spoljnog rebalansiranja deficitnih zemljama periferije. T. Tressel i Sh. Wang (2014) su literaturom koja analizira realokaciju resursa u Realni efektivni devizni kurs (u izvoznoj jednačini REDK). REDK je realni efektivni devizni kurs (deflator: indeks potrošačkih cena -42 trgovinska partnera -industrijske zemlje) indeksi, 2010 = 100
	Nalazi u literaturi ukazuju da na vrednost izvoza	tražnje. Takođe, primetili su da je izvoz perifernih
	perifernih članica značajno utiče struktura izvoza.	članica evrozone često rastao uprkos rastućim
	Zemlje sa većim učešćem visokotehnoloških	jediničnim troškovima rada. Ovi autori zaključuju
	proizvoda u ukupnom izvozu imaju veći rast izvoza,	da je finansijska integracija u evrozoni omogućila
	pa je i dohodovna elastičnost izvozne tražnje veća	priliv kapitala u nerazmenljive sektore perifernih
	(Wierts, van Kerkhoff & de Haan, 2014). U. Baumann i	zemalja, što je rezultiralo povećanjem uvozne tražnje,
	F. di Mauro (2007) analizirali su kako se specijalizacija	kao i rastom cena nerazmenljivih dobara i usluga.
	trgovine u evrozoni promenila usled globalizacije.	E. Bobeica, E. P. Soares, A. Rua i K. Staehr (2014) su
	Ovi autori su utvrdili da je specijalizacija ove zone	istraživali vezu između pritiska domaće tražnje i

Ruscher & Wolff, 2009)odaciEmpirijska analiza dinamike izvoza perifernih članica EU (ove zemlje su ujedno i članice evrozone) zasniva se na godišnjim vremenskim serijama podataka za pet zemalja (Irska, Italija, Španija, Portugalija i Grčka), u periodu 2000-2019.Izvor podataka za sve varijable je statistička baza EUROSTAT-a, sa izuzetkom podataka za varijablu neto priliv SDI, u periodu 2000-2019, i podataka za jediničnu vrednost uvoza za 2000.i2001,kojisupreuzetiizbazepodatakaSvetskebanke 2 .Zavisna varijabla u modelu je izvoz robe i usluga.Objašnjavajuće varijable su odabrane prema uobičajenoj konstrukciji izvozne jednačine u literaturi.Sve varijable u modelu su logaritmovane, a panel je balansiran.Promenljive u jednačini izvoza su izvoz robe i usluga, realni efektivni devizni kurs, inostrana tražnja, neto priliv SDI, izvozne cene, i veštačka varijabla.Izvoz robe i usluga (u izvoznoj jednačini IZVOZ).3.Porast ovog indeksa znači gubitak konkurentnosti.REDK je izračunat pomoću cena razmenljivih i nerazmenljivih proizvoda.Na taj način, mogu bolje da se sagledaju efekti cenovne konkurentnosti, prema pristupu koji je ustanovio C.Wyplosz (2013).REDK za domaća dobra je izračunat tako što je REDK (izračunat pomoću BDP deflatora) podeljen sa REDK -dobijen pomoću izvoznih cena kao deflatora (dekompozicija prema:Ruscher & Wolff, 2009).Oznaka za ovako dobijen REDK u izvoznoj jednačini je REDKUNUTRAŠNJI.Ovu varijablu koristimo za proveru robustnosti modela.Inostrana tražnja (u izvoznoj jednačini IT).Kao pokazatelj inostrane tražnje koriste se podaci o BDP EU28 po tržišnim cenama, indeksi volumena, 2010 = 100.Preovlađujući deo izvoza perifernih članica realizuje se na tržištu EU.Zbog toga se, kao pokazatelj inostrane tražnje uzima BDP EU.Neto priliv SDI (u izvoznoj jednačini SDI).Različite kategorije SDI različito utiču na trgovinu i konkurentnost.U našem panelu, Irska je primer zemlje gde se može videti veza između velikog neto priliva SDI i privrednog rasta zasnovanog na izvozu tokom 1990-ih 4 .S obzirom da je značajan deo SDI aktivnosti unutar evrozone u vidu merdžera i akvizicija (M&As), izgleda da njihov uticaj na konkurentnost i trgovinu nije relevantan.Otuda je i transfer tehnologije povezan sa M&A između članioca evrozone prilično ograničen.Najveći iznos SDI prema BDP-u imala je Irska (244% u 2018).Italija i Grčka nisu oformile značajan stok SDI, dok su važne investicije nemačkih kompanija u Španiji i Portugaliji sa početka 1990-ih, kasnije preusmerene u nove članice EU.Izvozne cene (oznaka u izvoznoj jednačini IZVOZNECENE).Veštačka varijabla (oznaka u izvoznoj jednačini VEŠTAČKAV). Period 2009-2019, predstavlja krizni period jer su periferne članice evrozone bile prinuđene da sprovode prilagođavanje tekućeg računa. Zadatak ove veštačke varijable je da pokaže da su posmatarne zemlje bile pod uticajem finansijske krize. Veštačka promenljiva nosi vrednost 1, za period 2009-2019, i 0, za ostale godine. 


  je predložio proširenje J. H. Stock i M. 


	Watson (1993) DOLS estimatora na panel strukturu.
	Panel DOLS uključuje proširenu panel kointegracionu
	regresionu jednačinu, sa specifičnim prethođenjem
	ili docnjom	X ∆	it	da bi eliminisao asimptotsku
	endogenost i serijsku korelaciju.
	C. Kao i M. H. Chiang (2000) su opisali ponderisan
	DOLS estimator, u kome se primenjuje metod običnih
	kvadrata da bi se ocenila proširena kointegraciona
	regresiona jednačina kao:

' 1 


  Statistika testa je značajna na nivou od 5%.Uključen je linearni deterministički trend.Izvozna jednačina perifernih članica -FMOLS i DOLS estimator, period2000-2019. i potperiod 2009-2019. 


	Tabela 1 Deskriptivna statistika korišćenih varijabli REDK BDPEU SDI IZVOZNECENE REDKUNUTRAŠNJI od 5%. Zatim je sprovedena provera integrisanosti IZVOZ na nivou prve diference, pri čemu je utvrđeno da su sve serije stacionarne, odnosno, njihova integrisanost Tabela 2 Rezultati Kao testa kointegracije reziduala t-Statistic * Prob. Tabela 4 2000-2019 2009-2019
	Aritmetička Medijana To nije bilo iznenađenje s obzirom na manjkavost 4,62791 4,58272 4,62055 stacionarnost prve diference nije potvrdio Hadri test. sredina 4,653465 4,577004 4,606658 Nulta hipoteza tvrdi da nema kointegracije. ** Znači 0,869926 4,59482 4,60151 Napomene: ADF je statistika zasnovana na rezidualima. 0,79379 4,588338 4,574414 je reda 1 ((Xt~I(1)). Izuzetak je nekoliko varijabli čiju ADF -1,789289 ** 0,0368 FMOLS DOLS FMOLS DOLS
	Maksimalna vrednost Hadri testa, jer na kraćim vremenskim serijama 5,456602 4,695925 4,74232 Minimalna vrednost 4,102643 4,435567 4,467057 preterano odbacuje nultu hipotezu o stacionarnosti pojave.	4,391867 da su ocenjeni parametri statistički značajni na nivou 4,836537 4,758505 -6,52287 4,341205 4,349174 od 5%. Automatski izbor docnji je zasnovan na SIC-u sa maksimalnom docnjom od 2, automatskim odabirom propusnog opsega pomoću Newey-West i Bartlett
	Standardna devijacija su varijable modela integrisane reda 1, pristupljeno 0,234566 0,051025 0,076002 Pošto je većina testova jediničnog korena pokazala da	1,771955 kernelom.	0,119709	0,104331
	Koeficijent asimetrije (Skewness) i objašnjavajućih varijabli u modelu. Primenjen 0,789082 -0,52615 -0,07498 je proveri postojanja kointegracije između izvoza Izvor: Autor -1,6292	-0,26081	-0,45401
	je Pedroni-jev test kointegracije, a za proveru Koeficijent spljoštenosti 4,26359 2,962443 2,27243 robustnosti zaključaka korišćeni su Kao test (Kurtosis) kointegracije i Johansen-Fischer-ov test kointegracije	Tabela 3 Johansen-Fischer-ov test kointegracije 8,121833 2,14309 2,21485 u panelu (Statistika traga i test maksimalne verodostojnosti)
	Jarque-Bera test statistika Verovatnoća u panelu. Nulta hipoteza Pedroni-jevog i Kao testa 17,03025 4,619845 2,299356 0,0002 * 0,099269 0,316739 Hipoteza o 153,5428 0,000000 * Fischer-ova 4,193246 0,122871 Prob. Fischer-ova 6,003994 0,049688 ** Prob. je da su reziduali ocenjene kointegracione jednačine broju kointe-stat. * (Test stat. * (Test nestacionarni, odnosno, da poseduju jedinični koren. gracionih statistika maksimalne (odnosi se na JB) Suma 465,3465 457,7004 460,6658 79,37897 458,8338 U slučaju kad su varijable kointegrisane, reziduali su jednačina traga) verodosto-457,4414 jnosti) stacionarni. Suma kvadrata devijacije 5,447095 0,257754 0,571853 310,8428 1,418684 1,077606 Broj posmatranja 100 100 100 100 100 100 Nema 182,8 ** 0,0000 126,3 ** 0,0000 Tabela 2 prikazuje rezultate Kao-vih testova kointegracije reziduala u panelu, koji su odbacili nultu hipotezu o nepostojanju kointegracije za izvoz robe i usluge perifernih zemalja i drugih varijabli na nivou značajnosti od 5%, tako da test potvrđuje postojanje Najmanje 1 87,19 ** 0,0000 57,38 ** kao nezavisna varijabla, ima visoku vrednost, što cenovne konkurentnosti znači da izvoz posmatranih 0,0000 Najmanje 2 39,91 ** 0,0000 33,31 ** ukazuje na visok stepen inercije u kretanju izvoza zemalja, u znatnoj meri, zavisi od cena, a manje od 0,0002 Najmanje 3 16,80 0,0766 18,86 *** 0,0421 Najmanje 4 6,285 0,7908 6,285 0,7908 robe i usluga perifernih zemalja. Dobijeni rezultati se slažu sa nalazima u literature (Harmsen et al, 2011). Dijagnostička provera pokazuje da reziduali kvaliteta proizvoda. Međutim, suprotan zaključak se nameće na osnovu ocenjene vrednosti koeficijenta uz izvozne cene. Prema kvantitativnoj vrednosti, Napomene: Izvor: Autor kointegracije. Napomene: ocenjene jednačine ne poseduju autokorelaciju, i da su ovaj koeficijent je manje značajan u poređenju sa
	Koeficijenti asimetrije, sem varijable IZVOZ, manji su od nule, tako da je njihova empirijska raspodela asimetrična ulevo. Sistematski rast izvoza tokom vremena čini empirijsku raspodelu ove promenljive asimetričnom udesno. Asimetrija ulevo sugeriše da ostale vremenske serije ispoljavaju tendenciju pada tokom vremena. Koeficijenti spljoštenosti za varijable IZVOZ i SDI imaju vrednost veću od 3, iz čega se zaključuje da su repovi empirijske raspodele ovih varijabli teži od repova normalne raspodele. Teški repovi su rezultat ekstremnih poremećaja u kretanju vremenske serije, kao što je bila globalna finansijska kriza iz 2007-2009. Koeficijenti spljoštenosti za ostale uglavnom normalno raspodeljeni. Prema rezultatima Johansen-Fischer-ovog testa kointegracije u panelu, sažetih u Tabeli 3, može se zaključiti da postoji kointegracija između pet varijabli na nivou statističke značajnosti od 1%. Na osnovu rezultata panel kointegracionih testova, može se zaključiti da u panelu postoji dugoročna ravnotežna veza između izvoza robe i usluga, inostrane tražnje, realnog efektivnog deviznog kursa, stranih direktnih investicija i izvoznih cena. Za razliku od Kao i Johansen-Fischer-ovog testa kointegracije u panelu, u Pedroni-jevom testu za period 2000-2019, većina statistika (7 od 11, bez determinističke komponente u modelu) ne može da Kao što se moglo očekivati, realni efektivni devizni kurs značajno utiče na izvoz i ima očekivani negativan predznak. Ocenjena vrednost potvrđuje teorijski stav da precenjena vrednost valute deluje destimulativno na izvoz. Stoga, ocenjena vrednost koeficijenta uz realni efektivni devizni kurs sugeriše da potencijalno poboljšanje konkurentnosti može značajno da doprinese povećanju realnog izvoza. Precenjena realna vrednost evra, iz ugla perifernih zemalja, ukazuje na smanjenu troškovnu efikasnost ovih zemalja, usled rasta nadnica i domaćih cena. S obzirom da je devizni kurs egzogena varijabla za sve članice evrozone, rast nadnica i cena u	Tabeli 1 se zapaža da sve varijable imaju pozitivnu vrednost aritmetičke sredine. Neto priliv SDI ima najveću vrednost standardne devijacije (1,77), što znači da ova promenljiva ima najveću disperziju Za proveru stepena integrisanosti varijabli u panelu primenjeni su sledeću testovu jediničnog korena prve generacije: LLC, IPS, ADF-Fisher Chi-square, PP-Fisher Chi-square and Hadri test. Podaci za sve varijable pokrivaju period 2000-2019. S obzirom na to da se radi o kraćem vremenskom periodu, primenjeno je više testova jediničnog korena da bi se izbegle slabosti koje nastaju usled kraćeg vremenskog horizonta posmatranih serija. Kod svih testova su uključene dve opcije: konstanta i konstanta sa trendom. Jednačina za testiranje je primenjena na nivo i prvu diferencu svake varijable u modelu. Primenjeni testovi jediničnog korena su pokazali ocenjenom vrednošću koeficijenta uz realni efektivni S obzirom da je većina testova potvrdila postojanje kointegracije, naredni korak je ocena koeficijenata kointegracionog vektora. Pomoću FMOLS i DOLS estimatora, ocenjuje se dugoročna veza između varijabli polaznog modela. Kointegracioni vektor se ocenjuje pomoću fiksnih efekata (Tabela 4). Većina ocenjenih koeficijenata kointegracione izvozne Izvor: Autor devizni kurs, ali je on, po oceni FMOLS, statistički signifikantan, kao i koeficijent uz devizni kurs. S obzirom da je znak ispred koeficijenta uz izvozne cene pozitivan, to bi značilo da rast izvoznih cena ne deluje negativno na fizički izvoz robe i usluga perifernih zemalja. Odnosno, da je izvoz perifernih članica više pod uticajem visoko kvalitetnih proizvoda sa velikom dodatom vrednošću (DV), nego pod uticajem cena. Ovaj koeficijent sugeriše da je u procesu prilagođavanja tekućeg računa, u zemljama koje su uključene u panel, stavljen naglasak na strukturno prilagođavanje sadržano u povećanoj ulozi proizvoda veće DV u njihovom ukupnom izvozu.
	varijable su manji od 3, pa su repovi raspodele ovih odbaci nultu hipotezu o odsustvu kointegracije na perifernim zemljama, u odnosu na prosek EU,	prisustvo jediničnog korena u nivou pojave kod jednačine je statistički signifikantna na nivou od 1%. Međutim, podaci o učešću visokotehnoloških
	varijabli lakši od repova normalne raspodele. konvencionalnom nivou od 5%. obara njihovu konkurentnost. Ovaj indikator	većine panel vremenskih serija, na nivou značajnosti Koeficijent uz izvozne volumene sa docnjom, uzet proizvoda u ukupnom izvozu perifernih zemalja

vremenske serije. Na osnovu Jarque-Bera statistike za promenljive IZVOZ i SDI, odbacuje se nulta hipoteza da su ove serije normalno raspodeljene, uz signifikantnost od 1%, kao i za varijablu REDKUNUTRAŠNJI na nivou značajnosti od 5%. * p<1%; ** p<5%. Deskriptivna statistika svake varijable je izračunata na osnovu logaritmovanih vrednosti. * Verovatnoće (asimptotske p-vrednosti) se izračunavaju korišćenjem asimptotske hi-kvadrat raspodele. ** Statistika testa je značajna na nivou od 1%. *** 


  Nivo značajnosti od 1%. ** Nivo značajnosti od 5%. * Nivo značajnosti od 10%. **** Koeficijent nije statistički signifikantan. Panel metoda: Ponderisana (Pooled) ocena. Da bi se postiglo povećanje izvoza, nadnice u sektorima razmenljivih proizvoda trebaju da se smanje. Ti su proizvodi onda jeftiniji upoređeno sa cenama konkurenata na svetskom tržištu. Zemlje evrozone sa velikim deficitima tekućeg računa su, u procesu prilagođavanja tekućeg računa posle izbijanja finansijske krize 2008, znatno smanjile jednične troškove rada u odnosu na glavne trgovinske partnere. 


	Tabela 5 Provera robustnosti modela za period 2000-2019, -ocenjeni koeficijenti pomoću FMOLS i DOLS perifernih zemalja, preusmeri u izvoz. To bi moglo raspodele izvoza kao zavisne promenljive, primenjena Uticaj strane tražnje na realni izvoz zemalja u panelu robe i usluga perifernih zemalja. Ocenjeni koeficijenti
	estimatora je kvantilna regresija sa pet kvantila, odnosno, je, prema ovim ocenama, konstantno jak, nezavisno pozitivno da utiče na tekući račun ovih zemalja. kointegracionog vektora pokazuju da, sa porastom
	Promenljiva Volumen izvoza -LogIZVOZ(-1) Realni efektivni devizni kurs (LogREDK) od tačke uslovne raspodele izvoza. Ovaj uticaj, u FMOLS DOLS FMOLS DOLS Pomoću kvantilne regresije ocenjen je uticaj realnog slučaju deviznog kursa, se pojačava od najnižih efektivnog deviznog kursa i strane tražnje na različitim tačkama uslovne raspodele realnog izvoza robe i usluga, kao zavisne promenljive, za period prema najvišim kvantilima, i pokazuje da realno precenjena vrednost evra sve više nepovoljno deluje na izvoz kako se on povećava. Apresijacija realnog Realni efektivni devizni kurs (LogREDK)(-1) FMOLS 2000-2019 (Tabela 7). Uticaj logREDK i logBDPEU varira efektivnog deviznog kursa nastaje kada je rast cena u DOLS duž uslovne raspodele volumena izvoza. Ocenjeni jednoj članici evrozone veći od rasta cena u drugim	1 0,96 *** 0,96 *** -0,80 *** -0,78 ** kvantili 0,10, 0,25, 0,50, 0,75, i 0,90. Rezultati su dati u 2 3 0,96 *** 0,95 *** 0,96 *** 0,95 *** -0,77 *** -0,81 *** -0,75 ** BDP EU za 1%, realni izvoz periferenih članica se kolonama 2-6 Tabele 7. uvećava oko 2,25%. Ovaj nalaz svedoči o naglašenom značaju privrednog rasta u EU za izvoz perifernih Vrednosti ocenjenih koeficijenata variraju u članica. Oživljavanje privredne aktivnosti širom EU zavisnosti od izabranog kvantila. Svi koeficijenti otvara mogućnosti za dinamičan rast realnog izvoza -0,80 *** 0,60 *** 0,61 *** ocenjeni pomoću panel metoda najmanjih kavdrata robe i usluga perifernih članica. Time je potvrđena 0,58 *** 0,61 ** 0,60 *** 0,60 *** su statistički signifikantni na nivou od 1%. Kod polazna istraživačka hipoteza da izvozna tražnja
	varijable, VEŠTAČKAV i REDK za nerazmenljiva dobra. Ocene izvozne jednačine koja uključuje dve dodatne varijable date su u kolonama 2 i 3 Tabele 5. Uvođenjem dve nove varijable trebalo je proveriti prilagođenost ocenjenog modela. Skoro svi koeficijenti ocenjeni pomoću estimatora FMOLS su statistički signifikantni, uglavnom na nivou od 1%. Koeficijent uz varijablu REDKUNUTRAŠNJI, ocenjen pomoću FMOLS i DOLS estimatora, nije statistički signifikantan. Na osnovu ocenjene izvozne jednačine, nakon uvođenja kontrolnih varijabli, potvrđena je adekvatnost polaznog modela. Treba istaći da između realnog efektivnog deviznog kursa, koji se odnosi na nerazmenljiva (unutrašnja) dobra i realnog izvoza zemalja u našem panelu, FMOLS koeficijeneti su statistički signifikantni, izuzev za članicama (inflacioni diferencijali). U tom slučaju, Inostrana tražnja (LogBDPEU) DOLS Inostrana tražnja (LogBDPEU)(-1) FMOLS kvantile 0.10 i 0.25 za logREDK. izvoz članice sa višom inflacijom može biti skuplji DOLS Neto priliv SDI (LogSDI) FMOLS DOLS Neto priliv SDI (LogSDI)(-1) FMOLS DOLS Izvozne cene (LogIZVOZNECENE) FMOLS DOLS VEŠTAČKAV FMOLS DOLS REDK za nerazmenljive proizvode (LogREDKUNUTRAŠNJI) FMOLS DOLS U empirijskom modelu, u Tabeli 7, prvo je ocenjena veza između izvoza, LogREDK i LogBDPEU pomoću metoda najmanjih kvadrata u panelu. Rezultati su dati u koloni 1 Tabele 6. Pomoću metoda najmanjih kvadrata ocenjena je veza između realnog izvoza kao zavisne varijable i LogREDK i LogBDPEU kao nezavisnih varijabli. Ocena nije povezana sa odgovarajućom tačkom distribucije zavisne varijable. Dobijeni koeficijenti su statistički signifikantni i sa značajnom vrednošću. Da bi se sagledao uticaj nezavisnih varijabli na različite tačke uslovne od izvoza ostalih članica, što dovodi do gubitka izvozne konkurentnosti. Ovo potvrđuje nalaze u literaturi da je evro, kao zajednička valuta perifernih zemalja sa slabijom konkurentnošću i jezgrom sa jačim performansama, doveo do precenjenog kursa za periferne zemlje i potcenjenog kursa za zemlje jezgra. Kao rezultat toga, javljaju se efekti redistribucije u trgovini između članica evrozone (Perotti & Soons, 2019). Dakle, nalazi naše kvantilne analize potvrđuju ranije ocene izvedene iz panel analize izvoznog vektora perifernih zemalja. Napomena: *** Izvor: Autor smanjile i dovele u ravan održivosti. kako bi svoj trgovinski deficit i deficit tekućeg računa Tabela 7 Ocena izvozne jednačine -kvantilna regresija (2000-2019) U Tabeli 6 se zapaža jednostrana Granger-ova uzročnost od LogREDKUNUTRAŠNJI prema LogIZVOZ. Ovaj rezultat indikativno ukazuje na mogućnost povećanja izvoza perifernih zemalja sa porastom njihove konkurentnosti. Zapravo, sa porastom konkurentnosti raste mogućnost da se deo proizvoda, koji se prodaju na domaćem tržištu 2,25 *** 2,31 *** 2,35 *** kvantilne regresije, statistička signifikantnost ostalih članica EU značajno utiče na izvoz perifernih 2,26 *** 2,30 *** 2,34 *** -2,30 *** -2,39 *** ocenjenih koeficijenata varira između regresija za članica. -2,36 *** -2,33 *** -2,37 *** -2,33 *** 0,01 *** 0,01 *** 0,01 *** 0,01 ** 0,01 ** 0,01 ** 0,00 ** 0,00 *** -0,00 *** 0,00 **** 0,02 **** 0,00 **** 0,11 *** 0,11 *** -0,02 **** 0,11 **** 0,11 **** -0,01 **** 0,00 **** -0,01 **** 0,00 **** 0,01 **** 0,12 **** 0,10 **** različite kvantile. Ocenjeni koeficijenti za LogREDK su statistički signifikantni na nivou od 1% za gornje kvantile: 0,5, 0,75, i 0,90, dok su koeficijenti za LogBDPEU statistički signifikantni na nivou od 1% za sve kvantile. Negativna vrednost ocenjenih koeficijenata za LogREDK se povećava prema višim nivoima raspodele izvoza kao zavisne promenljive, što svedoči o rastućem uticaju ove promenljive na izvoz na višim tačkama uslovne raspodele izvoza. Numerička vrednost ocenjenih koeficijenta za LogBDPEU je visoka i varira između izvoznih kvantila. U radu je ocenjen i uticaj izvoznih cena na izvoz perifernih članica. Ocenjeni koeficijent za ovu varijablu nosi neočekivano pozitivan predznak, što znači da je rast cena izvezene robe praćen povećanjem izvoza. Iako je ovo u suprotnosti sa uobičajenom teorijskom pretpostavkom, po kojoj povećanje izvoznih cena u stranoj valuti dovodi do smanjenja izvozne konkurentnosti i pada obima izvoza, dobijeni nalazi zahtevaju analizu strukture izvoza. Naime, ovi nalazi se mogu dovesti u vezu sa promenama robne strukture izvoza perifernih članica do kojih je došlo u procesu usklađivanja njihovog tekućeg Tabela 6 Granger-ov test uzročnosti za periferne članice evrozone, u periodu 2000-2019. Nulta hipoteza Pos. Docnja F-Statist-Ver. p LogREDKUNUTRAŠNJI LogREDKUNUTRAŠNJI 90 2 0,23230 0,7932 LogIZVOZ ne uzrokuje ne uzrokuje LogIZVOZ 90 2 2,78117 0,0676 računa, u periodu nakon izbijanja finansijske krize Nezavisne promenljive 2008. Ove promene karakteriše povećanje udela ZAKLJUČAK proizvoda veće DV u ukupnom izvozu, iako je ovo Panel ocena najmanjih Ovaj rad je ispitivao povezanost izvoza robe i usluga učešće još uvek malo. Na povećanje obima izvoza Ocena kvantilne regresije perifernih članica eurozone sa realnim efektivnim ovih proizvoda više utiče rast inostrane tražnje nego kvadr. 0,10 0,25 0,50 0,75 deviznim kursom, inostranom tražnjom, stranim cene ovih proizvoda (dohodna elastičnost izvoza je 0,90 (1) (2) (3) (4) (5) direktnim investicijama i izvoznim cenama. Na veća od cenovne elastičnosti). Reforma tržišta rada (6) C -3,437(0,002) -6,955 (0,000) -4,364 (0,006) -3,264 (0,024) -1,671 (0,512) (smanjenje nominalnih zarada, preusmeravanje osnovu empirijskih istraživanja, potvrđena je polazna 1,158 (0,601) LogREDK -1,021 (0,000) -0,144 (0,5668) -0,337 (0,2344) -1,024 (0,010) -1,443 (0,016) -2,077 (0,000) LogBDPEU 2,771 (0,000) 2,635 (0,000) 2,2784 (0,000) 2,733 (0,000) 2,819 (0,000) 2,849 (0,000) Broj slučajeva 100 100 100 100 100 100 R 2 0,808 Pseudo R 2 0,5692 0,581 0,582 0,596 ove zemlje morale da pristupe procesu usklađivanja, 0,655 rada u izvozne sektore), povećanje fleksibilnosti hipoteza da je cenovna konkurentnost važan faktor nadnica i cena, kao i strukturne promene u izvoza perifernih članica evrozone. Zapravo, nalazi izvozu ka povećanju udela tehnološki intenzivnih u radu potvrđuju tezu da precenjen realni efektivni proizvoda, mogu doprineti povećanju realnog devizni kurs perifernih zemalja, usled rasta nadnica i izvoza perifernih članica. Preusmeravanje resursa iz cena u tim zemljama, smanjuje njihovu konkurentnost sektora nerazmenljivih dobara u sektor razmenljivih (ove zemlje ne mogu da utiču na nominalnu vrednost proizvoda podrazumeva smanjivanje jediničnih evra, jer su se prihvatanjem evra kao zajedničke troškova rada, usled pada domaće tražnje i porasta valute odrekle autonomije politike deviznog kursa). To se direktno odražava na robni izvoz, tako da su nezaposlenosti.
	postoji međuzavisnost. Na to ukazuje Granger-ov test Empirijski nalazi u radu su, takođe, potvrdili snažan	5, kolona 1.
	uzročnosti (Tabela 6). Izvor: Autor uticaj tražnje u ostalim članicama EU na realan izvoz	U izvoznu jednačinu zatim su uključene još dve Izvor: Autor

Napomene: 1) Verovatnoća p u zagradama; 2) Kvantilna regresija uključuje: Huber-Sandvič standardne greške i kovarijansu, Metod retkosti: Kernel (Epanečnikov) koristeći reziduale, Bandwidth metod: Hall-Sheather, (bw=0,074542 za kvantil 0,1; 0,14497 za kvantil 0,25; 0,20932 za medijanu); Ocena uspešno identifikuje jedinstveno optimalno rešenje. 
THE EXPORT PERFORMANCE AND COMPETITIVENESS OF THE EURO AREA'S PERIPHERY

Radovan Kovacevic 

University of Belgrade, Faculty of Economics, Belgrade, The Republic of Serbia

This paper examines the impact of the selected factors on the real exports of goods and services in the several euro area (the eurozone) peripheral economies. There are five countries in the sample (Italy, Spain, Portugal, Ireland, and Greece). The time period from 2000 to 2019 is considered. The research is aimed at providing robust estimates of the long-term relationship between the real exports of these countries and the selected explanatory variables using panel data analysis. The coefficients of the cointegration export equation were estimated using the FMOLS and DOLS estimators. Using the FMOLS estimator, the estimated coefficient of the real effective exchange rate is negative (-0.80) and of the variable foreign demand is positive (2.25). The coefficient of the real effective exchange rate confirms the fact that, from the point of view of the eurozone peripheral members, the overestimated real value of the euro has a disincentive effect on their real exports. The estimated coefficient of foreign demand suggests that the real export of goods and services (volumes) of the eurozone peripheral members increases by 2.25% when the real GDP of the EU increases by 1%. The real export elasticity of the eurozone periphery countries is higher for foreign demand (income elasticity) than for relative price changes (price elasticity). Reductions in wages and prices in peripheral countries have led to redistributive effects in favor of the core.
The export performance and competitiveness of the Euro area's periphery