Prognoza skutków handlowych przystąpienia do Europejskiej Unii Monetarnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawitacyjnego

Transkrypt

1 Bank i Kredy 40 (1), 2009, Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawiacyjnego Andrzej Cieślik, Jan J. Michałek, Jerzy Mycielski Nadesłany: 24 września 2008 r. Zaakcepowany: 24 marca 2009 r. Sreszczenie W arykule analizowane są skuki handlowe przysąpienia Polski do srefy euro przy użyciu uogólnionego modelu grawiacji. Do esymacji paramerów modelu wykorzysano dane panelowe z la dla obecnych członków srefy euro i prawie 100 innych krajów, z kórymi wymianę handlową prowadzą kraje należące do srefy euro (pełna lisa analizowanych krajów jes przedsawiona w NBP (2009)). Prognoza zmiany wielkości obroów handlowych dla Polski składa się z dwóch elemenów. Po pierwsze szacujemy skuek sabilizacji kursów wobec euro, korzysając z danych dla grupy krajów Europy Środkowo-Wschodniej (EŚW), kóre powiązały swoje kursy z euro. Drugi elemen szacunku orzymujemy, badając wpływ przysępowania do srefy euro. Składa się na niego efek eliminacji wahań kursowych oraz wpływ zmian insyucjonalnych związanych z przysąpieniem do srefy euro. Uzyskane wyniki sugerują, że bezpośrednio po wsąpieniu do srefy euro ekspor Polski wzrośnie o około 12%, ale efek en będzie sopniowo zanikał. Słowa kluczowe: handel międzynarodowy, uogólniony model grawiacji, srefa euro, Polska, prognoza ex ane JEL: F-15, F-17, P-33 Wydział Nauk Ekonomicznych, Uniwersye Warszawski; cieslik@wne.uw.edu.pl, michalek@wne.uw.edu.pl, mycielski@wne.uw.edu.pl.

2 70 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski 1. Wsęp Eliminacja ryzyka kursowego po przysąpieniu do unii monearnej przyczynia się do zmniejszenia koszów ransakcji handlowych. Ma o duże znacznie dla gospodarek owarych, szczególnie akich, w kórych nie są rozwinięe erminowe rynki waluowe. Wskuek zmniejszenia ryzyka kursowego może wzrosnąć ekspor isniejących firm lub mogą pojawić się nowe firmy sprzedające swoje produky za granicę (Baldwin, Skudelny, aglioni 2005). Redukcja ych koszów może mieć szczególne znaczenie dla krajów, w kórych wysępuje silna koncenracja obroów handlowych z jednym krajem lub niewielką grupą krajów mających wspólną waluę. W przypadku Polski 1/3 całości obroów handlu zagranicznego przypada na Niemcy, a na kraje srefy euro ponad 50% całości wymiany. Celem ego arykułu jes sporządzenie prognozy wpływu przysąpienia Polski do srefy euro (: Economic and Moneary Union) na wielkość srumieni handlowych Polski. W ym celu wykorzysano uogólniony grawiacyjny model handlu. Prognoza a pozwoli określić, czy i w jakim sopniu przyjęcie wspólnej europejskiej waluy może wpłynąć na wielkość polskiego handlu zagranicznego. Wyższe obroy handlowe w myśl zarówno neoklasycznej, jak i nowej eorii handlu, związanej ze wzrosem międzynarodowej specjalizacji w produkcji zwiększają poziom krajowego dobrobyu oraz wpływają na wzros gospodarczy. ymczasem wyniki wcześniejszych badań oparych na modelach grawiacji nie dają jednoznacznych predykcji dla Polski doyczących zmian handlu na skuek przyjęcia wspólnej waluy. Wobec isniejących w lieraurze przedmiou licznych konrowersji doyczących oceny członkoswa w unii monearnej, a w szczególności przysąpienia Polski do srefy euro, konieczne jes przeprowadzenie nowego badania dla naszego kraju. W odróżnieniu od doychczasowych prognoz dosępnych w lieraurze przedmiou nasze badanie uwzględnia specyfikę Polski i innych krajów Europy Środkowo-Wschodniej. W porównaniu z obecnymi członkami srefy euro pańswa EŚW są mniej rozwinięe i mają odmienną srukurę owarową handlu zagranicznego (w szczególności w krajach ych znacznie mniejsze znaczenie odgrywa wymiana wewnąrzgałęziowa, pomimo jej wzrosu w osanim okresie). Kraje EŚW od począku ransformacji dokonały znacznej liberalizacji swej wielosronnej poliyki handlowej, w ramach GA/WO oraz regionalnych porozumień handlowych, akich jak CEFA, EFA, BAFA, a przede wszyskim Układu Europejskiego. Posunięcia e, oprócz wprowadzenia wymienialności waluowej, miały duży wpływ na rozwój handlu ych krajów i dlaego zosaną uwzględnione w naszej analizie. Arykuł składa się z sześciu części i podsumowania. W drugiej części przedsawiamy przegląd doychczasowych badań poświęconych szacowaniu skuków wprowadzenia euro, ze szczególnym uwzględnieniem badań poświęconych Polsce. W części rzeciej omawiamy zasosowaną przez nas meodę badawczą. W czwarej przedsawiamy szacunki ex pos wpływu euro na handel w krajach, kóre przyjęły euro. W części piąej przesawiamy sześciolenią prognozę ex ane skuków przyjęcia euro przez Polskę. Analiza wrażliwości uzyskanych wyników zosała zawara w części szósej. Wnioski końcowe oraz rekomendacje dla poliyki gospodarczej przedsawiono w podsumowaniu. Układy Europejskie (Europe Agreemens), CEFA (Cenral European Free rade Area), BAFA (Balic Free rade Area) i EFA (European Free rade Area) o srefy wolnego handlu, w ramach kórych Polska i inne kraje europejskie liberalizowały swój handel przed przysąpieniem do UE. Skład ych ugrupowań i zakres działania są wyjaśnione w rozdziale 3, przy okazji opisu zmiennych wykorzysanych w badaniu empirycznym.

3 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej Przegląd lieraury Pierwszymi, powszechnie znanymi próbami oszacowania wpływu unii monearnej na handel krajów członkowskich były prace Rose a (2000) i Rose a (2001). Rose rozróżnia efek eliminacji wahań kursowych oraz skuki posługiwania się jednolią waluą (czysy efek monearny). Wyniki ych badań były zaskakujące i wskazywały, że udział w unii monearnej może nawe rzykronie zwiększyć handel krajów członkowskich. Publikacje Rose a wywołały wiele kryycznych komenarzy, w kórych auorzy wskazywali na różne przyczyny silnego przeszacowania efeków handlowych. Wskazywano m.in. na nieodpowiedni dobór próby pańsw (wiele krajów małych i słabo rozwinięych) oraz problem endogeniczności unii monearnej (związanej z poliyką banków cenralnych i np. z przeszłością kolonialną). Od ego czasu powsało wiele prac analizujących poencjalne skuki handlowe uczesnicwa w unii monearnej dla krajów większych i bardziej rozwinięych. Prawdopodobnie najbardziej znane są opracowania Barra, Breedona i Milesa (2003). Próbując rozwiązać problem endogeniczności za pomocą zmiennych insrumenalnych, auorzy ci szacowali skuki unii dla krajów UE oraz EFA. Podobne badanie wykonali również Micco, Sein i Ordonez (2003) dla krajów rozwinięych z wyróżnieniem pańsw OECD. W ych analizach oszacowane efeky handlowe były znacznie mniejsze, a w drugim opracowaniu wynosiły zaledwie 6%. Ineresujące jes również badanie Flama i Nordsroma (2006), w kórym szacowano efeky isnienia unii monearnej oddzielnie w poszczególnych grupach owarowych. Okazało się, że najsilniejsze efeky inegracji waluowej wysąpiły w przypadku arykułów przemysłowych przeworzonych, oraz maszyn i sprzęu ransporowego (grupy 6 8 klasyfikacji SIC). Kompleksowy i dogłębny przegląd badań ego ypu, oparych na równaniu grawiacyjnym, zosał przedsawiony przez Baldwina (2006). Wskazywał on m.in., że Rose (2000, 2001) pominął sałe w czasie charakerysyki kraju eksporującego i imporującego. Poza ym należałoby uwzględnić nie ylko koszy wysępujące w wymianie między dwoma analizowanymi krajami, lecz akże koszy związane z handlem z innymi parnerami handlowymi (mulilaeral resisence). Poencjał handlowy krajów Europy Środkowo-Wschodniej był już kilkakronie badany przy użyciu modelu grawiacyjnego, np. Fidrmuc, Huber, Michałek (2001). W lieraurze przedmiou pojawiły się również pierwsze badania doyczące poencjalnych skuków handlowych przysępowania do srefy euro dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej. Pierwsze akie opracowanie wykonała Maliszewska (2004). Auorka analizowała ylko bilaeralne srumienie handlu pomiędzy krajami UE i EŚW w laach (857 obserwacji). Badano u isniejące i poencjalne srumienie handlu krajów EŚW z isnieniem i bez isnienia. W badaniu ym, wykonanym najprosszą meoda OLS, szacunek parameru przy zmiennej był dodani (0,23) oraz ujemny dla UE (-0,12), rakowanej jako ugrupowanie inegracyjne. Wynika z ego, że w wyniku przyjęcia euro handel wzrośnie średnio o 23%. Nasępnie auorka wykorzysała e paramery do oszacowania poencjalnego handlu poszczególnych krajów i ukazania różnicy w sosunku do rzeczywisego handlu z 2002 r. W niekórych przypadkach (np. Czech czy Węgier) rzeczywisy handel nowych członków z ESW były większy od poencjalnego, ypowego dla 15 sarych członków Unii. Oznaczało o, że Wahania kursów nie są egzogeniczne, jeżeli banki cenralne ze względu na awersję firm do ryzyka kursowego usiłują zmniejszyć skalę wahań kursowych wobec głównych parnerów handlowych. Por. Bayoumi i Eichengreen (1998). Głównymi parnerami krajów słabo rozwinięych częso są byłe meropolie kolonialne, wobec kórych byłe kolonie sabilizowały swe kursy waluowe. Meoda a nie jes odpowiednia do analizy danych panelowych ego ypu.

4 72 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski abela 1 Szacunki zmiany handlu pomiędzy nowymi i sarymi członkami UE z uwzględnieniem Isniejący handel w 2002 r. Handel charakerysyczny dla pańsw UE Handel charakerysyczny dla pańsw Handel charakerysyczny dla pańsw UE Handel charakerysyczny dla pańsw mln USD zmiana w % Czechy ,7-26,6 Esonia ,2 9,9 Węgry ,9-48,0 Łowa ,4 70,1 Liwa ,0 50,0 Polska ,3 74,9 Słowacja ,5-8,3 Słowenia ,2 116,7 Uwagi: zmienna zerojedynkowa przyjmowała zawsze warość jeden w przypadku, gdy oba kraje były poem członkami, i zero w przeciwnym przypadku. Źródło: Maliszewska (2004), s. 13. zasosowanie współczynników inensywności wymiany, charakerysycznych dla sarych członków UE, obniżyłoby handel ych pańsw EŚW (por. kolumnę 1 i 2 np. dla Czech czy Węgier). W przypadku pańsw mniej owarych na handel (np. Polski czy Liwy) oznaczałoby o znaczny przyros wymiany. Z kolei wykorzysanie oszacowanego współczynnika przy pokazuje poencjalny przyros handlu pańsw ESW ze sarymi członkami UE, wynikający z przyjęcia wspólnej waluy 4. Wyniki uzyskanych szacunków, rakowane jak skuki przysąpienia do, pokazano w abeli 1. Zmiany handlu pod wpływem przysąpienia do oszacowano, przyjmując, że kraje EŚW osiągną podobny poziom owarcia handlowego jak doychczasowi członkowie UE, a nasępnie członkowie. W rezulacie spowodowałoby o znaczny przyros handlu krajów mniej owarych (jak Polska, Liwa czy Łowa) oraz spadek handlu krajów relaywnie bardziej owarych, akich jak Esonia, Czechy i Słowacja. Nowsza i bardziej rozbudowana analiza zosała przeprowadzona przez Belkego i Spies (2008). Ich wyniki są jednak zupełnie odmienne od uzyskanych przez Maliszewską (2004). Auorzy w swej próbie uwzględnili wszyskie kraje OECD i Europy Środkowo-Wschodniej w laach (5262 obserwacje). Esymację przeprowadzono za pomocą bardziej wyrafinowanych meod ekonomerycznych (esymaor Hausmana-aylora: H-), z uwzględnieniem endogeniczności zmiennych opisujących i innych ugrupowań inegracyjnych. Również w ym przypadku oszacowany paramer przy zmiennej okazał się saysycznie isony i dodani. Wyniki ich oszacowań zosały zamieszczone w abeli 2. abela 2 prezenuje różnice między fakycznymi wielkościami eksporu a oszacowanymi na podsawie modelu wielkościami w hipoeycznym przypadku nieisnienia srefy euro. Zgodnie z ym sza- 4 Punkem odniesienia jes handel charakerysyczny dla krajów UE (czyli druga kolumna abeli). Analiza aka jes prowadzona przy założeniu, że e same współczynniki sojące przy zmiennej dla członków założycieli srefy euro będą miały akie samo znaczenie również przy przysępowaniu pańsw EŚW do isniejącej srefy euro. o samo założenie przyjęliśmy w naszej prognozie.

5 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej abela 2 Szacunki zmian eksporu krajów EŚW do krajów sefy euro Kraj Szacunki opare na pełnej próbie krajów Szacunki opare na próbie bez krajów EŚW % mld USD % mld USD Czechy 1,34 0,38 10,91 1,37 Esonia 18,54 0,30 20,16 0,75 Węgry 17,75 2,14 40,75 2,04 Łowa -21,59-0,60-19,93-1,29 Liwa -15,26-0,57-8,78-0,65 Polska -34,24-13,74-19,00-8,13 Słowacja -4,39-0,31 11,21 0,43 Słowenia 52,12 4,23 66,51 8,34 Źródło: Belke i Spies (2008), s cunkiem nasąpi spadek eksporu krajów względnie zamknięych, akich jak Polska, Liwa czy Łowa, oraz wzros handlu krajów względnie owarych na handel (Esonia, Czechy, Słowacja). W przypadku Polski szacowany spadek handlu jes znaczny i wynosi od 34,2% do 19,0%, w zależności od składu analizowanej próby krajów. ak naprawdę auorzy oszacowali wpływ isnienia srefy euro na srumienie eksporu poszczególnych krajów EŚW, czyli nienależących do, a nie skuek przyjęcia przez nie wspólnej waluy unnej. W gruncie rzeczy szacunek en nie jes więc (nieco wbrew yułowi) prognozą skuków przysępowania do poszczególnych krajów EŚW. e krańcowo odmienne wyniki nie są jednak zby zaskakujące. Maliszewska (2004) próbowała odpowiedzieć na pyanie, o ile zmieni się handel, jeśli kraje EŚW osiągną aki sam poziom owarcia jak sarzy członkowie Unii i (a więc przyros handlu krajów mniej owarych). Z kolei Belke i Spies (2008) oszacowali raczej, o ile wzrósłby handel poszczególnych krajów EŚW wskuek powsania srefy euro, a nie przysąpienia do niej, a więc głównie wzros eksporu krajów bardziej owarych na handel. Zesawienie ych dwóch zbiorów oszacowań, oparych na modelach grawiacyjnych, ukazuje dwa alernaywne podejścia badawcze i wyraźnie odmienne wyniki badań empirycznych, doyczących skuków przysępowania krajów EŚW do srefy euro. Z ego względu isnieje porzeba przeprowadzenia dalszych, bardziej dogłębnych badań, kóre pozwoliłby na rozsrzygnięcie konrowersji isniejących w lieraurze przedmiou co do skuków przyjęcia wspólnej waluy. 3. Meoda badawcza Podobnie jak w przypadku wcześniejszych badań zasosowana przez nas meoda badawcza ma charaker dwueapowy. W pierwszym eapie szacujemy za pomocą modelu grawiacji skuki ex pos wprowadzenia euro w krajach, kóre przyjęły wspólną waluę. W drugim eapie dokonujemy prognozy ex ane dla Polski na podsawie uzyskanych oszacowań paramerów z pierwszego eapu analizy. Pomimo pewnych podobieńsw do wcześniejszych badań nasze podejście cechuje się wieloma isonymi różnicami. W odróżnieniu od poprzednich badań dosępnych w lieraurze przedmiou w naszej analizie użyjemy uogólnionego modelu grawiacyjnego, wyprowadzonego bezpośrednio z eoreycznych modeli

6 74 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski handlu zagranicznego, kóre zakładają niepełną specjalizację w produkcji. ego ypu modele są bardziej odpowiednie dla naszego kraju niż modele zakładające pełną specjalizację produkcji, ponieważ Polska pozosaje krajem mniej rozwinięym, w kórym nadal duże znaczenie odgrywa specjalizacja międzygałęziowa, pomimo szybkiego wzrosu wymiany wewnąrzgałęziowej w osanim dziesięcioleciu. Dlaego eż w analizie zosaną uwzględnione zmienne obrazujące względne wyposażenie krajów w czynniki produkcji (przybliżenie względnych zasobów kapiału oraz ziemi). W modelu grawiacyjnym wielkość obroów handlowych (eksporu i imporu) jes proporcjonalna do masy ekonomicznej (PKB) krajów prowadzących wymianę i odwronie proporcjonalna do odległości pomiędzy nimi, a akże zależy od innych zmiennych mających wpływ na kszałowanie się srumieni handlowych. Eliminacja ryzyka kursowego, związana z przysąpieniem do unii monearnej powinna przyczyniać się do zmniejszenia koszów ransakcji handlowych i wzrosu wymiany owarowej. Analiza powinna eż uwzględnić elemeny preferencyjnej poliyki handlowej (akie jak srefa wolnego handlu czy unia celna), przyczyniające się do inensyfikacji obroów krajów należących do ego samego ugrupowania inegracyjnego. Należy również wziąć pod uwagę zmienne odzwierciedlające procesy wielosronnej liberalizacji handlowej w ramach sysemu GA/WO oraz OECD. Szacowane przez nas równanie grawiacyjne w formie logarymicznej, wykorzysywane do analizy zmian handlowych, ma nasępującą posać: ln 0 1gdp 0 ln i 1 i i 2gdp 0 2 1gdp 3gdp i _ pc 32gdp i i i 4gdp 3gdp _ 4 pc _ pc ln 0 1gdpi 2gdp 3gdp _ pci 4gdp _ pc i 4gdp _ pc 5land i 5 i i 6land 6 5land 7dis i 7 6land 8EU 8 7dis 9 9 8EU 10ERM 2 9 5landi 6land 7dis 8EU ' 10ERM2 ' 9 10ERM2 ' 11CP ' 12Volailiy 11CP Z 12Volailiy c Z ' 11CP 12Volailiy Z c c gdzie: gdp warość handlu (eksporu lub handlu ogółem) między krajem i a j, i i i gdp gdp i PKB w gdp kraju i, i i _ pc i i i land gdp _ pc i PKB gdp per _ pc capia w kraju i, i i i i i land i zasób ziemi uprawnej per capia w kraju i, Dis land i i odległość między krajami i a j, EU Dis Dis EU zmienna binarna odzwierciedlająca członkoswo obu krajów w Unii Europejskiej, EU zmienna binarna odzwierciedlająca członkoswo obu krajów w unii monearnej, ERM 2 udział obu krajów w ERM II, CP ERM 2 ERM 2 (Cenral pegged o ) zmienna obrazująca decyzję o sabilizacji kursu waluy danego CP volailiy CP kraju EŚW (i) w sosunku do kraju ze srefy euro (j), Zvolailiy volailiy zmienna obrazująca bilaeralną zmienność (volailiy) kursową między waluą kraju i oraz Zc Z j, Zc c wekor innych zmiennych, mających wpływ na poziom handlu bilaeralnego między krajem i oraz j (udział w WO, OECD, w srefach wolnego handlu i uniach celnych, wspólnoa językowa czy hisoryczna, położenie geograficzne: dosęp do morza), cland zmienna losowa opisująca nieobserwowalne, ale sałe w czasie charakerysyki, kóre wpływają Land na handel między krajami i oraz j, Land θcol45 zmienna losowa związana z nieobserwowalnymi cechami okresu wpływającymi w en sam sposób Col45 na handel Col45 między każdą parą krajów uwzględnioną w badaniu, 0 Omówienie 0 ych modeli zosało przedsawione m.in. w pracach Cieślika (2005, 2009). 0 Parz m.in. Cieślik (2003). ERM 2 ERM 2 ERM 2 _ cummulaed _ cummulaed _ cummulaed

7 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej e zmienna losowa opisująca losowe zmiany w handlu bilaeralnym, nieujęe w modelu. W naszej analizie badaliśmy bilaeralne srumienie handlu krajów OECD i pańsw Europy Środkowo-Wschodniej, zw. sprawozdawców (reporers) 7, z pozosałymi krajami świaa określanymi jako parnerzy (parners), z wykluczeniem pańsw najmniejszych. Badanie przeprowadzono dla la i w rezulacie objęło około 80 ys. obserwacji w pełnej próbie. Zmienne makroekonomiczne pochodzą głównie z bazy danych Banku Świaowego, a kursowe z bazy IFS. Pełen wykaz zmiennych użyych w modelu, wraz z źródłami pochodzenia danych, jes nasępujący: Ekspor (handel łączny): dane wyrażone w bieżących dolarach dla warości całego eksporu i handlu (gross expors, gross rade). Dane pochodzą z bazy WIS (World Inegraed rade Soluion), worzonej wspólnie przez Bank Świaowy, WO oraz UNCAD. Volailiy: zmienna obrazująca zmienność bilaeralnych kursów waluowych w kraju imporera i eksporera. Dane pochodziły z bazy danych Inernaional Financial Saisics (IFS), wydanej przez Międzynarodowy Fundusz Waluowy, a kursy były podawane w sosunku do SDR poszczególnych krajów na koniec miesiąca. Na ej podsawie wyznaczano kursy bilaeralne, a ich zmienność mierzono odchyleniem sandardowym policzonym dla 12 kolejnych miesięcy dla pierwszych różnic logarymów. Uzyskana wielkość jes bezwymiarowa i równa zero, jeśli kurs się nie zmienia. GDP i : na ema poziomu PKB w danym kraju, mierzonego w bieżących dolarach. Dane pochodzą z bazy WDI (World Developmen Indicaors 2007), wydanej przez Bank Świaowy. GDP per capia : poziom PKB per capia, mierzony w bieżących dolarach. Zmienna a ma obrazować względne wyposażenie krajów w en czynnik produkcji, mający wpływ na srukurę handlu w ujęciu eorii neoklasycznej. Dane e sanowią przybliżenie wyposażenia krajów w zasoby kapiału. Niesey dane obrazujące zasoby kapiału ludzkiego i fizycznego są bardzo niekomplene i nie mogą być wykorzysane w badaniu. Dane e pochodzą również z bazy WDI. Land : ziemia uprawna per capia. Dane pochodzą z bazy WDI Zgodnie z eorią neoklasyczną mają one odzwierciedlać wpływ ego czynnika na srukurę handlu. Dis : odległość między dwoma krajami mierzona według formuły grea circle. Formuła a wykorzysuje długości i szerokości geograficzne największych mias pod względem liczby ludności. W równaniu grawiacyjnym odległość odzwierciedla koszy handlowe i jes czynnikiem zmniejszającym handel bilaeralny. Dane pochodzą z bazy CEPII (Cenre d Eudes Prosepcives e d Informaions Inernaionales). Ponado w modelu użyo zmiennych zerojedynkowych (przyjmują one warość jeden, gdy oba kraje należą do danego ugrupowania): Land locked i : kraj i nie ma granicy morskiej. Col45 : zmienna przyjmuje warość jeden, gdy oba kraje sanowiły jeden organizm; zn. były połączone więziami kolonialnymi w 1945 r. Cenral Europe i : przyjmuje warość jeden, jeśli kraj sprawozdawca leży w Europie Środkowej. Cenral Europe j : przyjmuje warość jeden, jeśli parner j leży w Europie Środkowej. 7 Handel sprawozdawców sanowi punk cenralny naszej analizy. Rozróżnienie sprawozdawców i parnerów pozwala na zróżnicowanie badania doyczącego eksporu i całości handlu. Rozróżnienie o pozwala np. wychwycić skuki funkcjonowania srefy euro dla eksporu do Eurolandu z krajów rzecich.

8 76 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski OECD : zmienna przybiera warość jeden, gdy oba kraje należą do OECD. Odzwierciedla członkoswo w OECD w laach ich fakycznego uczesnicwa (łącznie z Polską, urcją czy Meksykiem). Kraje EŚW przysępowały do OECD w połowie la 90. XX w. 8 GA/WO : zmienna obrazuje kraje, kóre należały do GA, a od 1994 r. do WO (Świaowej Organizacji Handlu). Przybiera warość jeden, gdy oba kraje należały do GA/WO. CEFA (Cenral Free rade Area): przyjmuje warość jeden, jeśli oba kraje należą do CEFA; zosała skonsruowana według sanu rzeczywisego uczesnicwa. BAFA (Balic Free rade Area): przyjmuje warość jeden jeśli oba kraje należą do BAFA, (Esonia, Liwa, Łowa; zosała skonsruowana według sanu rzeczywisego uczesnicwa 10. Europe Agreemens : zmienna ma warość jeden, gdy jeden kraj należy do EŚW i podpisał Układ Europejski, a drugi jes członkiem UE (lub odwronie). MENA & exra European FA : przyjmuje warość jeden, jeśli oba kraje znajdowały się na obszarze objęym procesem liberalizacji wzajemnego handlu (aż do uworzenia srefy wolnego handlu) wdrażanym przez Unię Europejską 11. NAFA : zmienna obrazuje układy o uworzeniu srefy wolnego handlu pomiędzy Sanami Zjednoczonymi, Kanadą i Meksykiem. CER : zmienna obrazuje układy o preferencjach handlowych pomiędzy Ausralią a Nową Zelandią. G3 : zmienna obrazuje układy o preferencjach handlowych pomiędzy Kolumbią, Meksykiem oraz Wenezuelą. Cenral pegged o (CEP ): zmienna przyjmuje warość jeden, gdy jeden z krajów pochodzi z EŚW i związał swój kurs waluowy z euro, a drugi kraj należy do srefy euro. Zbiór en obejmuje również kraje Półwyspu Bałkańskiego. Exra Europe pegged o (EEP ): zmienna przyjmuje warość jeden, jeśli jeden z krajów jes spoza Europy i związał swój kursy waluowy z euro 12, a drugi należy do srefy euro. ERM2: zmienna obrazuje san uczesnicwa krajów UE w ERM II 13. : zmienna przyjmująca warość jeden, gdy oba kraje są członkami w danym roku. Obrazuje ona san uczesnicwa krajów UE w Europejskiej Unii Monearnej. 0 i : zmienna przyjmująca warość jeden, gdy kraj sprawozdawca jes członkiem, a drugi kraj nie. 0 : zmienna przyjmuje warość jeden, gdy kraj parner jes członkiem, a drugi kraj nie. ERM20 i : zmienna przybiera warość jeden, gdy kraj sprawozdawca należy do ERM II, a drugi kraj nie. Zmienna obrazuje san uczesnicwa krajów UE w ERM II. W 2006 r. obejmowała: Cypr, Danię, Esonię, Liwę, Łowę, Malę, Słowację i Słowenię. 8 Zmienna a służy wyodrębnieniu krajów rozwinięych i odzwierciedla liberalizację (głównie finansową) dokonującą się w OECD. Kraje należące do sysemu GA/WO w oku kolejnych rund negocjacji wielosronnych liberalizowały handel wzajemny, co powinno sprzyjać jego inensyfikacji. Liberalizacja a ylko w niewielkim sopniu dokonywała się w krajach rozwających się, będących członkami GA/WO. Czechosłowacja, Węgry i Rumunia były już wcześniej członkami GA, a inne kraje z Europy Środkowo-Wschodniej przysępowały do WO od połowy la 90. XX w. 10 Kraje BAFA sopniowo worzyły pełną srefę wolnego handlu. Kraje e w 2004 r. przysąpiły do UE. 11 Obejmuje ona ugrupowania worzone przez UE na przełomie XX i XXI w. z krajami basenu Morza Śródziemnego oraz innymi krajami pozaeuropejskimi (Chile, Meksyk, RPA). 12 Są o głównie byłe afrykańskie kolonie Europy, np. Benin, Kamerun, Burkina Faso, Kongo. 13 Np. w 2006 r. obejmowała nasępujące kraje: Cypr, Danię, Esonię, Liwę, Łowę, Malę, Słowację i Słowenię.

9 gdp i gdp _ pc i gdp _ land i pc i land i Dis Dis Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej EU EU ERM2 ERM 2 : zmienna przybiera warość jeden, gdy kraj parner należy do ERM II, a drugi kraj nie. ERM 2 CP cummulaed : zmienną zdefiniowano jako minimum z liczby la uczesnicwa w dla CP dwóch krajów członkowskich unii monearnej. Ma ona odzwierciedlać volailiy skuki funkcjonowania volailiy w perspekywie kilku la (nie jes o zmienna binarna) 14. Z 0 Z cummulaed : zmienna zdefiniowana jako liczba la uczesnicwa c w kraju sprawozdawcy, c gdy należy on do, a kraj parner nie jes członkiem. _ cummulaed : zmienną zdefiniowano jako liczbę la uczesnicwa w kraju parnera, gdy sprawozdawca nie jes członkiem. Pos_communis : zmienna binarna, kóra przyjmuje warość jeden, gdy Land kraj należał do krajów będących Land w srefie wpływów Związku Radzieckiego 15. Col45 Przyjęcie Col45 ak dużej liczby zmiennych zerojedynkowych jes uzasadnione znaczeniem licznych porozumień liberalizujących, oddziałujących na wielkość wymiany owarowej. Porozumienia 0 e są szcze- gólnie liczne 0 w Europie. Poza ym saraliśmy się uwzględnić znaczenie liberalizacji ogólnoświaowej, kóra dokonała się pod wpływem Rundy Urugwajskiej WO, oraz hisorię krajów ERM EŚW 2 w okresie ransformacji gospodarczej. ERM 2 Analiza ak wielu zmiennych była możliwa dzięki bardzo rozbudowanej bazie danych (ponad 80 ys. obserwacji), co zapewniło odpowiednią liczbę sopni swobody. _ cummulaed Większość analizowanych przez _ cummulaed nas zmiennych okazała się saysycznie isona, co wskazuje, że przyjęe przez nas podejście było słuszne. Pos _ communis Esymację Posparamerów _ communis modelu przeprowadzono meodą panelową dla efeków zmiennych (RE), sałych (FE) i algorymem Hausmana-aylora (H-). Oszacowano liniowy model yefeków = x +c nieobserwowalnych: y = x +c u u. W modelu ym efek indywidualny c jes częso skorelowany ze zmiennymi objaśniającymi zawarymi w x i. Zdefiniujmy łączny błąd losowy: v = c + u. Gdy efek indywidualny v = cc jes + u skorelowany ze zmiennymi objaśniającymi, wysąpi problem równoczesności ze względu na korelację między x a v. Sandardowym rozwiązaniem ego problemu v jes zasosowanie przekszałcenia v FE (efeków sałych) lub FD (pierwszych różnic). Przekszałcenia e eliminują jednak z modelu zmienne sałe w czasie. Isnieje jednak rozwiązanie pośrednie dzielimy zmienne objaśniające na nieskorelowane z c i i skorelowane z c i. Esymaor H- umożliwia uzyskanie oszacowań wszyskich paramerów akiego modelu. W naszej esymacji założyliśmy, że efeky czasowe mogą być skorelowane ze zmiennymi objaśniającymi, i oszacowaliśmy je, dodając do modelu odpowiednie zmienne zerojedynkowe. Decyzja o przynależności do sysemu waluowego może mieć związek z nieobserwowalnymi czynnikami wpływającymi na wielkość handlu. Przy szacowaniu paramerów modeli zakładaliśmy więc, że zerojedynkowe zmienne objaśniające związane z przynależnością do ugrupowań waluowych (np. ERM2, ERM1, Cenral o, i cummulaed) są rakowane jako zmienne endogeniczne. Dlaego po analizie wyników zdecydowaliśmy się na wykorzysanie meody H- jako najbardziej wiarygodnej, ze względu na możliwość wysępowania problemu endogeniczności głównych zmiennych objaśniających, związanych z członkoswem w unii monearnej, ERM II czy różnymi formami powiązania kursów walu narodowych z euro, wysępującymi w niekórych krajach Europy Środkowo-Wschodniej. 14 Dla uproszczenia założono liniową posać skumulowanego wpływu członkoswa w. Uproszczona forma zależności zosała dobrana ze względu na niewielką liczbę la funkcjonowania. 15 Zmienna odzwierciedlająca odmienną hisorię krajów zw. bloku sowieckiego. Obejmuje ona kraje EŚW, kóre nie są sprawozdawcami.

10 78 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski Uzyskane warości paramerów w ramach powyższej regresji służą do sporządzenia prognozy dla Polski, doyczącej poencjalnych skuków handlowych przyjęcia euro. Prognoza zmiany wielkości obroów handlowych dla Polski składa się z dwóch elemenów. Po pierwsze, szacujemy skuek sabilizacji kursów wobec euro, korzysając z danych dla grupy krajów EŚW, kóre powiązały swoje kursy z euro. Drugi elemen szacunku orzymujemy, badając wpływ przysępowania do srefy euro. Składa się na niego efek eliminacji wahań kursowych oraz wpływ zmian insyucjonalnych związanych z przysąpieniem do srefy euro. Przy formułowaniu prognozy zmiany efeku insyucjonalnego wykorzysujemy model rendu liniowego. Pozwala o na rozróżnienie efeku samego przysąpienia do srefy euro i skumulowanych efeków pojawiających się w średnim okresie (sześciu la). 4. Wyniki esymacji paramerów uogólnionego modelu grawiacji Esymacje przeprowadziliśmy na pełnej próbie dla warości eksporu (ponad 82 ys. obserwacji) oraz warości handlu ogółem (sumy eksporu i imporu; ponad 76 ys. obserwacji) 16. Uzyskane wyniki dla eksporu przedsawiliśmy w abeli 3. Wyłuszczonym drukiem zaznaczone zosały najważniejsze zmienne z punku widzenia ego badania, związane z funkcjonowaniem srefy euro. Uwzględniono u również zmienne odpowiadające za zróżnicowane efeky czasowe. Oszacowane paramery owarzyszące zmiennym grawiacyjnym wyprowadzonym z eorii handlu (zn. PKB, PKB per capia, odległość, brak granicy morskiej) prawie zawsze są saysycznie isone i mają znaki zgodne z eorią. Zmienne doyczące wielosronnej poliyki handlowej i finansowej są również isone i wskazują na duży wpływ liberalizacji handlu w ramach GA/WO i OECD na ekspor wzajemny krajów należących do ych organizacji. Równie duży jes wpływ europejskich preferencyjnych porozumień handlowych. Oszacowane paramery owarzyszące zmiennym doyczącym skuków funkcjonowania pozaeuropejskich ugrupowań inegracyjnych (CER, BAFA, NAFA, G3 oraz MENA) okazały się saysycznie nieisone w naszym badaniu. Z ego eż względu zmienne e zosały usunięe z modelu i nie są uwzględnione w regresji z abeli 3. Wśród ugrupowań europejskich saysycznie isony i dodani jes wpływ porozumienia CEFA na całość handlu krajów członkowskich. Kraje e sopniowo worzyły srefę wolnego handlu z wyłączeniem arykułów rolnych, co przyczyniło się do inensyfikacji wzajemnego eksporu 17. Kraje CEFA najczęściej zawierały akże Układy Europejskie, a poem przysępowały do UE. Z kolei ugrupowanie BAFA nie miało isonego wpływu na wielkość wzajemnej wymiany krajów członkowskich. Z ego względu oszacowany paramer owarzyszący ej zmiennej zosał pominięy w abeli 3. Układy Europejskie podpisywane przez kraje Europy Środkowo-Wschodniej z UE zawierały posanowienia doyczące worzenia sref wolnego handlu, z wyłączeniem arykułów rolnych, i miały eż znaczny wpływ na zwiększenie eksporu ych krajów. Oprócz pańsw CEFA Układy obejmowały kraje, kóre już przysąpiły do UE, jak również Chorwację i Macedonię. Sam fak przysąpienia do Unii Europejskiej (zmienna EU) również przyczynił się do znacznego zdynamizowania eksporu krajów EŚW, co wiązało się z usunięciem pozosałych barier handlowych, a w szczególności z liberalizacją handlu arykułami rolnymi. 16 Odmienne liczby obserwacji dla eksporu i handlu ogółem wynikają z faku, że sprawozdawcy eksporują prawie do wszyskich krajów świaa, naomias parnerzy (również z krajów rozwających się) częso mają ograniczoną liczbę rynków zbyu. 17 Szerzej: Cieślik (2007).

11 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej abela 3 Wyniki esymacji paramerów modelu dla eksporu, pełna próba krajów. Esymacja meodą Hausmana-aylora Zmienna Współczynnik Odchylenie sandardowe z Warość p Egzogeniczne zmienne objaśniające zmieniające się w czasie gdp 1,110 0,024 47,13 0,000 gdp 0,809 0,021 39,36 0,000 land -0,038 0,032-1,20 0,230 land -0,085 0,025-3,42 0,001 gdp p.c. -0,731 0,030-24,00 0,000 gdp p.c. -0,061 0,023-2,63 0,009 CEFA 0,166 0,090 1,84 0,066 OECD 0,423 0,035 11,91 0,000 GA/WO 0,193 0,016 11,94 0,000 Europe agreemen 0,120 0,035 3,43 0,001 Volailiy -0,184 0,053-3,49 0, r. 0,069 0,019 3,64 0, r. 0,061 0,020 3,11 0, r. 0,016 0,019 0,82 0, r. 0,083 0,019 4,29 0, r. 0,083 0,019 4,29 0, r. -0,024 0,020-1,18 0, r. 0,000 0,020 0,02 0, r. 0,040 0,021 1,92 0, r. 0,027 0,021 1,24 0, r. 0,019 0,024 0,78 0, r. -0,001 0,027-0,05 0, r. 0,060 0,029 2,09 0, r. 0,025 0,031 0,80 0,426 Endogeniczne zmienne objaśniające zmieniające się w czasie EU 0,332 0,044 7,50 0,000 EU0 0,227 0,020 11,08 0,000 EU0 0,091 0,040 2,28 0,022 EEP 0,125 0,044 2,87 0,004 CEP 0,274 0,061 4,45 0,000 0,129 0,075 1,72 0, ,016 0,024 0,66 0, ,215 0,043 4,95 0,000 cummulaed -0,018 0,013-1,42 0,154 0 cummulaed -0,016 0,004-3,87 0,000 0 cummulaed -0,003 0,008-0,37 0,709 ERM2 0,047 0,138 0,34 0,734 ERM20 0,018 0,026 0,68 0,497 ERM20 0,097 0,048 2,03 0,042 Egzogeniczne zmienne objaśniające sałe w czasie dis -1,427 0,047-30,66 0,000 Col45 1,780 0,286 6,22 0,000 Cenral Europe -1,854 0,097-19,18 0,000 Cenral Europe -0,044 0,126-0,35 0,728 Land locked 0,315 0,096 3,27 0,001 Land locked -0,838 0,088-9,50 0,000 Sała -19,168 0,769-24,91 0,000 σ c 2,945 σ ε 0,923 ρ 0,911 Liczba obserwacji Liczba par krajów Uwaga: esymacja meodą Hausmana-aylora.

12 80 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski Należy eż zauważyć, że funkcjonowanie Unii Europejskiej generowało dodakowy popy na impor z krajów rzecich oraz ekspor do ych krajów (o czym świadczą dodanie i saysycznie isone paramery przy zmiennych EU0 oraz EU0). Można o inerpreować jako efeky zw. pozyywnej modyfikacji handlu w przeciwieńswie do negaywnych skuków przesunięcia srumieni handlowych. Oprócz ego można zauważyć, że kraje Europy Środkowo-Wschodniej eksporują poniżej swoich możliwości, o czym świadczy ujemny paramer owarzyszący zmiennej Cenral Europe. Wydaje się więc, że pomimo szybkiej ransformacji hisoria gospodarek nierynkowych, cenralnie serowanych nadal ma negaywny wpływ na wielkość handlu krajów EŚW. Wśród zmiennych o charakerze monearnym isona okazała się Cenral o odzwierciedlająca decyzje krajów EŚW o powiązaniu kursu swej waluy z euro. Decyzję aką podjęły niekóre kraje EŚW: Bułgaria, Esonia, Liwa, Łowa, Słowacja oraz Słowenia. Warość oszacowanego parameru owarzyszącego ej zmiennej okazała się saysycznie isona i miała dodani znak (wysoka warość oszacowanego parameru: 27% dla eksporu). Można o inerpreować w en sposób, że zobowiązanie się rządu (banku cenralnego) do sabilizacji kursu waluowego dzięki sabilizacji cen krajowych w eksporcie i imporcie zwiększa pewność działania przedsiębiorców oraz symuluje rozwój eksporu. Zmienna ERM2 okazała się saysycznie nieisona, prawdopodobnie ze względu na niewielką liczbę obserwacji. Może być o związane z relaywnie szerokim pasmem dopuszczalnych wahań kursowych, począwszy od 1993 r., kóre ograniczało rzeczywise znaczenie ekonomiczne zreformowanego po kryzysach Europejskiego Sysemu Waluowego. Inną zmienną ważną z punku widzenia akcesji do srefy euro była Volailiy, mierząca znaczenie wahań kursowych. Oszacowany paramer owarzyszący ej zmiennej jes saysycznie isony i ma ujemny znak, co oznacza, że redukcja wahań kursowych związana z przysąpieniem do srefy euro, prowadzi do zwiększenia eksporu. Jes o zgodne z wieloma wcześniejszymi badaniami, sugerującymi negaywny wpływ wahań kursowych na wymianę handlową. Główny esymaor zmiennej (opisujący syuację, w kórej oba kraje przyjęły euro) jes saysycznie isony i ma dodani znak (0,1289). Udział w srefie euro znacznie zwiększa zaem poziom eksporu (i handlu) wewnąrz srefy euro. rzeba również zauważyć, że saysycznie isona i dodania okazała się zmienna 0 (0,2145), opisująca syuację, w kórej kraj eksporujący nie należy do srefy euro, a odbiorca jes członkiem srefy euro. Oznacza o, że kraje srefy euro znacznie zwiększają swój impor z pańsw rzecich (reszy świaa). Innymi słowy okazuje się, że oprócz członkoswa w Unii Europejskiej dodakowo uczesnicwo w srefie euro zwiększa efek pozyywnej modyfikacji handlu. Na podobne zjawisko wskazywano również w cyowanym wcześniej badaniu Belke i Spies (2008). W odróżnieniu od oszacowań parameru owarzyszącego zmiennej EU0 esymaor zmiennej 0, oznaczającej, że kraj sprawozdawca jes w srefie euro, a parner poza nią okazał się saysycznie isony, ale ujemny (-0,0164). Można o inerpreować w en sposób, że udział kraju w zmniejsza jego ekspor do krajów rzecich (poza srefą euro). Można zaem sądzić, że funkcjonowanie srefy euro z jednej srony symuluje handel wzajemny członków unii monearnej i impor z reszy świaa, ale z drugiej srony ogranicza ekspor członków do pańsw rzecich. Powsaje więc efek względnego wewnęrznego rozwoju i względnego zamykania się eksporu, przy znacznej owarości na impor. W kaegoriach handlowych można o inerpreować jako efek kreacji handlu wewnęrznego i zewnęrznej ekspansji handlu. rzeba podkreślić, że paramer przy zmiennej cummulaed (gdy oba kraje należą do srefy euro) jes ujemny, co oznacza, że z czasem sopniowo wygasa pozyywny efek handlowy przysąpienia

13 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej abela 4 Wyniki esymacji paramerów modelu dla całości handlu, pełna próba krajów. Esymacja meodą Hausmana-aylora Zmienna Współczynnik Odchylenie sandardowe z Warość p Egzogeniczne zmienne objaśniające zmieniające się w czasie gdp 0,969 0,029 33,18 0,000 gdp 0,655 0,024 26,83 0,000 land -0,017 0,031-0,56 0,577 land -0,040 0,024-1,65 0,099 gdp p.c. -0,419 0,032-13,01 0,000 gdp p.c. 0,036 0,026 1,40 0,162 CEFA 0,203 0,066 3,10 0,002 OECD 0,414 0,026 15,75 0,000 GA/WO 0,216 0,012 17,57 0,000 Europe agreemen 0,116 0,026 4,53 0,000 Volailiy -0,089 0,041-2,19 0, r. 0,048 0,014 3,35 0, r. 0,030 0,015 2,05 0, r. 0,010 0,015 0,70 0, r. 0,061 0,015 4,09 0, r. 0,086 0,015 5,77 0, r. 0,006 0,016 0,39 0, r. 0,057 0,016 3,61 0, r. 0,092 0,016 5,67 0, r. 0,066 0,017 3,91 0, r. 0,056 0,019 2,97 0, r. 0,042 0,021 1,96 0, r. 0,079 0,023 3,43 0, r. 0,080 0,025 3,20 0,001 Endogeniczne zmienne objaśniające zmieniające się w czasie EU 0,225 0,032 6,98 0,000 EU0 0,049 0,016 3,14 0,002 EU0 0,133 0,029 4,60 0,000 EEP -0,068 0,033-2,08 0,038 CEP 0,200 0,045 4,49 0,000 0,106 0,054 1,95 0, ,056 0,018 3,15 0, ,123 0,031 3,91 0,000 cummulaed -0,020 0,009-2,16 0,031 0 cummulaed -0,027 0,003-8,59 0,000 0 cummulaed 0,004 0,006 0,65 0,518 ERM2-0,032 0,100-0,32 0,747 ERM20-0,076 0,020-3,78 0,000 ERM20 0,051 0,035 1,47 0,142 Egzogeniczne zmienne objaśniające sałe w czasie dis -1,282 0,058-22,23 0,000 Col45 1,709 0,357 4,79 0,000 Cenral Europe ,111-9,89 0,000 Cenral Europe -0,026 0,156-0,16 0,869 Land locked -0,076 0,124-0,61 0,541 Land locked -0,871 0,111-7,82 0,000 Sała -15,839 0,885-17,91 0,000 σ c 3,711 σ ε 0,672 ρ 0,968 Liczba obserwacji Liczba par krajów Uwaga: esymacja meodą Hausmana-aylora.

14 82 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski do. Zjawisko o znajdzie odzwierciedlenie w przeprowadzonej przez nas prognozie skuków handlowych przysąpienia Polski do srefy euro, zamieszczonej w abeli 5. Wyniki esymacji dla całości handlu (suma eksporu i imporu) zosały zamieszczone w abeli 4. Wyniki e są bardzo podobne do wyników uzyskanych wcześniej dla eksporu. Podobnie jak poprzednio, zmienne grawiacyjne, wyprowadzone z eorii handlu są saysycznie isone i mają oczekiwane znaki. Również esymaory zmiennych opisujących skuki porozumień o wielosronnej liberalizacji handlu są zawsze isone i mają dodanie znaki (GA/WO, OECD). Również oszacowania paramerów owarzyszących zmiennym odzwierciedlającym udział w ugrupowaniach regionalnych są saysycznie isone i mają wysokie dodanie warości. Podobnie jak w przypadku eksporu zmienna Cenral o okazała się saysycznie isona z dodanim znakiem, ale warość oszacowanego parameru jes nieco niższa niż w przypadku oszacowań uzyskanych dla eksporu. Gwarancje sabilizacji kursu waluowego symulują rozwój nie ylko eksporu, ale również całości handlu. Oszacowane paramery owarzyszące zmiennym ERM2, prawdopodobnie z ych samych względów co w przypadku eksporu, również okazały się nieisone saysycznie. Paramer owarzyszący zmiennej Volailiy, mierzącej znaczenie wahań kursowych, ma oczekiwany ujemny znak. Zmienna a jes saysycznie isona, co oznacza, że redukcja wahań kursowych zwiększa akże rozmiary całkowiej wymiany handlowej 18. Również bardzo ważny esymaor zmiennej jes saysycznie isony i ma oczekiwany, dodani znak (0,1059). Podobnie jak w przypadku oszacowań eksporu esymaory obu zmiennych 0 i 0 są saysycznie isone i dodanie. Uzyskane przez nas wyniki pokazują zaem, że funkcjonowanie pobudza handel srefy euro z reszą świaa, ale w większym sopniu impor z pańsw rzecich niż ekspor do nich, ponieważ warość esymaora 0 jes większa niż 0. Podobnie jak w przypadku szacunku eksporu esymaor zmiennej cummulaed dla całości handlu jes ujemny i isony saysycznie, co również oznacza, że z czasem pozyywny efek handlowy wprowadzenia wspólnej waluy sopniowo wygasa. Zjawiska e znajdują odzwierciedlenie w opracowanej przez nas prognozie handlowych skuków wprowadzenia euro w Polsce. Prognozy uzyskane dla eksporu oraz całości polskiego handlu zagranicznego omówione zosały w kolejnej części arykułu. 5. Prognoza skuków handlowych wprowadzenia euro dla Polski Przed omówieniem naszej prognozy doyczącej zmiany wielkości eksporu w wyniku wejścia Polski do srefy euro waro również przypomnieć silny wpływ powiązania kursów krajów EŚW z euro (wysoka warość oszacowanego parameru Cenral o i jego saysyczna isoność). Według naszych oszacowań samo zobowiązanie kraju do sabilizacji kursu, np. po przysąpieniu do ERM II, może silnie zwiększyć warość polskiego eksporu (o 31%). Innego rodzaju prognozy można sformułować, zakładając, że Polska powórzy ścieżkę rozwoju handlu krajów założycieli srefy euro. Przyjęo uaj akie właśnie oczywise założenie. ego rodzaju prognoza zmiany wielkości handlu zosała orzymana ze wzoru: 0 exp ˆ Volailiy Volailiy Polska ˆ _ cummulaed 18 Należy dodać, że oszacowania paramerów Volailiy,, modelu dla imporu doprowadziły do uzyskania przez nas saysycznie _ cummulaed isonych wyników większości zmiennych z wyjąkiem ych doyczących członkoswa w unii waluowej. Volailiy Polska exp ˆ 0 0 _ cummulaed,

15 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej exp ˆ gdzie: Volailiy Volailiy Polska ˆ _ cummulaed 0 0 i handel uż przed przysąpieniem i po przysąpieniu do srefy euro, oszacowania paramerów uzyskane dla odpowiednich zmiennych Volailiy,, exp ˆ VolailiyVolailiyPolska ˆ _ 0 exp ˆ VolailiyVolailiyPolska ˆ _ cummulaed _ cummulaed 0 w regresji, Volailiy Polska zmienność kursu Volailiy,, _ cummulaed Volailiy w Polsce, dla, osaniej _ cummulaed obserwacji w próbie. Volailiy Polska W przypadku exp prognoz 0 ˆ wpływu Volailiy 0 _ cummulaed akcesji, Polska na ekspor do krajów spoza srefy euro zasosowano wzór: 0 exp 0 ˆ 0 _ cummulaed, 0 exp 0 ˆ 0 _ cummulaed, exp 0 ˆ 0 _ cummulaed a. do szacowania wpływu akcesji 0 0 na impor exp z krajów spoza srefy ˆ 0 0 _ cummulaed euro wykorzysano wzór:. 0 exp 0 ˆ 0 _ cummulaed. 0 Zauważmy, że w ym przypadku nie brano pod uwagę wpływu akcesji do srefy euro na redukcję wahań kursu między waluą krajową a zagraniczną, co prawdopodobnie nasąpi w przypadku złoówki. Wyniki prognozy zmian wielkości eksporu dla Polski związane z przysąpieniem do srefy euro zosały przedsawione w abeli 5, a dla całości handlu w abeli 6. Z prognoz ych wynika, że przysąpienie Polski do srefy euro, poprzez eliminację wahań kursowych będzie symulowało polski ekspor. Przy worzeniu prognozy dla Polski wzięliśmy pod uwagę zakres zmienności wahań kursu euro z osaniej obserwacji z próby (2006 r.) i przyjęliśmy, że po przysąpieniu Polski do srefy euro zmienność a zupełnie zaniknie. Jak się okazuje, efek en jes jednak dla Polski sosunkowo nieduży, ze względu na niską warość oszacowanego parameru. Z kolei insyucjonalny wpływ przysąpienia Polski do na ekspor do innych krajów członkowskich jes dodani, ale efek skumulowany członkoswa w jes ujemny, co oznacza, że pozyywny efek członkoswa będzie z czasem wygasać. Prognozowane przez nas zmiany eksporu członków unii waluowej do innych krajów srefy euro w pierwszych sześciu laach członkoswa są więc nasępujące: +12,6%; +10,6%; +8,6%; +6,6%; +4,7% ; 2,8% (por. abela 5), w sosunku do scenariusza bazowego, bez akcesji Polski do srefy euro. Z naszych wcześniejszych oszacowań wynika, że ekspor członków do krajów spoza srefy euro (zmienna 0) może się sopniowo zmniejszać, przy wzroście imporu z ych krajów (zmienna abela 5 Prognoza zmian wielkości eksporu dla Polski, pełna próba krajów Ekspor do krajów należących do srefy euro Odchylenie sandardowe Ekspor do krajów spoza srefy euro Odchylenie sandardowe Impor z krajów spoza srefy euro Odchylenie sandardowe Rok 1 12,611 7,484-0,064 2,095 23,578 4,693 Rok 2 10,567 6,547-1,694 1,824 23,223 4,138 Rok 3 8,560 5,873-3,297 1,632 22,868 3,751 Rok 4 6,590 5,515-4,874 1,539 22,515 3,583 Rok 5 4,655 5,497-6,426 1,551 22,162 3,660 Rok 6 2,756 5,787-7,952 1,656 21,811 3,964

16 84 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski abela 6 Prognoza zmian wielkości całego handlu dla Polski, pełna próba krajów Handel ogółem z krajami należącymi do srefy euro Odchylenie sandardowe Handel ogółem z krajami spoza srefy euro Odchylenie sandardowe Rok 1 9,393 5,267 2,926 1,604 Rok 2 7,216 4,601 0,163 1,380 Rok 3 5,083 4,122-2,525 1,221 Rok 4 2,992 3,866-5,141 1,138 Rok 5 0,943 3,847-7,687 1,135 Rok 6-1,065 4,043-10,165 1,200 0). W przypadku Polski oznaczałoby o dalszą koncenrację obroów handlowych naszego pańswa z krajami należącymi do UE (srefy euro). Wyniki naszej prognozy zmian wielkości całego handlu Polski związanych z przysąpieniem do srefy euro zosały zamieszczone w abeli 6. Wyniki e są bardzo podobne do ych, kóre orzymaliśmy dla eksporu, chociaż siła oddziaływania poszczególnych zmiennych objaśniających jes nieco mniejsza. Podobnie jak w przypadku eksporu zobowiązanie się do sabilizacji kursu może również zwiększyć warość całego polskiego handlu (o około 20%). Z kolei przysąpienie do srefy euro dzięki eliminacji wahań kursowych będzie dalej symulowało polski handel, chociaż w sosunkowo niewielkim sopniu. W przypadku całości obroów handlowych Polski efek insyucjonalny przysąpienia do jes również dodani, a skumulowany efek członkoswa w jes nieznacznie ujemny, co oznacza, że pozyywny efek członkoswa z czasem wygasa. Prognozowane przez nas zmiany w handlu z innymi krajami srefy euro w pierwszych sześciu laach są więc nasępujące: +9,4%; +7,2%; +5,1%; +3,0%; + 0,095%, -1,1%, w sosunku do scenariusza bazowego zakładającego brak akcesji Polski do srefy euro. Podobnie jak w przypadku eksporu handel z krajami spoza srefy euro (zmienna emu) może sopniowo się zmniejszać, przy wzroście obroów z krajami rzecimi spoza srefy (zmienna par emu). Siła ych efeków jes jednak znacznie mniejsza w porównaniu ze wzrosem handlu wzajemnego członków srefy euro. 6. Sabilność orzymanych wyników W celu zbadania odporności uzyskanych przez nas wyników na dobór pańsw w próbie przeprowadziliśmy oddzielne esymacje dla ych samych la, krajów i zmiennych, ale z wykluczeniem krajów Europy Środkowo-Wschodniej (jako sprawozdawców ). Pańswa EŚW wsępują naomias jako parnerzy handlowi innych pańsw UE i pozosałych pańsw OECD, co pozwala na oszacowanie esymaorów większości głównych zmiennych. Znacznie ograniczyło o jednak liczbę obserwacji do około 56 ysięcy. Pełne wyniki orzymanych szacunków są zaware w Raporcie na ema pełnego uczesnicwa Rzeczypospoliej Polskiej w rzecim eapie Unii Gospodarczej i Waluowej. Pomimo ego ograniczenia wyniki orzymane dla zmniejszonej próby, nieuwzględniającej krajów Europy Środkowo-Wschodniej w roli sprawozdawców, są dość podobne do ych, kóre zosały uzy-

17 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej abela 7 Porównanie wyników obu prognoz dla Polski na podsawie pełnej próby i ograniczonej (bez krajów Europy Środkowo-Wschodniej) Ekspor Całość handlu pełna próba bez EŚW pełna próba bez EŚW Sabilizacja kursu waluowego 31,493 29,224 22,196 29,224 Zmienność (volailiy) 0,810 1,422 0,392 1,422 Rok 1 12,611 10,313 9,393 7,543 Rok 2 10,567 9,136 7,216 6,101 Rok 3 8,560 7,972 5,083 4,679 Rok 4 6,590 6,820 2,992 3,276 Rok 5 4,655 5,681 0,943 1,892 Rok 6 2,756 4,553-1,065 0,527 Uwaga: pierwszy wiersz abeli podaje warość esymaora zmiennej Cenral o opisującej skuki sabilizacji kursów waluowych niekórych krajów EŚW w sosunku do euro. Nie jes o jednak warością prognozy, ale oszacowaniem skuków ex pos dla krajów, kóre uszywniły kurs swojej waluy względem euro. skane dla pełnej próby. Można zaem wnioskować, że orzymane wyniki są sabilne, chociaż warości prognoz dla mniejszej próby są zazwyczaj nieco niższe. Wyjąkiem są esymaory zmiennej opisującej wahania kursowe ich warości bezwzględne są wyższe dla ograniczonej próby. Również skumulowany efek negaywny przysąpienia do jes mniejszy (nieisony w przypadku eksporu), co powoduje, że nawe w szósym roku prognoza eksporu i całości handlu Polski jes nieco większa. Porównanie obu prognoz dla naszego kraju, dla pełnej i zmniejszonej próby pokazano w abeli 7. Z zesawienia ego wynika wyraźnie, że jeśli nawe pominiemy kraje EŚW, o sabilizacja polskiej waluy wobec euro oraz zmniejszenie wahań kursowych symulują zarówno ekspor, jak i całość obroów handlowych. Skuki insyucjonalne przysąpienia do srefy euro są nieco mniejsze w pierwszym roku zarówno dla eksporu (10,3% w porównaniu z 12,6%), jak i dla całości handlu (7,5% wobec 9,4%) naszego kraju. Łączny pozyywny efek przysępowania do srefy euro nie zanika nawe w szósym roku prognozy ze względu na dodani wpływ sabilizacji kursowej. 7. Podsumowanie i rekomendacje W przeprowadzonej przez nas analizie i prognozie próbowano rozróżnić krókookresowe efeky ekonomiczne, wynikające z powiązania kursów waluowych z euro, co sanowi ekwiwalen przysąpienia do ERM II oraz średnio i długookresowe efeky sabilizacji wahań kursowych w wyniku przysąpienia do oraz uczesnicwa w srefie euro w długim okresie (zmienna emu cumulaed). Z naszych prognoz wynika, podobnie jak w niekórych innych badaniach, że efek ekspansji handlu może wysąpić już po ogłoszeniu decyzji o przysąpieniu do srefy euro i podjęciu zobowiązania do sabilizacji kursu waluowego. Ponado przysąpienie do srefy euro powinno przyczynić się do dalszego zwiększenia polskiego handlu, a w szczególności eksporu do innych krajów srefy euro, chociaż można oczekiwać, że en pozyywny efek ekspansji wymiany będzie sopniowo wygasał. Można również sądzić, że funkcjonowanie srefy euro symuluje impor z reszy świaa, ale eż powoduje kon-

18 86 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski cenrację eksporu na krajach należących do srefy euro. Można o inerpreować jako skuek kreacji handlu wewnęrznego i zewnęrznej ekspansji handlu. Uzyskane szacunki i prognoza wskazują, że przysąpienie Polski do srefy euro powinno przyczynić się do znacznego zwiększenia obroów handlowych naszego kraju, a poprzez o zgodnie ze sandardową eorią handlu zwiększyć poziom międzynarodowej specjalizacji produkcji oraz dobrobyu narodowego (i PKB). Będzie o wymagać spełnienia kryeriów konwergencji (łącznie z poziomem deficyu budżeowego i celem inflacyjnym) oraz sabilizacji kursu waluowego po przysąpieniu do ERM II. Należy również zauważyć, że warunkiem koniecznym uzyskania przyrosu handlu jes przyjęcie właściwego poziomu kursu równowagi w momencie sabilizacji złoego wobec euro. Kurs równowagi fundamenalnej (FEER) 19 powinien zapewnić równoczesną równowagę zewnęrzną i wewnęrzną. a pierwsza oznacza równowagę bilansu obroów bieżących na opymalnym poziomie, z uwzględnieniem salda ransferów i dochodów w średnim okresie oraz odpowiedniego poziomu wypłacalności kraju. Z kolei równowaga wewnęrzna jes inerpreowana jako zerowa luka popyowa na rynku wewnęrznym. Szacunki FEER złoego przeprowadzone przez Rubaszka (2008) dla NBP wskazują np., że w 2001 r. kurs złoego kszałował się na przewarościowanym poziomie, a w laach złoy był niedowarościowany. W I kwarale 2008 r. złoy był naomias bardzo blisko poziomu kursu równowagi fundamenalnej (około 2% przewarościowania). Wyraźna deprecjacja złoego w osanim kwarale 2008 r. oznacza silne niedowarościowanie naszej waluy w ym okresie. o z kolei zwiększa opłacalność cenową eksporu i zmniejsza konkurencyjność dóbr pochodzących z imporu, dzięki czemu powinno pozyywnie oddziaływać na saldo bilansu obroów bieżących Polski. Z drugiej srony przewidywany spadek popyu ze srony głównych imporerów unnych w 2009 r. może pogarszać ekspor neo naszego kraju. Ze względu na oba zjawiska wydaje się, że rynkowy kurs waluowy zapewnia równowagę długookresową bilansu obroów bieżących, a jego poziom nie powinien ograniczać poencjalnych korzyści z przysąpienia do srefy euro. Zagadnienie oszacowania poziomu kursu równowagi wykracza jednak poza zakres ego arykułu 20. Należy dodakowo zaznaczyć, że sformułowane przez nas prognozy opierają się na założeniu, że kraje obecnie przysępujące do unii monearnej uzyskają korzyści z akcesji podobne do ych, kóre uzyskali założyciele. Założenie o nie jes oczywise, ponieważ syuacja kraju przysępującego do isniejącej unii waluowej jes inna niż kraju, kóry saje się członkiem nowo powsałej unii. W szczególności na korzyści kraju wsępującego do unii mogą oddziaływać efeky związane z przesunięciem handlu, kóre wysąpiły już po powsaniu unii waluowej, ale przed przysąpieniem analizowanego kraju 21. Niesey przeprowadzenie analizy akich efeków jes w chwili obecnej niemożliwe, ponieważ jedynymi krajami Europy Środkowo-Wschodniej, kóre wsąpiły do w kilka la po jej powsaniu, są Słowenia i Słowacja. 19 FEER: Fundamenal Equilibrium Exchange Rae. 20 W modelach grawiacyjnych analizuje się deerminany i zmiany srumieni handlu, przyjmując implicie, że nie nasępują poważne zakłócenia równowagi bilansu obroów bieżących. 21 Dodakowo, na zmiany wielkości handlu może wpływać faza cyklu koniunkuralnego.

19 Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej Bibliografia Baldwin R. (2006), he euro s rade effecs, European Cenral Bank Working Paper, No Baldwin R., Skudelny F., aglioni D. (2005), rade effecs of he euro, European Cenral Bank Working Paper, No Barr D., Breedon F., Miles D. (2003), Life on he ouside: Economic condiions and prospecs ouside euroland, Economic Policy, Vol. 18, No. 37, s Bayoumi., Eichengreen B. (1998), Exchange rae volailiy and inervenion: Implicaions of he heory of opimum currency areas, Journal of Inernaional Economics, Vol. 45, No. 2, s Belke A., Spies J. (2008), Enlarging o he Eas: Wha effecs on rade?, Empirica, Vol. 35, No. 4, s Cieślik A. (2003), Handel wewnąrzgałęziowy Polski z Unią Europejską: San obecny i perspekywy rozwoju, w: J.J. Michałek, W. Siwiński, M. Socha (red.), Od liberalizacji do inegracji Polski z Unią Europejską: Mechanizmy i skuki gospodarcze, Wydawnicwo Naukowe PWN, Warszawa. Cieślik A. (2005), Inraindusry rade and relaive facor endowmens, Review of Inernaional Economics, Vol. 13, No. 5, s Cieślik A. (2007), Wpływ umów o wolnym handlu na wielkość wymiany handlowej Polski w laach , Bank i Kredy, nr 6, s Cieślik A. (2009), Bilaeral rade volumes, he graviy equaion and facor proporions, Journal of Inernaional rade and Economic Developmen, Vol. 18, No. 1, s Fidrmuc J., Huber J., Michałek J. (2001), Poland s accession o he European Union: Demand for proecion of seleced sensiive producs, MOC-MOS Economic Policy in ransiional Economies, Vol. 11, No. 1, s Flam H., Nordsröm H. (2006), rade Volume Effecs of he Euro: Aggregae and Secor Esimaes, Seminar Papers No. 746, Sockholm Universiy, Insiue for Inernaional Economic Sudies, Sockholm. Maliszewska M.A. (2004), New Member Saes rading poenial following accession: A graviy approach, Sudies and Analyses, No. 286, CASE Cener for Social and Economic Research. Micco A., Sein E., Ordonez G. (2003), he currency union effec on rade: Early evidence from, Economic Policy, Vol. 18, No. 37, s NBP (2009), Rapor na ema pełnego uczesnicwa Rzeczypospoliej Polskiej w rzecim eapie Unii Gospodarczej i Waluowej, Narodowy Bank Polski, Warszawa. Rose A.K. (2000), One money, one marke: Esimaing he effec of common currencies on rade, Economic Policy, Vol. 15, No. 30, s

20 88 A. Cieślik, J. J. Michałek, J. Mycielski Rose A.K. (2001), Currency unions and rade: he effec is large, Economic Policy, Vol. 16, No. 33, s Rose A.K., van Wincoop E. (2001), Naional Money as a Barrier o rade: he Real Case for Moneary Union, American Economic Review, Vol. 91, No. 2, s Rubaszek M. (2008), Oszacowanie kursu równowagi fundamenalnej dla złoego, maeriały na seminarium NBP, hp:// Podziękowania Arykuł powsał na podsawie projeku badawczego przygoowanego w ramach współpracy z NBP nad Raporem na ema pełnego uczesnicwa Rzeczypospoliej Polskiej w rzecim eapie Unii Gospodarczej i Waluowej. Auorzy wyrażają podziękowanie NBP za umożliwienie wykorzysania części Raporu do publikacji, a akże dziękują dwóm anonimowym recenzenom za wszyskie uwagi oraz sugesie doyczące wcześniejszej wersji ego arykułu. Forecas of rade effecs of joining he European Moneary Union for Poland under a generalized graviy model Absrac he aricle analyzes he rade effecs of Poland joining he euro area under a generalized graviy model. For he esimaion panel daa were used from concerning he presen members of he euro area and almos 100 oher counries rading wih euro area counries (he whole lis of analyzed counries was included in NBP (2009)). he forecas of changes in he volume of rade for Poland consiss of wo elemens. Firs, he auhors esimae he effec of exchange rae sabilizaion agains he euro, making use of daa for he group of Cenral and Easern European counries which pegged heir currency o he euro. he second componen of he forecas is based on he analysis of he impac of joining he euro area. I involves he eliminaion of exchange rae flucuaions effec and he impac of insiuional changes relaed o joining he euro area. he resuls sugges ha jus afer joining he euro area, Polish expors will increase by ca. 12%, bu he effec will gradually dissipae Keywords: inernaional rade, generalized graviy model, euro area, Poland, ex ane forecas