-1-

ROLI I PARASË SI NJË SHTYLLË E RËNDËSISHME

PËR POLITIKËN MONETARE: RASTI I SHQIPËRISË

15

(7

4)

20

16

Gerti Shijaku*

-2-

Shënim: Pikëpamjet e shprehura në këtë material janë të autorit dhe nuk pasqyrojë domosdoshmërish ato të Bankës së Shqipërisë.

Punimi bazohet në të dhënat e publikuara deri në periudhën T1 - 2012.

Gerti ShijakuDepartamenti i Kërkimeve, Banka e Shqipërisë, email: gshijaku@bankofalbania.org

-3-

PËRMBAJTJA

ABSTRAKT 5

1. HyRje 5

2. STRATegjiA e poliTiKëS moneTARe Të BAnKëS Së SHqipëRiSë 11

3. meTodologjiA 13

4. qASjA e VleRëSimiT empiRiK 21

5. VëRejTje pëRmByllëSe 32

liTeRATURA 34

-4-

-5-

ABSTRAKT

Fokusi kryesor i këtij materiali është vlerësimi i funksionit të kërkesës për para dhe të shpejtësisë së qarkullimit të parasë së gjerë, M3, në afatin e mesëm dhe të gjatë, duke pasur parasysh rolin e saj si një shtyllë e dytë e rëndësishme për politikën monetare të Bankës së Shqipërisë, në përputhje me objektivin e saj kryesor, atë të stabilitetit të çmimeve. Rezultatet tregojnë se kërkesa për para është e qëndrueshme edhe pas krizës financiare dhe ekonomike, si dhe ecuria e saj përmban informacion të rëndësishëm për ecurinë e inflacionit.

Fjalë kyçe: Politika monetare, teoria kuantitative, kurba Philips, vlera referuese, MVKG, qasja P*.

Klasifikimi JEL: C32, C51, C52, E31, E41, E52, E58.

1. HYRJE

Në përmbushje të objektivit kryesor të politikës monetare1, ashtu si në rastin e Bankës Qendrore Evropiane (BQE), Banka e Shqipërisë ka ndjekur një kuadër të politikës monetare, në të cili agregati monetar i parasë së gjerë, M3, ka shërbyer si një objektiv i ndërmjetëm i politikës monetare për të matur presionet inflacioniste në ekonomi. Sipas këtij kuadri, rritja e parasë përtej kërkesës së ekonomisë për të, sinjalizon dhe është premisë për

1 Në bazë të nenit 3, pika 4, shkronja “a”, të ligjit nr. 8269, datë 23.12.1997 “Për Bankën e Shqipërisë”, objektivi kryesor i politikës monetare është arritja dhe ruajtja e stabilitetit të çmimeve, që nënkupton arritjen e normave të ulëta por pozitive të inflacionit dhe ruajtjen e tyre për periudha relativisht të gjata kohe. Në terma sasiorë, me stabilitet çmimesh, Banka e Shqipërisë nënkupton mbajtjen e inflacionit të çmimeve të konsumit në nivelin 3.0%, me një mundësi luhatjeje prej ±1 pikë përqindjeje rreth kësaj vlere qendrore.

-6-

rritjen e presioneve inflacioniste2. Roli informativ i parasë së gjerë pasqyron, pjesërisht, pikëpamjen e Bankës së Shqipërisë3 se:

(i) “Inflacioni është një dukuri monetare në periudha afatgjata dhe si i tillë, ai ndikohet nga rritja e masës monetare në ekonomi.”

(ii) “Garantimi i stabilitetit të çmimeve jep një kontribut direkt në ruajtjen e ekuilibrave makroekonomikë të vendit, në uljen e primeve të rrezikut, në rritjen e qëndrueshme ekonomike dhe në përmirësimin afatgjatë të mirëqenies, si dhe në mbështetjen e stabilitetit të sistemit financiar.”

Në këtë aspekt, Banka e Shqipërisë duhet të mbajë një nivel të qëndrueshëm të çmimeve dhe të sigurojë se vendimmarrja e saj mbështetet mbi një analizë të gjerë të treguesve ekonomikë dhe financiarë. Këta tregues mundësojnë identifikimin në kohë të presioneve inflacioniste dhe reagimin e politikës monetare në përputhje me objektivin e saj. Analiza e treguesve ekonomikë orientohet tek zhvillimet inflacioniste në afatin e shkurtër dhe atë të mesëm. Fokusi i saj lidhet me treguesit e prodhimit dhe ata të kushteve financiare në vend. Ky aspekt i analizës merr parasysh faktin se presionet inflacioniste përgjatë këtij horizonti kohor ndikohen kryesisht nga bashkëveprimi i kërkesës dhe ofertës në tregjet e mallrave dhe shërbimeve. Në anën tjetër, analiza e treguesve monetarë fokusohet në zhvillimet që lidhen me një horizont më të gjatë kohor, e cila mbështetet në marrëdhënien afatgjatë midis parasë dhe presioneve inflacioniste.

Në këtë drejtim, strategjia e politikës monetare të Bankës së Shqipërisë pasqyron dukshëm ndikimin substancial të hulumtimit të Milton Friedman-it gjatë viteve 1950 dhe 1960. Nga një perspektivë tjetër, në kundërshtim me qasjen monetare të Rezervës Federale të

2 Nivelet sasiore të përshtatshmërisë së ekspansionit monetar rishikohen gjatë vitit, në përputhje me ecurinë e zhvillimeve monetare dhe me masat korrektuese të propozuara nga Banka e Shqipërisë në programin monetar. Banka e Shqipërisë, në komunikimin me publikun, vë theks të fortë kryesisht në përcaktimin sasior të objektivit të normës së inflacionit të shënjestruar dhe në ankorimin e pritjeve inflacioniste rreth këtij objektivi, duke e mbajtur disi “në hije” objektivin e ndërmjetëm për rritjen e parasë dhe objektivat e tjera operative në tërësi. Shih edhe Bankën e Shqipërisë, (2012).3 Shih Banka e Shqipërisë, (2012), faqe 6 – 12.

-7-

SHBA-së dhe shumë bankave qendrore nën regjimin e inflacionit të shënjestruar, të cilat nuk caktojnë asnjë rol të veçantë për agregatët monetarë, strategjia e ndjekur nga Banka e Shqipërisë i ngjan më shumë një qasjeje me dy shtylla, siç është në ditët e sotme kuadri i politikës monetare të BQE-së4.

Prandaj, ndryshimet thelbësore të ekonomisë shqiptare dhe evoluimi i mendimit ekonomik, bëjnë thirrje për një debat të hapur në aspektin e formës dhe objektivave sfidues të politikës monetare në Shqipëri dhe nevojës për të krijuar një strategji të re, ku paraja të ketë një rol të rëndësishëm brenda saj5. Aktualisht, statistikat monetare janë një nga burimet më të besueshme dhe të sakta të informacionit statistikor në Shqipëri. Gjithashtu, analizat empirike sugjerojnë se agregatët monetarë mund të japin informacion të dobishëm në lidhje me tendencat inflacioniste në afatin e gjatë të vlefshme për analizat e kryqëzuara6 dhe për këtë arsye atyre duhet t’u jepet një rol më parësor. Gjithsesi, kjo pritet të përbëjë një ndryshim prioritar në qasjen e Bankës së Shqipërisë ndaj zhvillimeve inflacioniste. Sfida do të jetë mundësimi i zbatimit të një strategjie gjithëpërfshirëse, në mënyrë që asnjë informacion i ri i rëndësishëm të mos humbasë përgjatë procesit të vendimmarrjes. Në të njëjtën kohë, duhet të mundësojë strukturimin e tij në mënyrë që të sinjalizojë rrezikun që lidhet me përmbushjen në kohën e duhur dhe në vazhdimësi të detyrimit ligjor, atë të stabilitetit të çmimeve.

Gjithsesi, sipas Issing (2002), sfida e ardhshme për t’i dhënë parasë një rol të rëndësishëm kërkon llogaritjen eksplicite të një vlere referimi (VR) për rritjen vjetore të stokut të parasë, e cila duhet të sigurojë arritjen dhe ruajtjen e stabilitetit të çmimeve sipas objektivit të bankës qendrore dhe njëkohësisht të mundësojë ruajtjen e ekuilibrave makroekonomikë të vendit dhe rritjen e qëndrueshme

4 Shih ECB, (1998); ECB (1999a); ECB (1999b); ECB, (2000a); ECB, (2000b); ECB, (2001a); ECB, (2001c): ECB, (2001d); ECB, (2001e); ECB, (2004); ECB, (2011). Svensson ( 2008) sugjeron se kjo ishte struktura e politikës monetare të Bundesbank-ut dhe një ndër arsyet e suksesit të saj.5 Shih Tanku (2008).6 Shih Luçi dhe Ibrahimi (2005), Themeli dhe Kolasi (2006), Çeliku, et al., (2006), Issing (2006), dhe Themeli (2008).

-8-

ekonomike, si në rastin e sistemit me dy shtylla të BQE-së7. Çdo devijim nga VR-ja, në kushte normale, sinjalizon rrezikun e mospërmbushjes së objektivit. Në aspektin teorik, llogaritja e saj duhet të jetë në përputhje me përkufizimin sasior të stabilitetit të çmimeve në periudhën afatmesme dhe atë afatgjatë të bankës qendrore dhe teorinë sasiore të parasë, të shprehur nëpërmjet funksionit të shpejtësisë së qarkullimit të parasë8. Në aspektin praktik, ajo shprehet si funksion i vektorit të qarkullimit të parasë sipas ekuacionit Fisher, i cili paraqet një marrëdhënie proporcionale midis parasë dhe inflacionit, pasi rritja ekonomike dhe shpejtësia e qarkullimit të parasë arrijnë nivelin ekuilibër në afatin e gjatë9.

Sipas metodës me dy shtylla10, VR-ja duhet të përfaqësojë një angazhim publik nga ana e bankës qendrore për të analizuar zhvillimet monetare tërësisht dhe për të siguruar që këtij informacioni t’i jepet pesha e duhur në procesin e vendimmarrjes. Gjithsesi, VR-ja nuk duhet të keqkuptohet si një objektiv tjetër i politikës monetare, kundrejt atij të normës së inflacionit, të cilët mund të jenë potencialisht konkurrues dhe kontradiktorë ndaj njëri-tjetrit. Për më tepër, ajo nuk nënkupton një angazhim të bankës qendrore për të ndryshuar normën e interesit për të korrigjuar devijimet e normës së rritjes së parasë nga VR-ja në përputhje me objektivin final të saj. Në fakt, ashtu si në rastin e BQE-së, VR-ja shërben për të ndihmuar vendimmarrjen në arritjen dhe ruajtjen e stabilitetit të çmimeve në

7 Më 13 tetor 1998, në kuadër të stratëgjisë së saj të politikës monetare të orientuar drejt stabilitetit, Banka Qendrore Evropiane theksoi se arritja e stabilitetit të çmimeve duhet të shihet në një kontekst afatmesëm për shkak të pamundësisë së politikës monetare për të ankoruar pritjet inflacioniste në periudhat më të shkurtra. Nën supozimin e natyrës bazë monetare të inflacionit në periudhën afatmesme, BQE-ja i caktoi një rol të rëndësishëm parasë. Duke u bazuar në analizat e saj, BQE-ja vendosi vlerën e parë të referimit në 4.5%. Elementi tjetër i strategjisë, i përfshirë nën “shtyllën e dytë” të saj, merr në konsideratë analizimin e një sërë treguesish jomonetarë për të vlerësuar rreziqet ndaj stabilitetit të çmimeve.8 Shih gjithashtu ECB (1998); Beck dhe Wieland (2007).9 Në aspektin empirik, kjo marrëdhënie ka qenë më e qartë në periudhat me nivel të lartë inflacioni, por vlerësimet e fundit kanë ritheksuar vlefshmërinë e tij në periudhat me inflacion të moderuar. Shih, për shembull, ECB (2004); Gerlach, (2004); Bordo dhe Filardo, (2006); të cilët marrin në konsideratë kushte të ndryshme të inflacionit përfshirë inflacion të ulët dhe deflacion.10 Shih, ECB (1998); ECB (1999a); ECB (1999b); ECB (2000a); ECB (2000b); ECB (2001a); ECB (2001b); ECB (2001c); ECB (2001d); ECB (2001e); Masuch, et al., (2001); ECB (2004).

-9-

përputhje me objektivin sasior të publikuar dhe identifikimit në kohë të presioneve inflacioniste në afatin e mesëm dhe atë të gjatë.

Prandaj, VR-ja paraqet informacionin për zhvillimet monetare në mënyrë koherente dhe përcjell tek publiku analiza të larmishme, si dhe siguron që vendimmarrja të jetë gjithëpërfshirëse e bazohet në këndvështrime të ndryshme analitike11. Gjithsesi, Brand, et al., (2002) sugjeron se VR-ja duhet të përmbushë dy kritere bazë. Së pari, instrumenti monetar mbi të cilin llogaritet VR-ja duhet të ketë një marrëdhënie afatgjatë të qëndrueshme (ose të paktën të parashikueshme) me nivelin e çmimeve (por edhe me treguesit e tjerë makroekonomikë) në periudhën afatmesme. Së dyti, zhvillimet monetare duhet të mbartin informacion mbi zhvillimet inflacioniste në të ardhmen. Nëse këto kushte plotësohen, atëherë VR-ja duhet të paraqesë qartësisht një normë rritjeje të treguesve monetarë, e cila duhet të jetë në përputhje me stabilitetin e çmimeve në periudhën afatmesme, pasi devijimet sinjalizojnë rrezikun e presioneve inflacioniste në të ardhmen.

Në rastin e Shqipërisë, studime të mëparshme empirike e adresojnë këtë çështje në aspektin e funksionit të kërkesës për para, në të cilat raportohet se treguesit monetarë janë të kointegruar me prodhimin, normën e interesit dhe atë të inflacionit dhe kursin e këmbimit në një marrëdhënie afatgjatë të qëndrueshme12. Studime të tjera13 tregojnë se agregati i parasë së gjerë, M3, ofron karakteristika të kënaqshme orientuese në lidhje me ankorimin e pritjeve inflacioniste në të ardhmen, sidomos në periudhën afatmesme. Gjithsesi, këto punime bazohen në të dhëna që i referohen periudhës përpara vitit 2007. Për këtë arsye, por edhe në prag të ndryshimeve strukturore të mëtejshme të ekonomisë shqiptare dhe krizës financiare globale

11 Shih, ECB (2000a) dhe Masuch, et al., (2001).12 Tanku (2006) bazohet në qasjen e ‘Testit të Kufirit’ të metodës autoregresive të shpërndarjes së vonesave kohore (ASHVK) dhe Shijaku (2007) përdor qasjen sipas Mekanizmit të Vektorit të Korrigjimit të Gabimit (MVKG). I dyti, gjithashtu, vlerëson nëpërmjet qasjes ASHVK, por nuk gjen evidenca empirike për të vijuar përtej qasjes së “Testit të Kufirit”. Punët e tjera empirike janë jobindëse, për shkak të mangësive lidhur me gjatësinë dhe saktësinë e të dhënave kohore. Kalra (1998) dhe Tase (2004) gjejnë evidenca të marrëdhënies së qëndrueshme, ndërsa Muço et al. (2004) dhe Kolasi, et al. (2004) sugjerojnë se kërkesa për para është e paqëndrueshme.13 Shih: Luçi dhe Ibrahimi (2005); Themeli dhe Kolasi (2006); Çeliku, et al., (2006); Themeli (2008).

-10-

(KFG), është me interes të veçantë të rishikohet nëse sjellja e vërejtur më parë mbetet e njëjtë. Në të njëjtën kohë, ky material diskutimi paraqet një instrument cilësor që lidhet me llogaritjen e VR-së për normën e rritjes vjetore të stokut të parasë, por që duhet të jetë në përputhje me stabilitetin e çmimeve gjatë periudhës afatmesme. Në përgjithësi, materiali analizon qasjen monetare të bankës qendrore, sidomos harmonizimin e strategjisë së politikës monetare të Bankës së Shqipërisë për ankorimin e pritjeve inflacioniste në të ardhmen me qasjen monetare të Friedman-it.

Avantazhet e materialit është e katërfishtë. Së pari, punimi paraqet një analizë empirike mbi funksionin e kërkesës për para dhe qëndrueshmërinë e tij në kohë. Së dyti, në të raportohet edhe aftësia shpjeguese e parasë ndaj ankorimit të pritjeve inflacioniste në të ardhmen. Së treti, në dijeninë tonë më të mirë, kjo është hera e parë që VR-ja llogaritet lidhur me normën e rritjes vjetore të parasë, për t’i dhënë këtij treguesi një rol të rëndësishëm në të ardhmen në procesin e hartimit dhe zbatimit të politikës monetare në Bankën e Shqipërisë. Vlen të përmendet edhe fakti se kampioni i studiuar përmirëson më tej punimet e mëparshme dhe përditëson gjetjet e tyre, duke përfshirë edhe periudhën pas krizës financiare globale, e cila mundëson kanalizimin e informacionit të ri në vendimmarrje.

Pjesa e mbetur e punimit është strukturuar si vijon. Seksioni 2 përshkruan strategjinë e politikës monetare të Bankës së Shqipërisë, duke përfshirë rolin e kërkesës për para në këtë strategji. Seksioni 3 paraqet metodologjinë për vlerësimin e kërkesës për para në rastin e Shqipërisë dhe lidhjen midis parasë dhe inflacionit. Seksioni në vijim paraqet rezultatet empirike. Seksioni i fundit përmbledh përfundimet e materialit.

-11-

2. STRATEGJIA E POLITIKËS MONETARE E BANKËS SË SHQIPËRISË

Në përmbushje të objektivit kryesor të politikës monetare14, Banka e Shqipërisë përdor agregatin monetar të parasë së gjerë, M3, si tregues të presioneve inflacioniste në ekonomi. Në fakt, që nga hartimi dhe zbatimi i politikës monetare në Shqipëri në vitin 1992, në përputhje me programet e mbështetjes teknike të Fondit Monetar Ndërkombëtar, Banka e Shqipërisë ka zbatuar kuadrin e shënjestrimit monetar dhe mbështetjen e instrumenteve të drejtpërdrejta administrative dhe regjimit të lirë të kursit të këmbimit15. Brenda këtij kuadri, agregati M3 shërbeu si objektiv i ndërmjetëm i politikës monetare për të matur presionet inflacioniste në ekonomi, sipas së cilës rritja e saj përtej kërkesës së ekonomisë për të, sinjalizon dhe është premisë për rritjen e presioneve inflacioniste16. Objektivi kryesor ishte “të ruhej vlera e monedhës kombëtare (Lekë) si brenda dhe jashtë vendit”17.

Në vitet pasuese, politika monetare shqiptare pësoi transformime të mëdha. Së pari, në vitin 1996, objektivi kryesor i bankës qendrore u ripërcaktua si “arritja dhe ruajtja e stabilitetit të çmimeve”18. Së dyti, gjatë vitit 1997, u përmirësuan ndjeshëm përcaktimet ligjore të pavarësisë së Bankës së Shqipërisë. Së treti, në fund të vitit 1998, filloi publikimi i objektivit sasior të stabilitetit të çmimeve i formuluar në terma të ndryshimit vjetor të Indeksit të Çmimeve të Konsumit 14 Në bazë të nenit 3, pika 4, shkronja “a”, të ligjit nr. 8269, datë 23.12.1997 “Për Bankën e Shqipërisë”, objektivi kryesor i politikës monetare është arritja dhe ruajtja e stabilitetit të çmimeve, e cila nënkupton arritjen e normave të ulëta por pozitive të inflacionit dhe ruajtjen e tyre për periudha relativisht të gjata kohe. Në terma sasiorë, me stabilitet çmimesh Banka e Shqipërisë nënkupton mbajtjen e inflacionit të çmimeve të konsumit në nivelin 3.0%, me një mundësi luhatjeje prej ± 1 pikë përqindjeje rreth kësaj vlere qendrore. 15 Vlera e lekut kundrejt monedhave të tjera përcaktohet lirisht nga raportet e kërkesës dhe të ofertës në tregun valutor.16 Kjo bazohet në teorinë sasiore të parasë dhe objektivin për rritje ekonomike, si dhe vlerësimin për shpejtësinë e parasë. Në fillim, ky objektiv u përcaktua në bazë mujore për arsye të pasigurive të larta gjatë vitit 1992, pastaj me bazë tremujore, derisa kaloi tërësisht në bazë vjetore [Shih edhe Fullani (2009)].17 Sipas Themeli (2008), për përzgjedhjen e kësaj kornize, Banka e Shqipërisë ishte e detyruar nga niveli i zhvillimeve të tregjeve financiare, mbështjetja institucionale dhe niveli i ulët i rezervave valutore.18 Ligji nr. 8076, i datës 22/02/1996 “Për Bankën e Shqipërisë”.

-12-

(IÇK)19, sipas të cilit u synua një rritje e nivelit të IÇK-së në vend brenda intervalit 2% – 4%20. Ndërkohë, nga viti 2006, ky objektiv u ripërcaktua në nivelin 3.0% me një tolerancë ±1 pikë përqindje rreth tij21. Treguesi kryesor i balancës së presioneve inflacioniste në ekonomi është devijimi i inflacionit të parashikuar në afat të mesëm nga niveli i synuar i tij. Kjo sintetizohet më pas sipas kuptimit të procesit të formimit të inflacionit dhe reagimit të mekanizmit të transmetimit të politikës monetare22.

Në aspektin operacional, në fillim të viteve 2000, zbatimi i politikës monetare pasqyroi më mirë parimet e tregut të lirë. Arritja e objektivit të synuar u mundësua nëpërmjet një kuadri instrumentesh monetare indirekte23. Norma e marrëveshjeve të riblerjes me maturim 7-ditor, që aplikohet në ankandet e rregullta javore, u bë instrumenti më i rëndësishëm i politikës monetare të Bankës së Shqipërisë24. Objektivi operacional i politikës monetare, që nga viti 2012, është orientimi i normave afatshkurtra të interesit në tregjet ndërbankare drejt nivelit të normës bazë të interesit të Bankës së Shqipërisë, si dhe minimizimi i luhatjeve të tyre.

19 Krahas tij, me qëllim përmirësimin e vendimmarrjes së politikës monetare, Banka e Shqipërisë përdor edhe matje të tjera të inflacionit, si inflacionin bazë, inflacionin e mallrave të tregtueshme dhe të patregtueshme, dhe pritjet inflacioniste të agjentëve ekonomikë.20 Për momentin, nga njëra anë, ky objektiv do të ankoronte inflacionin dhe pritjet e tij në një nivel pozitiv të ulët. Nga ana tjetër, do të krijonte hapësirën e nevojshme për një rritje më të lartë ekonomike, në krahasim me vendet e tjera, si dhe do të lehtësonte një proces më të butë konvergjence me vendet e zhvilluara.21 Objektivi i inflacionit do të vazhdojë të matet me normën vjetore të ndryshimit në Indeksin e Çmimeve të Konsumit, që llogaritet dhe publikohet nga Instituti i Statistikave të Shqipërisë (INSTAT). [Banka e Shqipërisë (2012), f. 10]. Së fundi, duke filluar nga viti 2015, objektivi i synuar është arritja dhe ruajtja e stabilitetit të çmimeve në periudhën afatmesme në nivelin 3.0%.22 Në praktikë, për të matur rritjen e çmimeve në ekonomi përdoren një sërë treguesish, si indeksi i çmimeve të konsumit, indeksi i çmimeve të prodhimit, indeksi i pagave apo indekse të tjera, të cilat matin çmimet e produkteve specifike. Shih Banka e Shqipërisë (2015).23 Banka e Shqipërisë do të vazhdojë të përdorë rritjen e parasë si objektiv të ndërmjetëm, i cili në përputhje me Fondin Monetar Ndërkombëtar u përcaktua sipas qasjes së Politikës Monetare të Bilancit të Pagesave.24 Kjo normë interesi vijon të përcaktohet nga Këshilli Mbikëqyrës i Bankës së Shqipërisë dhe shpreh qëndrimin e politikës monetare të Bankës së Shqipërisë. Gjithashtu, ajo shërben si sistem referimi në përcaktimin e normave të tjera të interesit të vendosura nga Banka e Shqipërisë.

-13-

Për më tepër, Banka e Shqipërisë i ka kushtuar vëmendje të vazhdueshme përmirësimeve në kuadrin analitik dhe teknik, kërkimit dhe procesit vendimmarrës të politikës monetare, si dhe komunikimit me publikun. Së pari, ajo i ka kushtuar një rëndësi të madhe ndërtimit të serive kohore mbi pritjet e agjentëve ekonomikë (si Indeksi i Besimit të Biznesit, Indeksi i Besimit të Konsumatorit, etj.), vrojtimit mbi pritjet e agjentëve financiarë për inflacionin, kursin e këmbimit dhe normën e interesit. Këta tregues sigurojnë informacion të vlefshëm për ecurinë aktuale dhe të pritur të inflacionit, si dhe për balancën e rreziqeve në ekonomi. Së dyti, vendimmarrja e politikës monetare mbështetet mbi një analizë të gjerë të treguesve ekonomikë, monetarë dhe financiarë.

Në komunikimet e saj publike, Banka e Shqipërisë thekson me forcë përcaktimin sasior të objektivit të normës së inflacionit dhe ankorimin e pritjeve inflacioniste rreth këtij objektivi, gjithsesi duke mbajtur disi “në hije” objektivin e ndërmjetëm për rritje vjetore të parasë dhe objektiva të tjerë operativë. Në të njëjtën kohë, çdo ndryshim i mëtejshëm i strategjisë së politikës monetare, pasqyrohet edhe në Dokumentin e Politikës Monetare, ndërsa politika monetare dhe vendimet e marra në zbatim të saj i komunikohen publikut nëpërmjet disa dokumenteve kryesore, të tillë si raporti tremujor i politikës monetare, analiza periodike, raportimi periodik në Kuvendin e Republikës së Shqipërisë dhe publikimi i vendimeve të Këshillit Mbikëqyrës të Bankës së Shqipërisë në lidhje me politikën monetare, brenda ditës së marrjes së vendimit.

3. METODOLOGJIA

Ky seksion fokusohet në llogaritjen e VR-së mbi agregatin monetar të parasë së gjerë, M3, i cili në të ardhmen mund të shërbejë si instrument bazë në analizat e tërthorta në afatin e mesëm dhe atë të gjatë. Prandaj, duke u bazuar në punimet nga Issing (2002) dhe Brand, et al., (2002), në fillim do të vlerësohet nëse funksioni i kërkesës për para është ende i qëndrueshëm, veçanërisht pas KFG-së, dhe më pas do të analizohet nëse ekziston ende një lidhje afatgjatë midis parasë dhe nivelit të çmimeve.

-14-

A. FUNKSIONI I KËRKESËS PËR PARA

Në literaturën teorike dhe empirike25, qëndrueshmëria në marrëdhënien midis parasë dhe nivelit të çmimeve vlerësohet kryesisht në kontekstin e funksionit të kërkesës për para. Ky funksion shpreh kërkesën për para në raport ndaj nivelit të çmimeve dhe treguesve të tjerë makroekonomikë të tillë si prodhimi, norma e interesit dhe kursi i këmbimit. Prandaj, kushti i parë bazohet në vlerësimin empirik të ndjekur nga Shijaku (2007), i shprehur si vijon:

(1)

Ku, M është logaritmi i stokut real të parasë [të tillë si agregati monetar i parasë së ngushtë (M1), asaj të ndërmjetme (M2) dhe parasë së gjerë (M3)]; është diferenca e parë e logaritmit të Indeksit të Çmimeve të Konsumatorit (IÇK); është logaritmi i Prodhimit të Brendshëm Bruto (PBB) reale; EX është logaritmi i normës së kursit real efektiv të këmbimit; është norma e interesit të depozitave me afat 12-mujor në monedhën vendase, lekë; t është një prijës i kohës; dhe D97 është një ndryshore binare e thyerjes strukturore dhe e zhvendosjes, e cila merr vlerat 0 për periudhën T4 1993 - T2 1997, dhe 1 ndryshe.

Kundrejt kësaj qasjeje, ekuacioni i kërkesës për para rikonceptohet duke marrë parasysh dy ndryshime. Së pari, në studimet empirike, kërkesa për para paraqitet si funksion i stokut të balancës reale. Prandaj, në vend të normës së interesit në terma nominalë përdoret norma reale, e cila shmang ndërthurjen e treguesve nominalë me ato realë26. Së dyti, kushti që lidhet me qëndrueshmërinë e funksionit testohet duke filluar nga periudha T1 2001, duke qenë se në fund të vitit 2000, Banka e Shqipërisë ndryshoi instrumentet

25 Coenen dhe Vega (1999); Calza, et al., (2001); Carstensen (2004); Dreger, et al., (2006); Beyer, (2009); Belke dhe Czudaj (2010); Padham (2011); Hall, et al., (2012).26 Sipas Achsani (2010), duke përdorur bilancin e parasë në terma realë si tregues i varur do të thotë se homogjeniteti i nivelit të çmimit është imponuar në mënyrë të qartë në model. Përveç kësaj, studimet nga Boughton (1981), Johansen (1992a) dhe Sriram, 1999) sugjerojnë se kjo qasje sjell më pak probleme që lidhen me çështjet ekonometrike. Shijaku, (2007) beson se përzierja e termave nominalë me ato realë mund të çojë në rezultate kontradiktore.

-15-

operacionale administrative nga ato direkte në indirekte27. Prandaj, edhe përfshirja e ndryshores binare mbi thyerjet strukturore që lidhen potencialisht me vitin 1997 bëhet i pavend, duke qenë se periudha e kampionit fillon nga T1 2001.

Formalisht, sipas metodës së Mekanizmit të Vektorit të Korrigjimit të Gabimit (MVKG), funksioni i parasë shprehet si vijon:

(2)

Ku, Δ është një operator i ndryshimit; është vektori i konstantes; paraqet matricën e koeficientëve që mat efektin në kohë të

treguesve ndaj njëri-tjetrit; është parametri i shpejtësisë së axhustimit drejt nivelit ekuilibër; është vektori i normës së gabimit dhe ; Xit = (M, P, , EX, ) është vektor i një numri të treguesve të vrojtuar endogjenë; përfaqëson normën reale të interesit për depozitat në lekë me afat 12-mujor. Treguesit e tjerë paraqiten si më parë.

Ashtu si punimi i Shijaku, (2007) edhe specifikimi i modelit tonë përcaktohet në kuadër të ekuilibrit në tregun e mallrave dhe atë të parasë, duke nënkuptuar se analizimi empirik i tij bëhet mbi bazën e teorisë makroekonomike. Së pari, përfaqëson një tregues shkalle që lidhet me numrin e transaksioneve dhe/ose mirëqenien në tërësi. Prandaj, pritet të ketë një lidhje pozitive midis tij dhe kërkesës për para28. Së dyti, ashtu siç Korap dhe Saarcioglu (2005) sugjerojnë, kërkesa për para është funksion i motiveve inkurajuese dhe/ose dekurajuese të mbajtjes së parasë, të cilat lidhen veçanërisht me normën e interesit brenda vendit ose jashtë tij, kthimin nga kapitali aksioner, ndryshimet në kursin e këmbimit dhe normën e inflacionit, ndërsa shenja e tyre varet nga fortësia

27 Instrumenti operacional kryesor i tregut për përçimin e efekteve të politikës monetare është norma e interesit të marrëveshjes së riblerjes njëjavore (REPO) të tregut të hapur me anë të së cilës Banka e Shqipërisë shet letra me vlerë, duke marrë përsipër t’i blejë ato sipas kushteve të rëna dakord paraprakisht me një bankë të nivelit të dytë, me qëllim zvogëlimin e përkohshëm të likuiditetit në sistemin bankar. Prandaj, lidhja midis parasë dhe normës së interesit është teorikisht më bindëse.28 Teoria sasiore e parasë parashikon elasticitetin e kërkesës për para në vlerën 1. Teoria e inventarit sugjeron një vlerë më të ulët, ndërsa sipas teorisë së portofolit, vlera e saj duhet të jetë më e lartë se 1. Shih gjtihashtu Tanku (2006) dhe Shijaku (2007).

-16-

e efektit të mirëqenies krahasuar me atë të zëvendësimit29. Në njërën anë, norma reale e interesit, , vepron si tregues i kostos oportune të mbajtjes së aktiveve në formë likuide kundrejt investimit në instrumente alternative [Calza et al (2001)]. Sipas Dreger, et al., (2006) koeficienti duhet të ketë shenjë negative. Tanku (2006) pranon se koeficienti i kostos oportune mund të ketë vlerë pozitive, por njëkohësisht argumenton se një shenjë negative nuk përjashtohet për shkak të efektit të përçimit të normës së interesit të instrumenteve të investimit dhe kreditimit alternativ30.

Përveç kësaj, EX dhe P përbëjnë një pjesë të alokimit të portofolit të agjentëve ekonomikë. Në njërën anë, norma e inflacionit, P, paraqet normën e kthimit të aktiveve reale (apo normën negative të kthimit nga stoku i parasë). Prandaj, pritshmëritë mbi rritjen e çmimit të aktiveve mund të ulin kërkesën për para duke qenë se norma më e lartë e inflacionit rrit koston oportune të mbajtjes së parasë. Kështu, pritet që ky tregues të ketë shenjë negative. Në anën tjetër, Padham (2011) beson se çdo rritje në çmimin e aktiveve e shoqëruar nga fortësia e efektit të mirëqenies, rrit stokun e parasë, pasi kthimi prej saj rritet. Kjo mund të nxisë njerëzit të mbajnë më shumë para, duke bërë që edhe stoku i parasë të rritet. Në mënyrë të ngjashme, ecuria rritëse në kursin e këmbimit mund të perceptohet edhe në aspektin e mirëqenies financiare të individëve. Kjo nënkupton se nëse nënçmimi i monedhës vendase, shoqëruar me rritjen e pritjeve për nënçmimin e saj të mëtejshëm në të ardhmen, bën që individët të riorganizojnë portofolet e kapitalit drejt atyre më tërheqëse dhe fitimprurëse (p.sh., zhvendosjen drejt portofoleve në valutë), dhe anasjelltas31.

Në aspektin empirik, përtej përparësive të shprehura nga Shijaku dhe Kalluci (2012)32, një tjetër veçori e vlerësimit sipas qasjes së MVKG-së lidhet me faktin se kjo metodë, ndryshe nga kufizimi teorik

29 Shih Friedman (1988); Calza, et al., (2001); Dreger, et al., (2006); Tanku, (2006); Padham, (2011).30 Tanku (2006) sugjeron se kjo rrit koston oportune të mbajtjes së parasë, duke ndikuar negativisht në kërkesën e parasë. Prandaj, mundësia e marrjes së një lidhjeje negative përgjatë vlerësimit nuk përjashtohet.31 Shih gjithashtu Tanku (2006); Padham (2011).32 Shih gjithashtu Giorgioni dhe Holden (2001); Calza, et al., (2001), Juselius (2003); Tanku (2006).

-17-

(por jo statistikor) i metodës Autoregresive të Shpërndarjes së Vonesës Kohore (ASHVK) të përdorur nga Tanku (2006), nuk bazohet në ekzistencën e një marrëdhënieje kointegruese (shkakësisë së njëkahshme)33, i cili bie ndesh me supozimin monetarist të Bankës së Shqipërisë mbi politikën monetare sipas qasjes së Fridman-it34, ndërsa testojmë qëndrueshmërinë e kërkesës për para. Në anën tjetër, nuk përjashtohet mundësia e ekzistencës së më shumë se një marrëdhënieje afatgjatë, sikurse a priori nuk mund të supozohet se një pjesë e treguesve janë ekzogjenë.

B. PARAJA DHE INFLACIONI: QASJA P*

Shtylla monetare është një qasje informuese. Ajo mbështetet tek strategjia e politikës monetare e orientuar drejt stabilitetit të çmimeve dhe përkufizimi i kritikës së Lucas (1980) se një ndryshim i dhënë mbi ndryshimin e normës së sasisë së parasë shkakton një ndryshim të njëjtë në nivelin e çmimeve. Implikimi kryesor për ta bërë këtë qasje të zbatueshme është të provohet në mënyrë empirike se paraja mbart informacion lidhur me zhvillimet në normën e inflacionit, që mund të përdoret më pas nga banka qendrore në procesin e vendimmarrjes [Paesani (2003)]. Prandaj, ky seksion paraqet evidenca mbi ekzistencën e lidhjes midis normës së rritjes së stokut të parasë dhe asaj të inflacionit në rastin e Shqipërisë, të bazuar në kurbën e Philip-it, sipas Gerlach dhe Svensson (2001) dhe i zbatuar në rastin e Shqipërisë nga Themeli (2008), i shprehur si vijon:

(3)

ku, paraqet ndryshimin midis pritjeve inflacioniste dhe normës së synuar në periudhën e ardhshme, marrë nga Dokumenti i Politikës Monetare i publikuar nga Banka e Shqipërisë;

33 Modeli u vlerësua edhe nëpërmjet qasjes së ASHVK-së, ndërsa rezultatet e gjetura sipas testit të ASHVK-së së kufijve mbështesin ekzistencën e shkakësisë së njëkahshme midis treguesit të varur (stokut të parasë) dhe atyre të pavarur nën specifikimin e tij me 4 vonesa kohore.34 Duke qenë se Strategjia Afatmesme e Politikës Monetare të Bankës së Shqipërisë paraqet një justifikim të qartë, atëherë kushti i parë që lidhet me qëndrueshmërinë e kërkesës për para u vlerësua mbështetur tek qasja e MVKG-së.

-18-

paraqet ndryshimin midis normës së inflacionit35 dhe atij të synuar në periudhën aktuale; paraqet hendekun e parasë në terma realë ose ndryshimin midis stokut aktual të parasë në terma realë dhe atij potencial të vlerësuar sipas qasjes të filtrit Hodrick-Prescot (HP)36; paraqet pritjet mbi inflacionin e importuar në rastin e Shqipërisë37; paraqet një set tjetër të goditjeve të ofertës të tillë si, hendeku i prodhimit sipas qasjes së filtrit HP, , dhe hendekut të stokut të parasë së ndërmjetme (M2) në terma realë, paraqet një vektor të normës së gabimit dhe ;

> 0.

Kjo qasje, ashtu siç pretendohet nga Themeli (2008), ka disa përparësi. Së pari, modeli bazohet në pritjet inflacioniste dhe objektivin e synuar të bankës qendrore. Së dyti, ajo merr në konsideratë hendekun e stokut të parasë në terma realë. Prandaj, ekziston një lidhje më konkrete midis agregatëve monetarë dhe normës së inflacionit. Gjithashtu, ashtu si hendeku i prodhimit, edhe ai i parasë në terma realë vepron në të njëjtën formë përsa i përket përcaktimit të dinamikës së normës së inflacionit në periudhën afatshkurtër. Së fundi, modeli lejon vlerësimin e njëkohshëm të dinamikës afatshkurtër të inflacionit (në bazë të një marrëdhënieje të formës sipas kurbës së Philips-it) dhe kërkesës për para (bazuar në treguesit shpjegues tradicionalë dhe të specifikuar në kushtet e mekanizmit të korrigjimit të gabimit).

Njëkohësisht, bazuar në sugjerimet e Themeli (2008), modeli i specifikuar më sipër u përshtat për të pasqyruar mangësitë që vijnë si pasojë e cilësisë së të dhënave dhe metodës së vlerësimit. Së pari, modeli i specifikuar bazohet në një kampion që pasqyron një periudhë më të gjatë kohore, duke rritur besueshmërinë e vlerësimit empirik. Së dyti, bazohet në hendekun e prodhimit të ndërtuar

35 Modeli bazohet në ndryshimet vjetore të nivelit të çmimeve, pt, të shndërruar fillimisht në formën logaritmike.36 Themeli (2008) beson se ekuacioni (3) nënkupton se nëse modeli P* qëndron, atëherë përcaktuesi i vërtetë i inflacionit të çmimeve është hendeku i stokut të parasë reale në vend të rritjes nominale të saj të përdorur zakonisht në shënjestrimin monetar nga bankat qendrore.37 Për të kapur efektet specifike të një ekonomie të vogël të hapur, Themeli (2008) përfshin në kurbën e Phillips-it edhe normën e inflacionit të importuar.

-19-

sipas metodës së funksionit të prodhimit Cobb-Douglas38, duke shmangur qasjen sipas filtrit HP. Së treti, metoda e kointegrimit sipas Engel dhe Granger (1987), përmirësohet duke u bazuar tek ajo sipas Johansen (1981). Kjo nënkupton se specifikimi i modelit bëhet sipas qasjes së MVKG-së, i cili më pas përdoret për të llogaritur nivelin optimal të stokut të parasë.

Për më tepër, edhe metoda e ndjekur për vlerësimin e modelit P* pasi bazohet në qasjen e MPM-së, e cila përbën një zgjidhje alternative në rastet kur modeli i specifikuar vuan nga endogjeniteti midis treguesve, në rastin tonë ai midis normës së inflacionit dhe parasë. Së pari, kjo qasje lejon përdorimin e variablave instrumentalë për t’u marrë me problemet e endogjenitetit midis variablave në krahun e djathtë39. Së dyti, testi Hausman, bazuar në hipoteza J-statistikore, mund të përdoret për të testuar vlefshmërinë e hipotezës së kufizimeve të mbiidentifikuara.

C. VLERA BAZË E REFERIMIT PËR RRITJEN VJETORE TË PARASË

Seksioni në vijim fokusohet tek VR-ja sipas ekuacionit të Fisher-it, në të cilën vektori i qarkullimit të parasë shprehet si funksion i stokut të parasë, të ardhurave reale dhe normës së inflacionit. Për këtë arsye, shpejtësia e qarkullimit të parasë shpreh shpeshtësinë me të cilën paraja kalon midis mbajtësve të ndryshëm të saj dhe sesa shpeshtësinë e nevojës së këtij instrumenti për shërbimin e një niveli të caktuar të transaksioneve nominale. Prandaj, në terma të normës

38 Treguesi paraqet devijimin nominal të PBB-së aktuale nga niveli potencial i vlerësuar sipas Kota (2007).39 Metoda e Katrorëve të Zakonshëm më të Vegjël (MKZV) dhe ajo e Katrorëve të Zakonshëm të Peshuar (MKZP) janë të njëanshëm dhe jokonsekuent nëse treguesit në krahun e djathtë janë të korreluar me termin e gabimit. Shih edhe Shijaku dhe Gjokuta (2012).

-20-

së rritjes vjetore40, kjo nënkupton se ndryshimi në stokun e parasë në një ekonomi është funksion i ndryshimit të transaksioneve nominale minus ndryshimit të shpejtësisë, e shprehur matematikisht si:

(4)

ku, paraqet stokun e parasë, paraqet vëllimin e tranksaksioneve reale në një ekonomi ose të ardhurat në terma realë, paraqet nivelin e çmimeve dhe referohet shpejtësisë së qarkullimit të parasë.

Në përputhje me sugjerimin e Issing, (2002) dhe Brand, et al., (2002), llogaritja e VR-së bazohet në zbatimin e një metode të thjeshtë, e cila nuk merr parasysh ndikimin e treguesve të tjerë makroekonomikë, për shembull inflacionin dhe normën e interesit në të dhënat dhe shpejtësinë e qarkullimit të parasë. Sipas kësaj qasjeje,

dhe përfaqësojnë rritjen potenciale të të ardhurave dhe objektivin e bankës qendrore për inflacionin, ndërsa treguesi që duhet të vlerësohet është shpejtësia e qarkullimit të parasë, . Ky tregues vlerësohet nën hipotezën e sjelljes së qëndrueshme (të integruar të rendit zero) rreth një trendi linear dhe sipas qasjes së testeve standarde të rrënjës njësi, të tillë si Augmented Dickey-Fuller (ADF) dhe Phillips Perron (PP), të shprehur si:

(5)

Ku, përfaqëson një tregues të trendit kohor, përfaqëson një tregues rastësor me mesatare zero, është koeficienti që mat ndikimin e ndryshimeve afatmesme të shpejtësisë së qarkullimit të parasë. Në kontrast me këtë, vektori i shpejtësisë rezulton jostacionar, i cili teorikisht nënkupton se ai mund të devijojë edhe më tej nga trend-i me kalimin e kohës. Përkundrejt këtij rezultati,

40 Nisur nga Brand, et al., (2002) janë bërë disa supozime të mëtejshme. Së pari, në afatin e gjatë, të ardhurat reale përcaktohen kryesisht nga faktorë të ofertës. Së dyti, shpejtësia e qarkullimit të parasë është e qëndrueshme ose funksion i një numri të vogël të treguesve shpjegues. Së treti, sasia e stokut të parasë në një ekonomi supozohet se përcaktohet në mënyrë të pavarur nga secili prej tre treguesve të tjerë ashtu siç ofrohet nga banka qendrore. Në këtë përfundim, përfshirja e identitetit të Fisher-it në teorinë sasiore të parasë, l jen ekonomike potenciale, përfundimisht do të çojnë në rritjen e presioneve inflacioniste. Prandaj, sjellja e shpejtësisë është e një rëndësie themelore për një bankë qendrore, pasi ndryshimet në këtë tregues mund të ndikojnë drejtpërdrejt në lidhjen midis parasë dhe nivelit të çmimeve.

-21-

nën supozimin e rrënjës së njësisë, vektori i shpejtësisë diferencohet për të marrë një seri stacionare, duke marrë ndryshimin e vektorit të shpejtësisë në ekuacionin (5), si vijon:

(6)

Ku, përfaqëson një parametër të bredhjes së rastit, dhe nënkupton një proces stacionar me mesatare zero. Kjo mundëson vlerësimin e , e cila mund të formojë bazën për trendin e vektorit të shpejtësisë së qarkullimit të parasë në periudhën afatmesme.

4. QASJA E VLERËSIMIT EMPIRIK

Në këtë seksion paraqitet metodologjia e ndjekur. Në pjesën e parë paraqitet përshkrimi i të dhënave të përdorura përgjatë vlerësimit empirik të kërkesës për para, modelit P* dhe vektorit të shpejtësisë së qarkullimit të parasë. Në pjesën e dytë paraqiten rezultatet empirike.

A. GRUPI I TË DHËNAVE

Vlerësimi empirik i trajtuar më sipër bazohet në të dhëna për periudhën T1 2001 – T1 2012 dhe arsyeja është e dyfishtë. Së pari, kjo periudhë konsiderohet gjerësisht pasi paraqet një stabilitet makroekonomik më të madh. Së dyti, ajo bazohet veçanërisht në periudhën në të cilën banka qendrore ndryshoi instrumentet e saj operacionale, nga ato direkte në ato indirekte41. Në aspektin e të dhënave, treguesi i Prodhimit të Brendshëm Bruto (PBB) tremujor ( ) dhe Indeksi i Çmimeve të Konsumit (IÇK) u morën nga Instituti i Statistikave të Shqipërisë (INSTAT). Pjesa tjetër u mor nga Banka e Shqipërisë. Lidhur me modelin e kërkesës për para, treguesit e agregatëve monetarë dhe PBB-së deflatohen me IÇK-në për t’i shndërruar treguesit në terma realë dhe së bashku me kursin real efektiv të këmbimit (REER) futen në model në trajtën e logaritmit. Norma e depozitës 12-mujore ( ) shndërrohet 41 Muço, et al., (2004) argumenton se përdorimi i instrumenteve të drejtpërdrejta deri në vitin 1999, përveç se krijoi deformime në treg, dobësoi lidhjen midis parasë dhe normës së inflacionit. Shih gjithashtu Shijaku (2007).

-22-

në terma realë, duke zbritur normën vjetore të inflacionit në Shqipëri, e cila përfaqëson normën e vjetorizuar të inflacionit ( ) e llogaritur si [dlog(IÇK)x400]. Ajo përfshihet në model si norma e rritjes vjetore.

Lidhur me modelin, P*, përfaqëson diferencën midis pritjeve inflacioniste të ardhshme dhe objektivit të inflacionit të bankës qendrore për të njëjtën periudhë42, ndërsa pasqyron normën aktuale të tij. Ashtu si tek Themeli (2008), norma e inflacionit llogaritet si ndryshimi vjetor i IÇK-së, i shndërruar fillimisht në formën e logaritmit. Të dhënat mbi hendekun e prodhimit ( ) u morën nga Banka e Shqipërisë dhe përfaqësojnë devijimin në përqindje të PBB-së aktuale nga ajo potenciale të vlerësuar nëpërmjet qasjes së funksionit të prodhimit Cobb-Douglas [Kota, (2007)]. pasqyron pritjet e çmimeve të importit për rastin e Shqipërisë, të cilat maten duke kombinuar një indeks të peshuar të tregtisë që lidhet me çmimet e huaja të konsumit dhe normës së kursit nominal efektiv të këmbimit të marra nga Shllaku (2007). paraqet normën vjetore të rritjes së stokut të parasë së gjerë dhe përfaqëson mbetjet e vlerësuara nga ekuacioni (2) mbi agregatin monetar, M3. Së fundi, paraqet treguesin e shpejtësisë së qarkullimit të parasë së gjerë të vlerësuar si PBB-ja e vjetorizuar pjesëtuar me agregatin M3.

B. REZULATET EMPIRIKE

I. TESTI I RRËNJËS SË NJËSISË

Analiza empirike mbështetet në tre metodologji mjaft të dallueshme, veçanërisht në aspektin e parakushtit themelor që lidhet me karakteristikat e rendit të integrimit I(d) 43, e cila bën të nevojshëm analizimin e treguesve të përdorur nëpërmjet qasjes së testit të rrënjës njësi. Prandaj, si pjesë e qasjes sonë eklektike, fillimisht analizohen vetitë e rrënjës së njësisë të treguesve të përdorur në modelet e specifikuara. Së pari, kjo procedurë është e nevojshme për të kuptuar

42 Në terma numerikë, Banka e Shqipërisë synon që rritja vjetore e çmimeve të konsumit në vend të jetë në nivelin 3%. Shih edhe Dokumentin e Politikës Monetare të Bankës së Shqipërisë (2012).43 Enders (2010) tregon se metoda e MVKG-së bazohet në supozimin se treguesit janë të integruar të rendit të parë I(1), ndërsa ajo e MKZV-së dhe Metoda e Përgjithshme e Momenteve (MPM) kërkojnë që treguesit të jenë të integruar të rendit zero I(0).

-23-

karakteristikat e të dhënave. Së dyti, në bazë të këtyre rezultateve, ne sigurohemi se metodologjia e ndjekur është e përshtatshme për karakteristikat e të dhënave që disponojmë. Tabela 4 (në Shtojcë) paraqet rezultatet e testit të rrënjës së njësisë mbështetur tek qasja e Augemted Dickey Fuller (ADF) dhe Phillips Perron (PP), ndërsa përzgjedhja e vonesës kohore optimale të testit bazohet në Kriterin Informativ Schwarz (KIS). Rezultatet e këtyre testeve sugjerojnë se përgjatë periudhës së kampionit, agregatët monetarë, PBB-ja reale, kursi real efektiv i këmbimit, stoku i depozitës reale dhe vektori i shpejtësisë së qarkullimit të parasë janë të integruar të rendit të parë, I(1). Treguesit e tjerë janë të integruar të rendit zero, I(0) 44. Kjo është një tjetër dëshmi në favor të vlerësimit të kërkesës për para sipas qasjes së MVKG-së. Ndërkohë, modeli P* (bazuar tek MPM-ja) dhe modeli i vektorit të shpejtësisë së qarkullimit të parasë (bazuar tek MKZV-ja) vlerësohen në nivel. Për këtë arsye, dhe futen në modelet respektive si diferencë e parë.

II. QASJA E MVKG-SË

Si pikënisje, në përputhje me Hall, et al., (2012), fillimisht ndërtohet një model i vektorëve autoregresivë (VAR), i cili më pas parametrizohet në formën e MVKG-së për të testuar dhe inkorporuar rendin e duhur të marrëdhënies kointegruese në sistem. Në këtë aspekt, ndërtimi i modelit VAR me 4 vonesa kohore bazohet tek KIS-i, i cili gjithashtu përmbush kushtin e stabilitetit dhe të korrelacionit serial sipas testit (LM-së). Gjithsesi, bazuar tek Johansen (1988, 1991, 1995), u pa e arsyeshme që specifikimi i MVKG-së të realizohet duke u mbështetur tek 4 vonesa kohore në vend të 3 vonesave kohore, pasi në këtë mënyrë mundësohet plotësimi i kriterit të korrelacionit serial, siç raportohen në Tabelën 9 në Shtojcë. Më pas, në përputhje me Sorensen (2009) dhe Enders (2010), në hapin tjetër analizohet numri i marrëdhënieve kointegruese midis kërkesës për para dhe treguesve të tjerë, duke u mbështetur tek qasja e Testit të Kointegrimit Johansen (TKJ) 45. Rezultatet, në Tabelën 6 në Shtojcë, sugjerojnë se përgjatë kampionit të vlerësimit ekziston më së shumti

44 Këto karakteristika konfirmohen edhe nëpërmjet analizimit sipas metodës KPSS, rezultatet e të cilit mund të paraqiten sipas kërkesës.45 Testi Johanson i Kointegrimit (TJK) u bazua tek qasja me konstante dhe trend linear për treguesit, por jo në marrëdhëniet e kointegruara.

-24-

një marrëdhënie kointegruese për secilin nga agregatët monetarë46. Kjo na lejon të vijojmë analizimin e kërkesës për para të normalizuar si funksion të PBB-së, kursit të këmbimit, normës së interesit dhe asaj të inflacionit. Më pas, testohet në lidhje me një numër kufizimesh mbiidentifikuese me anë të testit LR me shpërndarje ( 2). Së pari, analizohet stacionariteti i normës së inflacionit, , rezultatet e të cilit (Tabela 7 në Shtojcë) hedhin poshtë hipotezën zero, duke konfirmuar se modeli i specifikuar pasqyron një marrëdhënie reale midis treguesve të integruar të rendit të parë, I(1). Së dyti, testohet për karakteristikat individuale dhe ato të përbashkëta që lidhen me ekzogjenitetin mbi rëndësinë e koeficientit të treguesve të tjerë endogjenë47. Rezultatet në Tabelën 8 në Shtojcë, paraqesin prova mbështetëse në favor të hipotezës zero në 1% nivel të rëndësisë48.

Skema e identifikimit për secilin model të specifikuar siç paraqitet në Tabelën 1, është relativisht e ngjashme dhe koeficientët afatgjatë të vlerësuar janë relativisht të njëjtë me rezultatet e përftuara pa përfshirjen e kufizimeve LR49. Së pari, vihet re se kërkesa për para është relativisht elastike ndaj ndryshimeve në kursin e këmbimit. Gjithashtu, kjo lidhje është statistikisht e rëndësishme. Në rastin e agregatit M1 dhe atij M2, koeficienti ka shenjë negative. Ndërsa, në rastin kur si tregues i varur përdoret agregati M3, koeficienti ka shenjë pozitive, i cili lidhet edhe me faktin se ky tregues përfshin gjithashtu edhe stokun e depozitave në valutë. Këto rezultate mbështesin pikëpamjen se efekti i zëvendësimit mbizotëron në ekonominë shqiptare. Elasticiteti është gjetur të jetë më i lartë në lidhje me M3,i ndjekur nga efekti i M1. Tanku, (2006) raporton relativisht të njëjtin rezultat dhe argumenton se një shpjegim i arsyeshëm ndoshta mund të jetë lehtësia dhe efikasiteti për të analizuar kursin e këmbimit si një tregues i kostos oportune krahasuar me normën e inflacionit dhe/ose atë të interesit. 46 Shijaku, (2007) gjen më së shumti 3 marrëdhënie kointegruese.47 Në këtë rast, hipoteza zero është që të gjithë treguesit e pavarur janë ekzogjenë të dobët të tillë që ata i përgjigjen mbetjeve me vonesë kohore të ekuacionit afatgjatë të kointegrimit.48 Testi i ekzogjenitetit të dobët të përbashkët nuk mund të refuzohet në rastin e stokut të parasë së ndërmjetme (M2). Prandaj, rezultatet në Tabelën 1 lidhur me këtë tregues raportohen pa kufizimin LR të koeficientit . Gjithsesi, ashtu si tek Shijaku dhe Kalluci (2012), një model i MVKG-së i me koeficientin afatgjatë të kufizuar lejon formulimin e kërkesës për para sipas parimit të shkakësisë së njëkahshme.49 Rezultatet e kufizimeve në afatin e gjatë mund të paraqiten sipas kërkesës.

-25-

Së dyti, edhe efekti i matur i ecurisë së aktivitetit ekonomik është statistikisht i rëndësishëm ndaj kërkesës për para, si dhe koeficienti që shoqëron këtë tregues ka shenjën pozitive të pritur. Vlera e koeficientit sugjeron se për çdo rritje me 1 pikë përqindje të aktivitetit ekonomik ( ), stoku i parasë së ngushtë rritet me rreth 0.184 pikë përqindje dhe asaj të ndërmjetme rritet me rreth 0.228 pikë përqindje. Gjithsesi, në aspektin e madhësisë së koeficientit, me një efekt rreth 0.345, ky efekt është relativisht më i lartë në rastin e M3, i cili është gjithsesi më i ulët se koeficienti i raportuar nga Tanku (2006) dhe Shijaku (2007).

Së treti, në aspektin statistikor, dhe kontribuojnë në mënyrë të rëndësishme ndaj kërkesës për para, por në aspektin influencues, mbizotëron një lidhje relativisht e dobët dhe joelastike. E para, ashtu si Shijaku (2007), vërehet se ka shenjë negative krahasuar me efektin pozitiv të raportuar nga Tanku (2006) 50. E dyta, megjithëse ka shenjë negative, elasticiteti i saj është relativisht më i ulëti midis treguesve të tjerë shpjegues. Ky rezultat është relativisht i përafërt në periudhën afatshkurtër dhe atë afatgjatë. Kjo nënkupton se kërkesa për para është relativisht më pak elastike ndaj zhvillimeve të normës së inflacionit51. Në përputhje me Taylor (1991), ky rezultat lidhet me presionet e ulëta inflacioniste në vend, ndërsa sipas Padham (2011), argumenti shkon përtej. Së pari, kjo pasqyron në mënyrë të qartë sjelljen racionale të agjentëve të brendshëm ekonomikë për të mbajtur rezerva të konsiderueshme të tepërta të aktiveve likuide në monedhën vendase. Së dyti, elasticiteti i ulët nënkupton se mallrat e tregtueshëm janë po aq të rëndësishëm si aktive alternative ashtu sikursesi ato në valutë, pasi ato mund të krijojnë mbrojtje kundrejt presioneve inflacioniste, por që në anën tjetër janë të ekspozuara ndaj rrezikut të kursit të këmbimit. Prandaj, elasticiteti i pritur i kërkesës për para ndaj inflacionit, ashtu siç parashtrohet në teorinë e konsumit të Friedman-it, mund të jetë zhvendosur tek kursi i këmbimit.

50 Në vijim të sugjerimit nga Shijaku (2007), përdorimi i normës reale të bonove 12-mujore në vend të asaj të depozitave nuk dha rezultatet e pritura, pasi modeli, ashtu si në rastin e Tanku (2007), ishte i paqëndrueshëm dhe humbiste karakteristikën e marrëdhënies së kointegruar.51 Tanku, (2007) dhe Shijaku, (2007) gjejnë rezultate të njëjta.

-26-

Në përgjithësi, rezultatet e gjetura janë në përputhje me teorinë ekonomike. Sipas Kulkarni dhe Erickson (2000), efekti i normës së interesit mbështet argumentin monetarist se kërkesa për para nuk diktohet nga norma e interesit. Gjithsesi, bazuar në argumentimin e Padham (2011), koeficienti i të ardhurave dhe ai që lidhet me normën e interesit janë në përputhje me teorinë Keynesiane të kërkesës për para. Për më tepër, ashtu si në rastin e Tanku (2006), rezultatet sugjerojnë qartë se në rastin e Shqipërisë, kanali i kursit të këmbimit është më i rëndësishëm sesa ai i normës së interesit për përcaktimin e kërkesës për para.

Lidhur me rezultatet e tjera, shenja dhe rëndësia statistikore në nivel 1% e koeficientit të korrigjimit të gabimit janë një tjetër shenjë që rikonfirmojnë marrëdhënie kointegruese në afatin e gjatë të gjetur, sipas procedurës së qasjes së KIJ-së midis treguesit të varur dhe atyre shpjegues. Kjo nënkupton se ekziston një mekanizëm i korrigjimit të gabimit që kthen kërkesën për para në nivelin ekuilibër, duke përbërë një tjetër dëshmi se ekuilibri në afatin e gjatë arrihet. Gjithsesi, ashtu si në rastin e Tanku (2006) dhe Shijaku (2007), shpejtësia e kthimit në nivelin ekuilibër është relativisht e ulët. Në aspektin strukturor, procesi është relativisht më i shpejtë për treguesin më likuid, duke sugjeruar se goditjet nga tregues më pak likuidë janë relativisht më persistente, veçanërisht në rastin e agregatit M3. Gjithashtu, madhësia është edhe më e ulët se në rastin e kërkesës për kredi bankare të gjetur nga Shijaku dhe Kalluci (2012).

Së fundmi, fokusi kryesor i këtij studimi është vlerësimi i funksionit të kërkesës për para në aspektin e lidhjes së qëndrueshme. Prandaj, duke qenë se periudha e kampionit është relativisht e shkurtër, kushti i stabilitetit vlerësohet me anë të testit të Shumës Kumulative (CUSUM) dhe Shumës Kumulative në Katror (CUSUMSQ)52, të cilat në këto raste japin rezultate më të qëndrueshme. Rezultatet e këtyre testeve raportohen në Diagramin 1 në Shtojcë. Ato sugjerojnë se varianca e mbetjeve është brenda kufijve prej 5% në nivel rëndësie. Kjo nënkupton se funksioni i kërkesës për para përgjatë periudhës së kampionit të vlerësuar është e qëndrueshme në rastin e Shqipërisë, 52 Sipas Lütkepohl (1993); Lütkepohl (2005); Hofmann (2001), qasja e MVKG-së nuk varet rreptësisht nga supozimi i normalitetit. Për këtë arsye, mosrespektimi i këtij parimi nuk është shumë i rëndësishëm për analizën tonë, duke qenë se edhe numri i vrojtimeve kohore është relativisht i ulët.

-27-

e cila konfirmon se kushti i parë për vlerësimin e vlerës së referencës plotësohet.

Tabela 1. identifikimi i marrëdhënies afatgjatë të kërkesës për para pa përfshirjen e kufizimeve në afatin e gjatë

  EX ir c ECM Adj R SSR AIC DW

-0.610 0.184 -0.021 -0.074 3.440 -0.286 0.61 0.03 -3.91 1.94  [ 2.0] [-9.9] [ 1.9] [ 4.3]   [-5.3]        

-0.212 0.228 -0.015 -0.008 0.958 -0.205 0.60 0.01 -5.83 1.78[ 2.1] [-34.0] [ 4.0] [ 1.5]   [-6.4]        0.746 0.345 -0.022 -0.009 -6.358 -0.146 0.69 0.01 -5.68 1.76[-8.5] [-54.8] [ 4.2] [ 1.8]   [-3.5]        

Bazuar në Gabimin Standard Newey-West HAC dhe kovariancën (lag truncation=3)  Statistika T në [ ]  

Burimi: Llogaritje të autorit.

III. QASJE P*

Ky seksion paraqet rezultatet e lidhjes midis normës së inflacionit, prodhimit dhe stokut të parasë në rastin e Shqipërisë për periudhën 2001 – 2012. Së pari, ashtu siç shpjegohet më sipër, elasticiteti afatgjatë i kërkesës (EAK) për para bazohet në ekuacionin (2) dhe vlerësohet nëpërmjet qasjes së MVKG-së. Prandaj, përfaqëson diferencën midis stokut të parasë reale dhe EAK-së së vlerësuar,

. Së dyti, bazuar në testin e rrënjës së njësisë, modeli vlerësohet në nivel sipas qasjes së MPM-së, ku norma e rritjes së stokut të parasë përfshihet si diferencë e parë. Së treti, duke marrë në konsideratë studimin e Gerlach dhe Svensson (2001), treguesit instrumentalë bazohen në treguesit në krahun e djathtë deri në 4 vonesa kohore, për të cilat testi Hausman jep prova mbështetëse mbi vlefshmërinë e hipotezës zero.

Ashtu siç tregohet në Tabelën 2, modeli P* ka mbështetje të rëndësishme empirike. Të gjithë koeficientët kanë shenjë të pritur pozitive, dhe përveç Δ( ), janë statistikisht të rëndësishëm në nivel besimi konvencional. Koeficienti i hendekut të çmimeve, , është thelbësor dhe i rëndësishëm në nivel besimi 1%. Prandaj, nisur nga madhësia, vlera e këtij koeficienti sugjeron se ky tregues mbart më tepër informacion lidhur me zhvillimet rreth pritjeve inflacioniste

-28-

krahasuar me treguesit e tjerë shpjegues, e cila nënkupton gjithashtu një inerci të fortë midis inflacionit dhe pritjeve rreth tij në të ardhmen. Gjithsesi, në nivel 0.48, vlera e këtij koeficienti është më e ulët se madhësia e raportuar nga Themeli (2008). Kjo nënkupton se pesha e objektivit të inflacionit tek norma e pritur e tij është rreth 0.5253. Kjo, sipas Gerlach dhe Svensson (2001), sugjeron se kredibiliteti i bankës qendrore në aspektin e regjimit të inflacionit të shënjestruar, me pritjet e ankoruara në nivelin 3%, është më i madh. Gjithashtu, kjo mund të shpjegohet edhe prej faktit se kampioni i vlerësuar përfshin një interval kohor më të gjatë nën këtë regjim.

Në të njëjtën kohë, ka shenjën e pritur pozitive dhe është statistikisht i rëndësishëm në nivel besimi 5%. Vlera e këtij koeficienti prej rreth 0.269 pikë përqindjeje tejkalon aftësinë shpjeguese lidhur me normën e inflacionit në raport me treguesit e tjerë të mbetur. Krahasimisht, koeficientët e lidhur me dhe janë statistikisht të rëndësishëm, por madhësia e tyre është relativisht e ulët. E dyta, ka ndikimin më të vogël midis treguesve shpjegues. Njëkohësisht, me gjetjet e Gerlach dhe Svensson (2001) dhe Themeli (2008), këto rezultate dëshmojnë se është një tregues inferior në shpjegimin e pritjeve inflacioniste në të ardhmen. Nga ana tjetër, koeficienti i lidhur me Δ( ) është përsëri i ulët dhe statistikisht i parëndësishëm në nivel besimi konvencional, por, ndryshe nga Themeli (2008), ka shenjën e pritur pozitive.

Në tërësi, ashtu si në studimin e Themeli (2008), gjetjet që raportohen nga modeli P* paraqesin disa përfundime të rëndësishme, në të cilën me rëndësi mbetet fakti se stoku i parasë vijon të mbartë informacion thelbësor në aspektin e presioneve inflacioniste, por bazuar në madhësinë e koeficientëve, regjimi i inflacionit të shënjestruar përbën përparësi kundrejt atij të shënjestrimit monetar. Megjithatë, në vijim të gjetjeve në seksionin e mësipërm, kjo është një tjetër provë që nënkupton se edhe kushti i dytë mbi aftësinë e treguesve monetarë për t’i paraprirë aspektit lajmërues të presioneve inflacioniste në të ardhmen plotësohet.

53 Kjo vlerë paraqet peshën që individët i japin devijimeve të përparshme të normës së inflacionit nga vlera e shënjestruar në formimin e pritjeve të tyre inflacioniste.

-29-

Tabela 2. Rezultatet e modelit p* të specifikuar sipas qasjes mpm

Treguesi i varur: Metoda: Metoda e përgjithshme e momenteveKampioni (korrektuar): T1 2001 T4 2011Vrojtime të përfshira: 44 pas korrektimitKonvergjenca arrihet pas 44 matricash të peshuar 45 koeficientë total të përsëritur

Koeficienti Gabimi standard Statistika t Probabiliteti

c -0.00253 0.002 -1.220 0.230

0.48204 0.122 3.950 0.000

0.26861 0.127 2.117 0.041

0.07777 0.018 4.337 0.000

0.09544 0.029 3.306 0.002

Δ( ) 0.09548 0.136 0.703 0.486

R2 0.218 Statistika J 0.011

R2 i korrektuar 0.116 Koef. OverID 0.004

SSR 0.001 [Prob.] 0.176

a – treguesit në krahun e djathtë janë përdorur si tregues instrumentalë me 4 vonesa kohore.

Burimi: Llogaritje të autorit.

4. VLERA E REFERIMIT

Me mbështetjen e gjetjeve të prezantuara në seksionet e mëparshme, ky seksion paraqet rezultatet që lidhen me trendin e shpejtësisë së qarkullimit të parasë mbi bazën e një modeli të thjeshtë linear. Ekuacioni specifikohet duke përfshirë në të vektorin e shpejtësisë së qarkullimit të parasë së gjerë, M3, dhe arsyet janë të trefishta. Së pari, koncepti i VR-së i raportuar nga BQE-ja bazohet në stokun e ofertës monetare. Së dyti, në bazë të qasjes aktuale, norma e rritjes së M3 shërben si një objektiv i ndërmjetëm i politikës monetare të Bankës së Shqipërisë. Së treti, siç pranohet nga Themeli (2008), agregati M3 është më i qëndrueshëm kundrejt agregatit M2, pasi i pari është një tregues më gjithëpërfshirës i zhvillimeve monetare të ekonomisë vendase.

Testet standarde të rrënjës së njësisë ADF dhe PP përdoren për analizimin e ekuacionit 5 në Seksionin 3.C. duke marrë në konsideratë të gjithë periudhën e kampionit, përkatësisht T1 2001

-30-

– T1 201254. Rezultatet raportohen në Tabelën 4 në Shtojcë. Ato dëshmojnë se M3, i llogaritur si forma logaritmike e shpejtësisë së qarkullimit të parasë, nuk është stacionar. Kjo konfirmohet edhe nga gjetjet e testit PP. Prandaj, ashtu siç shpjegohet edhe në Seksionin 3.C., analiza e mëtejshme fokusohet tërësisht në vlerësimin e ekuacionit 6 sipas qasjes së MKZV-së lineare. Rezultatet paraqiten në Tabelën 3 dhe japin informacion mbi zhvillimet që lidhen me vektorin e shpejtësisë së qarkullimit të parasë, M3, për periudha të ndryshme. Kjo zgjedhje u bë me argumentin se periudha T2 2000 – T1 2012 pasqyron zbatimin e politikës monetare të Bankës së Shqipërisë nëpërmjet instrumenteve indirekte, ndërkohë që brenda kësaj periudhe objektivi i pritur i normës së inflacionit ka qenë i ndryshëm. Kështu, në periudhën T1 2001 – T4 2005, objektivi i pritur i normës së inflacionit ishte 2-4%. Më pas, që nga T1 2006, Banka e Shqipërisë prezantoi një mekanizëm të ri, atë të objektivit numerik 3% me një mundësi luhatjeje prej ± 1 pikë përqindjeje rreth kësaj vlere qendrore. Së fundi, rezultatet raportojnë edhe gjetjet për periudhën T4 2008 – T1 2012, e cila lidhet ngushtë me periudhën e krizës financiare globale. Në tabelë raportohen edhe rezultatet e testeve diagnostike standarde, të tillë si vlera e probabilitetit për testin LM mbi korrelacionin serial dhe atë të Jarque-Bera mbi shpërndarjen normale, si dhe ato që lidhen me testin CUSUM dhe CUSUMSQ mbi qëndrueshmërinë e modelit në tërësi.

Në analizimin e rezultateve vihet re se parametri i trendit të vektorit lidhur me kampionin e studimit për periudhat më të gjata kohore (kampioni a, b dhe c) mbart një vlerë relativisht afër -3%, ndërsa në rastin e kampionit d, vlera e tij arrin rreth -3.5%. Megjithëse në dukje të përafërta, këto vlera mund të trajtohen si kufiri i poshtëm dhe ai i sipërm, të cilat nënkuptojnë se ritmi i shpejtësisë së qarkullimit të parasë bie me një prirje, vlera e të cilit varion në kufirin midis 3% deri në 3.5%. Kundrejt këtij rezultati, gjetjet mund të përdoren për të llogaritur vlerën e referimit për normën e rritjes vjetore të stokut të parasë në rastin e Shqipërisë, mbështetur në ekuacionin 4. Prandaj, në zbatim të këtij ekuacioni dhe duke marrë në konsideratë se PBB-ja potenciale dhe objektivi i normës së pritur të inflacionit janë në nivelin 3%, atëherë VR-ja për rritjen vjetore të M3 pritet të jetë në nivelin

54 Testi i rrënjës së njësisë është kthyer edhe për periudha kampionësh të ndryshëm siç paraqiten në Tabelën 3.

-31-

9%. Kështu, bazuar tek Brand dhe Themeli (2008), çdo devijim i rritjes vjetore të agregatit M3 ndaj këtij niveli duhet të shërbejë si një instrument alternativ për identifikimin në kohë të presioneve inflacioniste në periudhën afatmesme dhe/ose atë afatgjatë, dhe për të arritur më mirë objektivin final të bankës qendrore, atë të arritjes dhe ruajtjes së stabilitetit të çmimeve.

Tabela 3. Rezultatet e prirjes së qarkullimit të parasë së gjerëKampioni Koeficienti DW SSR KIC Testi LM Normaliteti C CSQ

a. T2 2000 – T2 2012 -2.8% 2.04 .230 -2.48 .97 .75 S S

b. T1 2001 – T2 2012 -2.9% 2.01 .220 -2.44 .99 .73 S S

c. T1 2006 – T2 2012 -3.0% 1.96 .107 -2.63 .82 .57 S S

d. T4 2008 – T2 2012 -3.4% 1.96 .044 -2.74 .82 .51 S S

Burimi: Llogaritje të autorit.

Gra�ku 1. Vlera referimit e vlerësuar për rritjen vjetore të kërkesës për para në rastin e Shqipërisë

Burimi: Llogaritje të autorit.

-2

0

2

4

6

8

10

12

0

3

6

9

12

15

18

21

24

2001T1

2002T1

2003T1

2004T1

2005T1

2006T1

2007T1

2008T1

2009T1

2010T1

2011T1

2012T1

Ndr

yshi

m v

jeto

r %

Ndr

yshi

m v

jeto

r %

Norma e in�acionit ‘nkd’

VR-ja bazuar në rritjen 3% të PBB-së potencialeVR-ja bazuar në rritjen 6% të PBB-së potenciale

M3

PBB-ja reale ‘nkd’

-6

-4

-2

0

2

4

6

8

2000T1

2001T1

2002T1

2003T1

2004T1

2005T1

2006T1

2007T1

2008T1

2009T1

2010T1

2011T1

mlrd

Lek

Hendeku i prodhimit sipas Kota (2007)

-32-

5. VËREJTJE PËRMBYLLËSE

Fokusi kryesor i këtij materiali është analizimi i zhvillimeve monetare, duke pasur parasysh rolin e parasë si një shtyllë e dytë e rëndësishme për politikën monetare të Bankës së Shqipërisë, në përputhje me objektivin e saj kryesor, atë të stabilitetit të çmimeve. Për këtë arsye, materiali analizon funksionin e kërkesës për para dhe lidhjen midis zhvillimeve monetare dhe atyre inflacioniste në afatin e mesëm dhe atë të gjatë, të cilat më pas përdoren për vlerësimin e VR-së për normën e pritur të rritjes vjetore të parasë së gjerë, M3, për periudhën T2 2000 – T2 2012. E para analizohet sipas qasjes së MVKG-së, ndërsa qëndrueshmëria e funksionit bazohet në zbatimin e procedurës së testeve të stabilitetit, të tillë si Shuma Kumulative dhe Shuma Kumulative në Katror. E dyta, mbështetet në vlerësimet e modelit P* sipas qasjes së MPM-së. Së fundi, llogaritja e VR-së bazohet në ekuacionin standard Fisher.

Në aspektin individual, rezultatet mbështesin argumentin monetarist se norma e interesit nuk luan rol të rëndësishëm në përcaktimin e kërkesës për para, e cila, nëse i referohemi edhe rezultateve mbi elasticitetin e të ardhurave, nuk vihet re në rastin e qasjes kejnesiane të këtij funksioni. Së dyti, kanali i kursit të këmbimit është mjaft i rëndësishëm, ndërsa presionet inflacioniste luajnë një rol modest. Gjithsesi, rezultatet sugjerojnë se në afatin e gjatë paraja është e lidhur ngushtë me zhvillimet që lidhen me të ardhurat, kursin e këmbimit, normën e inflacionit dhe atë të interesit. Vihet re se ekziston një mekanizëm i korrigjimit të gabimit që kthen tregun monetar në nivelin ekuilibër. Ky proces është relativisht më i shpejtë për treguesit e parasë më likuide, i cili nënkupton se efekti i goditjeve në rastet e tjera është më persistent, veçanërisht në rastin e parasë së gjerë, M3. Së fundi, funksioni i kërkesës për para është i qëndrueshëm, pavarësisht ndikimit të krizës financiare globale.

Vlen të theksohet se rezultatet e modelit P*, përkrahin rolin e parasë, si një mjet i rëndësishëm në strategjinë e Bankës së Shqipërisë për ankorimin e pritjeve inflacioniste brenda objektivit të pranuar. Aftësia e tij shpjeguese është më e fortë se ajo e gjetur për treguesit që lidhen me prodhimin dhe çmimet e importit. Gjithashtu, vihet re se ekziston një inerci e fortë në sjelljen e

-33-

presioneve inflacioniste, ndërsa kredibiliteti i regjimit të inflacionit të shënjestruar vlerësohet në rritje. Kjo lidhet edhe me faktin se pritjet inflacioniste dhe ankorimi i tyre kanë qenë më tepër të orientuar drejt objektivit të bankës qendrore, i cili në vitet e fundit është bërë më eksplicit. Gjithsesi, në pikëpamjen operacionale dhe në funksion të përmbushjes së detyrimeve ligjore, regjimi i inflacionit të shënjestruar përbën përparësi kundrejt atij të shënjestrimit monetar. Në përfundim, vlerësohet se shpejtësia e qarkullimit të parasë, M3, bie me një prirje, madhësia e të cilit është relativisht midis 3%-3.5% në terma vjetorë. Prandaj, në këto kushte, llogaritet se VR-ja e normës së rritjes vjetore të stokut të parasë duhet të jetë 9%. Ky vlerësohet të jetë niveli optimal në përputhje me objektivin kryesor të Bankës së Shqipërisë, atë të stabilitetit të çmimeve dhe stimulimin e prodhimit. Ai duhet të shërbejë si një instrument alternativ mbështetës përgjatë procesit të vendimmarrjes, sipas parimit të sistemit me dy shtylla të BQE-së, atë të identifikimit në kohë të presioneve inflacioniste në afatin e mesëm dhe atë të gjatë.

Në këto kushte, vlen të theksohet se agregatët monetarë nuk janë dhe nuk mund të jenë elementët e vetëm të përdorur përgjatë procesit të vendimmarrjes. Prandaj, devijimet nga VR-ja e llogaritur duhet të interpretohen si një tregues i rëndësishëm, por jo përfundimtar, i presioneve të mundshme inflacioniste/deflacioniste në të ardhmen. Zhvillimet që lidhen me stokun e parasë, paraqesin një strukturë më të plotë të zhvillimeve monetare, e cila vlerësohet se është më e qëndrueshme në kohë krahasuar me treguesit e tjerë, si dhe ndryshimet në normën e rritjes nuk duhet të shkaktojnë automatikisht ndryshime në kursin e politikës monetare në vend. Megjithatë, zhvillimet monetare nuk duhet të interpretohen ngushtësisht.

-34-

LITERATURA

Achsani, n. A., (2010), “Stability of money demand in an emerging market economy: An error Correction and ARdl model for indonesia”, Research journal of international Studies - issue 13 (march, 2010).Banka e Shqipërisë, (2012), dokumenti i politikës monetare për periudhën 2012-2014, departamenti i politikës monetare, Banka e Shqipërisë.

Banka e Shqipërisë, (2015), dokumenti i politikës monetare, departamenti i politikës monetare, Banka e Shqipërisë.

Beck, g.W., Wieland, V., (2007),”money in the monetary policy designs under uncertainty: the two-pillar phillips curve versus eCB-style cross-checking”, deutsche Bundesbank, discussion paper Series 1: economic Studies no 20/2007.

Beyer, A., (2009), “A stable model for euro area money demand revisiting the role of wealth”, european Central Bank, Working paper Series no 1111/ november 2009.

Belke, A., and Czudaj, R., (2010), “is euro area money demand still stable - cointegrated VAR versus Signle equation techniques”, german institute for economic Research, Berlin, march 2010.

Bordo, m. and A. Filardo, (2006), “money Still makes the World go Round: The Zonal View”, paper prepared for the invited session on “money in monetary policy” at the eeA 2006 Annual Congress, Vienna.

Boughton, j. m., (1981), “Recent instability of the demand for money: An international perspective”, Southern economic journal, Vol. 47, jan. 1981.

Brand, C., gerdesmeier, d., Roffia, B., (2002), “estimating the trend of m3 income velocity underlying the reference value for monetary growth”, eCB occasional paper Series no. 3, may (2002).

Calza, A., gerdesmeier, d., levy, j., (2001), euro area money demand: measuring the opportunity costs appropriately”, international monetary Fund, imF Wp/01/179, november, 2001.

-35-

Carstensen, K., (2004), “is european money demand Still Stable?”, Kiel institute for World economics, Kiel Working paper no. 1179.

Çeliku e., Shtylla d., Harshova g., Hoxholli R., Kota V., (2006), “inflation Forecasting economic models of the Bank of Albania”, Tryeze e Rrumbullaket mbi inflancionin e Shenjestruar 2, proceedings of the Second Round Table of inflation Targeting, Bank of Albania, december 2006.

Coenen, g., Vega, j., (1999), “The demand for m3 in the euro area” european Central Bank, Working paper no. 6, Semptember, 1999.dreger, Ch., Reimers, H., Roffia, B., (2006), “long-run money demand in the new eU member states with exchange rate effects”, european Central Bank, Working paper Series no 628 / mAy 2006.enders, W., (2010), “Applied econometrics Time Series”, 3rd edition, Wiley, USA.

engle, R.F., granger, C.W.j., (1987), «Co-integration and error correction: Representation, estimation and testing», econometrica, Vol. 55 (2), pages: 251–276.

european Central Bank, (1998), “The quantitative Reference Value for monetary growth”, press Release, 1 december 1998.

european Central Bank, (1999a), “The stability-oriented monetary policy strategy of the eurosystem” eCB monthly Bulletin, january, pp. 39-50.

european Central Bank, (1999b), “euro area monetary aggregates and their role in the eurosystem’s monetary policy strategy,” eCB monthly Bulletin, February, pp. 29-46.

european Central Bank, (2000a), “The two pillars of the eCB’s monetary policy strategy”, eCB monthly Bulletin, november, pp. 37-48.

european Central Bank, (2000b), “Annual Review of the reference value for monetary growth”, eCB monthly Bulletin, december, pp. 10-11.

european Central Bank, (2001a), “measurement issues related to the inclusion of negotiable instruments in euro area m3”, eCB monthly Bulletin, April, pp. 9-11.

-36-

european Central Bank, (2001b), “Framework and tools of monetary analysis”, eCB monthly Bulletin, may, pp. 41-58.

european Central Bank, (2001c), “Adjustment of m3 for holdings of negotiable instruments by non-residents of the euro area”, eCB monthly Bulletin, november, pp. 10-13.

european Central Bank, (2001d), “monetary developments in the euro area”, Statistical press Release, 28 november 2001.

european Central Bank, (2001e), “Annual review of the reference value for monetary growth”, eCB monthly Bulletin, december, pp. 11-13.

european Central Bank, (2004), monetary Analysis in Real Time, monthly Bulletin, october 2004.

european Central Bank, (2011), “The monetary policy of the eCB”, Frankfurt: european Central Bank, 2011, pp: 64-66; www.ecb.int/pub/pdf/other/monetarypolicy2011en.pdf.

Friedman, m., (1987), “The quantity theory of money”, in j eatwell, m milgate and p newman (eds.), The new palgrave: A dictionary of economics, Vol. 4, london: mcmillan press.

Friedman, m., (1988), “money and the stock market”; journal of political economy, Vol. 96, no. 2, pp: 221-245.

Fullani, A., (2007), “evoluimi dhe adoptimi i politikës monetare të Bankës së Shqipërisë: nga e kaluara drejt vizionit për të ardhmen dhe nevoja për të qenë pararendës”, botuar në librin e konferencës me temë: “Strategjitë e politikës monetare për ekonomitë e vogla” 2007, faqe: 227-296.

gerlach, S., Svensson, l. e. o., (2001), “money and inflation in the euro area: a case for monetary indicators”?, Bank of international Settlements, Working paper no. 98.

gerlach, S., (2004), “The Two pillars of the european Central Bank”, economic policy 40, pp: 389-439.

-37-

Hall, S. g., Swamy, p. A. V. B., and Tavlas, g. S., (2012), “milton Friedman, the demand for money, and the eCB’s monetary policy Strategy”, Federal Reserve Bank of St. louis Review, may/june 2012, 94(3), pp. 153-85.

Hofmann, B., (2001), “The determinants of private sector credit in industrialized countries: do property prices matter?”, BiS Working papers no 108.

ibrahimi, F., luçi, e., (2005), “një rishikim i regjimit të targetimit monetar në Shqipëri me disa orientime për të ardhmen”, Buletini ekonomik 2001 – 2004, Banka e Shqipwrisw, Vwllimi 3, faqe: 9-28.issing, o., (2002), “monetary policy in a world of uncertainty”, economic policy Forum, economie international 92 (2002), p. 165-180.

issing, o., Tristani, o., (2005), “monetary policy in Uncharted Territory,” in o. issing, ed., imperfect Knowledge and monetary policy. Cambridge, UK, Cambridge University press, 2005, pp. 12-76.issing, o., (2006), “The eCB’s monetary policy Strategy: why did we choose a two pillar Approach?”, The role of money: money and monetary policy in the twenty-first Century 4th eCB Central Banking Conference, Frankfurt, november 2006.

jaeger, A., (2003), “The eCB’s money pillar: An assessment”, imF Working paper Wp/03/82.

johansen, S., (1991), “estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in gaussian Vector Autoregressive models”, econometrica, Vol. 59, pp: 1551-1580.

johansen, S,. (1992), “Cointegration in partial Systems and the efficiency of Single-equation Analysis”, journal of econometrics, Vol. 52, pp: 389-402.

johansen, S., (1992d), “Testing Weak exogenity and the order of Cointegration in UK money demand data”, journal of policy modeling, Vol 14, june 1992.

johansen, S., (1995), “likelihood-Based inference in Cointegrated Vector Autoregressive models”, oxford University press, oxford.

-38-

juselius, K., (2003), “The Cointegrated VAR model: econometric methodology and macroeconomic Applications”, University of Copenhagen, july, 20th.

juselius, K., (2006), “The Cointegrated VAR model: methodology and applications”, oxford University press, oxford.

Karla, S., (1998), “inflation and money demand in Albania”, imF Working paper, Wp/98/101, july 1998.

Kolasi, g., Celiku, e., and Hashorva, g., (2004), Tendency of inflation during the last decade, economic Bulletin, Bank of Albania.

Korap, H. L., Saarcioğlu, C. S., (2005), “The Turkish broad money demand”, Istanbul Ticaret Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Yıl:4 Sayı: 7, Bahar 2005/1 s.139-165.

Kota, V., (2007), “Alternative methods of estimating potential output in Albania”, Research department, Bank of Albania.

Kulkarni, g. K., erickson, e. l., (2000), “demand for money stability revisited: a case for india”, The indian journal of economics, Vol. 71, no. 1, pp: 23-47.

lucas, R. e., (1980), “Two illustrations of the quantity theory of money”, American economic Review, decmeber, Vol. 70, no. 5 (dec., 1980), pp. 1005-1014.

luci, e., ibrahimi, F., (2005), “A Review of Albanian monetary Targeting Regime with insights into the Future”, proceedings of the 5th Conference of the Bank of Albania, Central Banking in The Time of integration, Bank of Albania, march 2005.

lütkepohl, H (1993), “introduction to multiple time series analysis”, 2nd edition, Springer Verlag.

lütkepohl, H., (2005), “new introduction to multiple Time Series Analysis”, 1st edition, Springer Verlag.

masuch, K., H. pill Willeke, C., (2001), “Framework and tools of monetary analysis”. in: Klöckers, H.-j. and Willeke, C. (eds.), monetary Analysis: Tools and Applications.

-39-

muço, m., Sanfey, p. Taci, A., (2004), “inflation, exchange rates and the role of monetary policy in Albania”, european Bank for Reconstruction and development, Working paper, no.88.

onafowora, o. A., owoye, o., (1998), “Can Trade liberalization Stimulate economic growth in Africa?”, elsevier Science ltd, World development, Vol. 26, no. 3, pp. 497-506.

Özdemir, K., A., Saygili, m., (2010), “economic uncertainty and money demand stability in Turkey”, Central Bank of the Republic of Turkey, Working paper no: 10/15.

padham, p. Ch., (2011), “Stability of demand for money in india - evidence from monetary and liquidity aggregates”, international journal of economics and Finance, Vol. 3, no. 1; February 2011.

paesani, p., (2003), “Will the monetary pillar stay? A few lessons from the UK”, eUi Working paper eCo, no. 2003/10.

Shijaku, H., (2007), “An investigation of monetary policy Transmission mechanism in Albania”, Bank of Albania and Staffordshire University, november 2007, [Unpublished].

Shijaku, g., Kalluci, i., (2012), “determinants of bank credit to private sector: the case of Albania”, Bank of Albania, [unplublished].

Shllaku, i., (2007), “index of foreign unit values/prices of Albanian imports”, Bank of Albania [unpublished].

Sriram, S. S., (1999), “demand for m2 in an emerging-market economy: An error- Correction model for malaysia”, imF Working paper Wp/99/173.

Svensson, l., (2008), “What economists Have learned on monetary policy during the last 15 years” Conference “monetary policy over Fifty years” in Frankfurt am main, September 21, 2007, on the occasion of the 50th anniversary of the deutsche Bundesbank. paper revised january 2008.

Tanku, A., (2006), “demand for money in a Transition economy: The Case of Albania”, Research department, Bank of Albania, September 2006, [Unpublished].

-40-

Tanku, A., (2008), “The Challenges of Changing monetary policy Setup. What Should Concern the Bank of Albania?”, Research department, Bank of Albania.

Tase, m., (2003), “A është kërkesa për para në Shqipëri e qëndrueshme? një vështrim alternativ”, Banka e Shqipërisë.

Taylor, m. p., (1991), “The hyperinflation model of money demand revisited”, journal of money, Credit, and Banking, Vol. 1, no 23, pp: 327-351.

Themeli, e., (2008), “The role of monetary aggregates in the monetary policy of the Bank of Albania”, master Thesis, [Unpublished].

Themeli, e., Kolasi, g., (2006), “inflation Targeting, the Case of Albania, practical guideline for implementation of inflation targeting in Albania”, proceedings of the 2nd inflation targeting Round Table, Bank of Albania, 2006.

-41-

SHTOJCË

Tabela 4. Testi i njësisë së Rrënjës a [probabiliteti]

Treguesit

Nivel Diferencë e parë

Ndërprerja Ndërprerja dhe trendi Asgjë Ndërprerja Ndërprerja

dhe trendi Asgjë

Testi Augmented Dickey Fuller (ADF)M1 [0.440] [0.114] [0.897] [0.052] [0.143] [0.007]M2 [0.011] [0.939] [0.966] [0.189] [0.003] [0.046]M3 [0.980] [0.257] [0.980] [0.236] [0.459] [0.310]EX [0.509] [0.712] [0.770] [0.000] [0.000] [0.000]ir [0.071] [0.137] [0.342] [0.001] [0.005] [0.000]

[0.016] [0.066] [0.261] [0.000] [0.000] [0.000][0.051] [0.997] [0.997] [0.043] [0.000] [0.241][0.012] [0.054] [0.571] [0.000] [0.000] [0.000][0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000][0.000] [0.001] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000][0.045] [0.068] [0.004] [0.000] [0.000] [0.000][0.176] [0.304] [0.255] [0.000] [0.000] [0.000]

v [0.927] [0.508] [0.007] [0.000] [0.000] [0.000]Testi Phillips-Perron (PP)

M1 [0.517] [0.771] [0.955] [0.002] [0.010] [0.000]M2 [0.016] [0.629] [1.000] [0.000] [0.000] [0.000]M3 [0.291] [0.396] [1.000] [0.000] [0.000] [0.000]EX [0.517] [0.705] [0.779] [0.000] [0.000] [0.000]ir [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000]

[0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000][0.305] [0.607] [1.000] [0.000] [0.000] [0.000][0.002] [0.006] [0.610] [0.000] [0.000] [0.000][0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000][0.000] [0.001] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000][0.139] [0.212] [0.021] [0.000] [0.000] [0.000][0.211] [0.400] [0.255] [0.000] [0.000] [0.000]

v [0.927] [0.417] [0.008] [0.000] [0.000] [0.000]a përzgjedhja automatike e vonesës kohore bazohet në kriterin informues Schwarz

Burimi: Llogaritje të autorit.

-42-

Tabela 5. Kriteri i përzgjedhjes së vonesës kohore të modelit VAR për agregatët monetarë

Kampioni: T1 2001 – T4 2012, Vrojtimet e përfshira: 45Vonesa kohore

LogL LR FPE AIC SIC HQ

Paraja e ngushtë (M1)0 57.66631 NA 6.62e-08 -2.340725 -2.139985 -2.265891 123.9553 114.9010 1.07e-08 -4.175793 -2.971352* -3.72679*2 149.5564 38.68601 1.08e-08 -4.202506 -1.994363 -3.379333 189.9692 52.08768* 6.10e-09 -4.887522 -1.675677 -3.690184 223.3595 35.61631 5.28e-09* -5.260424* -1.044878 -3.68891

Paraja e ndërmjetme (M2)0 111.1521 NA 6.15e-09 -4.717873 -4.517133 -4.643041 181.7253 122.3268 8.18e-10 -6.743346 -5.538904* -6.29434*2 206.5949 37.58073 8.58e-10 -6.737550 -4.529407 -5.914383 237.9816 40.45401* 7.22e-10 -7.021405 -3.809561 -5.824064 270.1035 34.26336 6.62e-10* -7.337934* -3.122388 -5.76642

Paraja e gjerë (M3)0 102.4033 NA 9.07e-09 -4.329036 -4.128295 -4.2542021 167.0198 112.0019 1.57e-09 -6.089769 -4.885328* -5.640766*2 189.0372 33.27075 1.87e-09 -5.957210 -3.749067 -5.1340363 221.1630 41.40657* 1.53e-09 -6.273911 -3.062067 -5.0765684 254.1505 35.18661 1.34e-09* -6.628909* -2.413363 -5.057396

* nënkupton vonesën kohore të përcaktuar nga kriteri: LR: Testi statistikor vazhdues i modifikuar i Raportit të Mundësisë (çdo test në nivel 5%)GFP: Gabimi final i parashikuarKIA: Kriteri informues akaikeKIS: Kriteri informues Schwarz KIHQ: Kriteri informues Hannan-Quinn

Burimi: Llogaritje të autorit.

Tabela 6. Testi i renditjes të kointregimit të pakufizuar (Trace) për agregatët monetarëNr i hipotetizuar i CE(ve) Vlera Eigen Statistika Trace Vlera kritike 0.05 Prob.**Paraja e ngushtë (M1)Asnjë * 0.598857 93.42422 69.81889 0.0002Më së shumti 1 * 0.488457 52.31955 47.85613 0.0180Më së shumti 2 0.260431 22.15502 29.79707 0.2900Më së shumti 3 0.160606 8.579097 15.49471 0.4057Më së shumti 4 0.015451 0.700730 3.841466 0.4025

Paraja e ndërmjetme (M2)Asnjë * 0.513754 86.03205 69.81889 0.0015Më së shumti 1 * 0.446171 53.58526 47.85613 0.0132Më së shumti 2 0.347526 26.99480 29.79707 0.1017Më së shumti 3 0.127501 7.780487 15.49471 0.4892Më së shumti 4 0.035848 1.642776 3.841466 0.1999

Paraja e gjerë (M3)Asnjë *  0.686713  90.20953  69.81889  0.0005Më së shumti 1 *  0.417231  48.98098  47.85613  0.3028Më së shumti 2  0.189743  13.68259  29.79707  0.8580Më së shumti 3  0.089139  4.214433  15.49471  0.8855Më së shumti 4  0.000289  0.013006  3.841466  0.9090 * nënkupton refuzimin e hipotezës në nivelin 0.05**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) vlera pBurimi: Llogaritje të autorit.

-43-

Tabela 7. Testimi i kufizimeve në MVKG: Është Δ( ) i qëndrueshëm [i(0)]?Hipoteza zero: Δ( ) është i qëndrueshëm me ndërprerjeTesti LR mbi kufizimet e detyrueshme (rendi = 1):  (M1) (M2) (M3)Chi-katror(4)  32.64347  20.89874  35.72653Probabiliteti  0.000001  0.000332  0.000000Kufizimet e kointegrimit: B(1,1)=0, B(1,2)=0, B(1,3)=0, B(1,4)=0, B(1,5)=1Konvergjenca arrihet pas 1 përsëritjeje.Kufizimet identifikojnë të gjithë vektorët kointegrues

Burimi: Llogaritje të autorit.

Tabela 8: Testimi i kufizimeve mbi treguesit ekzogjen të dobët.Hipoteza zero: A(r,i)=0 është ekzogjen i dobëtKonvergjenca arrihet pas 28 përsëritjeveTesti LR mbi kufizimet e detyrueshme (rendi = 1): 

EX ir BashkarishtM1

Chi-katror(4)  2.847134  6.439066  4.675852  5.854839  16.79763Prob.  0.091537  0.011164  0.030590  0.015534  0.002116

M2Chi-katror(4)  0.497265  3.346930  0.386687  0.895275  5.202652Prob.  0.480704  0.067330  0.534046  0.344052  0.267129

M3Chi-katror(4)  16.20040  4.549445  0.000482  0.085041  37.70502Prob.  0.000057  0.032929  0.982483  0.770579  0.000000

Burimi: Llogaritje të autorit.

Tabela 9: Testi lR i korrelacionit serial të gabimeve të mVKg-së për agregatët monetarë Hipoteza Zero: nuk ka korrelacion serial në rendin e vonesës kohore h Kampioni: T1 2001 T4 2012. Vrojtimet e përfshira 45.

(M1) (M2) (M3)Vonesa Statistika LR Prob Statistika LR Prob Statistika LR Prob1  35.01506  0.0879  31.07336  0.1866  34.75428  0.09272  24.19423  0.5082  31.30295  0.1792  31.70975  0.16663  24.41567  0.4955  27.68485  0.3226  22.19657  0.62444  33.66330  0.1153  29.67451  0.2367  42.60828  0.0154Probalitetet nga chi-katror me 25 shkallë lirie

Burimi: Llogaritje të autorit.

-44-

dia

gram

a 1.

Ana

liza

e te

stit

të s

tabi

litet

it të

kër

kesë

s pë

r par

a ba

zuar

tek

test

i CU

SUm

dhe

CU

SUm

Sq p

a ku

fizim

et l

R

Burim

i: Llo

garit

je të

aut

orit.

-0.4

-0.20.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1.4

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

-20

-15

-10-505101520

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

-20

-15

-10-505101520

0304

0506

0708

0910

1112

1314

-0.4

-0.20.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1.4

0304

0506

0708

0910

1112

1314

-0.4

-0.20.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1.4

0405

0607

0809

1011

12

-20

-15

-10-505101520

0405

0607

0809

1011

12

CU

SUM

5% S

igni

�can

ce

-45-

Një

kra

hasim

i qa

sjes

teor

ike

të F

riedm

an-it,

par

imev

e të

BQ

E-së

dhe

pol

itika

ve të

Ban

kës

së S

hqip

ërisë

Frie

dman

BQE

Bank

a e

Shqi

përis

ë

Obj

ektiv

i i p

oliti

kës:

sta

bilit

eti i

çm

imev

e

(i pa

përc

aktu

ar s

aktë

sisht

)

Obj

ektiv

i i p

oliti

kës:

Sta

bilit

eti i

çm

imev

e, i

përc

aktu

ar s

i nor

më

infla

cion

i pos

htë,

por

afë

r, 2%

në

periu

dhën

afa

tmes

me

Obj

ektiv

i i p

oliti

kës:

Sta

bilit

eti i

çm

imev

e, i

përc

aktu

ar s

i 3%

rritj

e vi

t-më-

vit n

ë

IÇK

në S

hqip

ëri m

e nj

ë to

lera

ncë

± 1%

rret

h kë

tij tr

egue

si qe

ndro

r

Zbat

imi i

pol

itikë

s: s

htim

i fu

rniz

imit

të

para

së (M

2) m

e 3

në 5

% n

ë vi

t

Zbat

imi i

pol

itikë

s: “

Dy

shty

lla”

– “a

naliz

a ek

onom

ike”

dhe

“an

aliz

a

mon

etar

e” –

për

dore

n pë

r të

vlerë

suar

sta

bilit

etin

e ç

mim

eve

Zbat

imi i

pol

itikë

s: n

jë a

naliz

ë të

rëso

re e

treg

uesv

e ek

onom

ikë

dhe

finan

ciar

ë

përd

oret

për

të v

lerë

suar

rrez

iqet

e s

tabi

litet

it të

çm

imev

e

Në

kriji

min

e B

QE-

së u

ven

dos

një

rritje

për

ofe

rtën

e pa

rasë

me

refe

renc

ë 4.

5%. V

lera

e re

fere

ncës

isht

e no

rma,

jo o

bjek

tivi

Niv

elet

sas

iore

të p

ërsh

tatsh

mër

isë të

rritj

es s

ë pa

rave

rish

ikoh

en g

jatë

viti

t, në

për

puth

je m

e ec

urin

ë

e zh

villim

eve

mon

etar

e dh

e m

asat

kor

rigju

ese

të p

ropo

zuar

a ng

a BS

H-ja

në

prog

ram

in m

onet

ar

Ava

ntaz

hi i

rregu

llit të

rritj

es s

ë pa

rave

ësht

ë që

ësh

të i

leht

ë pë

r t’u

kup

tuar

Obj

ektiv

i i p

oliti

kës

(stab

ilite

ti i ç

mim

eve

në p

eriu

dhën

afat

shku

rtër)

ësht

ë tra

nspa

rent

dhe

i le

htë

për t

’u k

uptu

ar

Obj

ektiv

i i p

oliti

kës

(stab

ilite

ti i ç

mim

eve

në p

eriu

dhën

afa

tshku

rtër)

ësht

ë tra

nspa

rent

dhe

i le

htë

për t

’u k

uptu

ar

Oje

ktivi

i rre

gullit

të rr

itjes

së

para

ve ë

shtë

elim

inim

i i p

asig

urisë

së

polit

ikës

Polit

ika

ësht

ë h

artu

ar p

ër të

zvo

gëlu

ar p

asig

uritë

e

ndër

lidhu

ra m

e gj

endj

en a

ktual

e të

eko

nom

isë, s

jellje

n e

agje

ntëv

e ek

onom

ikë

(pas

igur

ia e

par

amet

rit),

dhe

naty

ra

e m

odel

it ek

onom

ik të

vër

tetë

(pas

igur

ia e

mod

elit)

Kërk

esa

afat

gjat

ë e

para

ve ë

shtë

e q

ëndr

uesh

me

Kërk

esa

e pa

rave

u g

jet t

ë ish

te e

qën

drue

shm

e në

fillim

të v

iteve

200

0 dh

e e

paqë

ndru

eshm

e m

ë vo

në.

Roli

i vle

rës

së re

fere

ncës

, si p

asoj

ë, u

zvo

gëlu

a.

Kërk

esa

e pa

rave

u g

jet t

ë ish

te e

qën

drue

shm

e pa

s vi

tit 1

998

Kërk

esa

real

e e

para

ve ë

shtë

subj

ekte

e g

oditj

eve

auto

nom

e

Orie

ntim

i afa

tmes

ëm i

lejo

n po

litik

ës t’

i për

gjig

jet

me

fleks

ibili

tet g

oditj

eve

të p

ërko

hshm

e

Orie

ntim

i afa

tmes

ëm i

lejo

n po

litik

ës t’

i për

gjig

jet m

e fle

ksib

ilite

t god

itjev

e të

për

kohs

hme,

duke

pas

ur p

aras

ysh

që S

hqip

ëria

ësh

të n

jë e

kono

mi e

vog

ël, e

hap

ur d

he e

mer

gjen

te

Kont

rolli

i ban

kës

qend

rore

ësh

të

shpe

sh d

esta

biliz

ues

Polit

ika

përq

endr

ohet

mbi

kon

trollin

e n

ivel

it

të ç

mim

eve,

një

mad

hësi

nom

inal

ePo

litik

a pë

rqen

droh

et m

bi k

ontro

llin e

niv

elit

të ç

mim

eve,

një

mad

hësi

nom

inal

e

Akti

vet e

pol

itikë

s m

onet

are

kanë

vone

sa të

gja

ta d

he v

aria

bël

Orie

ntim

i afa

tmes

ëm k

a si

qëllim

të m

arrë

par

asys

h vo

nesa

t

e gj

ata

dhe

varia

blat

e a

ktive

ve të

pol

itikë

s m

onet

are

Orie

ntim

i afa

tmes

ëm le

jon

të m

arrë

sh p

aras

ysh

vone

sat e

tran

smet

imit

dhe

paaf

tësin

ë

e po

litik

ës m

onet

are

të m

ënja

nojë

god

itje

të p

aprit

ura

të n

ivel

it të

çm

imev

e

Polit

ika

kund

ërci

klike

shp

esh

ësht

ë de

stabi

lizue

seO

rient

imi a

fatm

esëm

mba

n pa

rasy

sh q

ë po

litik

a

kund

ërci

klike

mun

d të

sht

ojë

paqë

ndru

eshm

ërin

ëO

rient

imi a

fatm

esëm

mba

n pa

rasy

sh q

ë po

litik

a ku

ndër

cikli

ke m

und

të s

htoj

ë pa

qënd

rues

hmër

inë

Ësht

ë e

rënd

ësish

me

të m

bash

një

nda

rje të

qartë

të p

oliti

kës

mon

etar

e ng

a po

litik

a fis

kale

Nen

i 123

i Tr

akta

tit p

ër F

unks

ioni

min

e B

E-së

(Tra

ktati)

ndal

on fi

nanc

imin

mon

etar

të a

ktive

ve fi

skal

e

Në

zbat

im të

nen

it 30

, par

agra

fi 1

i Lig

jit n

r. 82

69, (

1997

), “P

ër B

ankë

n e

Shqi

përis

ë”, n

dalo

n

finan

cim

in m

onet

ar të

akti

veve

fisk

ale,

për

veçs

e ku

r e a

utor

izua

r spe

cifik

isht n

ga k

y Lig

j.

Një

rreg

ull i

rritj

es s

ë pa

rave

do

ishte

një

mje

t

për t

’i dh

ënë

bank

ës q

endr

ore

pava

rësi

Nen

i 130

i tra

ktatit

i je

p BQ

E-së

pav

arës

i nga

influ

enca

pol

itike

Në

zbat

im të

nen

it 3,

par

agra

fi 4a

i Lig

jit n

r. 82

69, (

1997

), “P

ër B

ankë

n e

Shqi

përis

ë”, d

etyr

a

them

elor

e e

këtij

insti

tuci

oni ë

shtë

“të

form

uloj

ë, a

dopt

ojë

dhe

zbat

ojë

në m

ënyr

ë të

pav

arur

polit

ikën

mon

etar

e të

Rep

ublik

ës s

ë Sh

qipë

risë,

në

përp

uthj

e m

e ob

jekti

vin

e sa

j kry

esor

”

Kurb

a Ph

illips

e s

htua

r me

pritj

et: p

ritje

t e ç

mim

eve

janë

një

çel

ës th

elbë

sor i

infla

cion

it ak

tual

Përk

ufiz

imi i

sta

bilit

etit

të ç

mim

eve

jep

një

anko

rim p

ër fo

rmim

in

e pr

itjev

e të

çm

imev

e, n

ën s

upoz

imin

që

pritj

et e

çm

imev

e

janë

një

nga

çel

ësat

thel

bëso

rë të

infla

cion

it ak

tual

Përk

ufiz

imi i

sta

bilit

etit

të ç

mim

eve

furn

izon

një

ank

orim

për

form

imin

e p

ritje

ve të

çmim

eve

në e

kono

mi d

he s

hton

sig

urin

ë në

pro

cesin

ven

dim

mar

rës

ekon

omik

, nën

supo

zim

in q

ë pr

itjet

e ç

mim

eve

janë

një

nga

çel

ësat

thel

bëso

rë të

infla

cion

it ak

tual

-46-

-47-

-48-

CIP Katalogimi në botim BK Tiranë

Gerti Shijaku Roli i parasë si një shtyllë e rëndesishme për politikën monetare: Rasti i Shqipërisë// Shijaku Gerti - Tiranë:Banka e Shqipërisë, 2016

-40 f; 15.3 x 23 cm. (material studimor ..)

Bibliogr.ISBN: 978-9928-4382-4-9

Këtë publikim mund ta gjeni edhe në formë elektronike në adresën:

www.bankofalbania.org

në qoftë se dëshironi të keni kopje tëshkruara të tij mund t’i kërkoni në adresën:

Banka e ShqipërisëSheshi “Skënderbej”, nr.1, Tiranë

Tel.: + 355 4 2419301/2/3; + 355 4 2419401/2/3Faks: + 355 4 2419408

ose duke dërguar një e-mail në adresën:public@bankofalbania.org

Tirazhi: 320 kopje