2000] kończy się wnioskiem, że zróżnicowanie dochodów na świecie raczej wzrasta, a dystans dzielący kraje rozwijające się od krajów wysoko

Transkrypt

1 Zbigniew Matkowski, Mariusz Próchniak ZBIEŻNOŚĆ ROZWOJU GOSPODARCZEGO POLSKI I INNYCH KRAJÓW EUROPY ŚRODKOWO-WSCHODNIEJ W STOSUNKU DO UNII EUROPEJSKIEJ 1. Wstęp Zjawisko zbieżności rozwoju gospodarczego różnych krajów, zwane również realną konwergencją, ma dwa aspekty. Pierwszym jest tendencja do wyrównywania poziomów rozwoju, a ściślej przeciętnego poziomu dochodów. Drugim jest zbieżność rozwoju cyklicznego, tzn. tendencja do synchronizacji wahań koniunktury (w idealnym przypadku także do wyrównywania amplitudy wahań). Te dwa aspekty zbieżności rozwoju są w zasadzie niezależne i muszą być analizowane odrębnie przy zastosowaniu różnych metod. Kraje zbliżające się do siebie pod względem poziomu dochodu nie muszą wykazywać podobnych wahań cyklicznych i na odwrót, kraje o podobnym przebiegu wahań koniunktury nie muszą zbliżać się do siebie pod względem wysokości dochodu. Niemniej jednak, oba rodzaje zbieżności rozwoju są ściśle związane ze współpracą międzynarodową, zwłaszcza z przepływem towarów i czynników produkcji, transferem technologii, konkurencją międzynarodową i korzyściami ze skali, a niekiedy również z koordynacją polityki gospodarczej. Stąd też może występować między nimi pewna współzależność, a przynajmniej korelacja, szczególnie w krajach podlegających procesom zaawansowanej integracji gospodarczej. Podczas gdy tradycyjna teoria handlu międzynarodowego [J. Viner, 1950] wskazywała jednoznacznie, że integracja gospodarcza prowadzi do zbliżenia poziomów i wzorców rozwoju, niektóre nowsze teorie [np. P. Krugman, 1991] przestrzegają, iż integracja może również powodować utrwalanie i zwiększanie różnic pomiędzy współpracującymi krajami. Podobną sugestię zawierają nowe teorie wzrostu gospodarczego, które zwracają uwagę na dysproporcje w finansowaniu badań naukowych i rozwoju techniki oraz na zjawisko zwane drenażem mózgów. Nowsze modele wzrostu gospodarczego [P. Romer, 1986, 1990; R. Lucas, 1988] nie potwierdzają zjawiska konwergencji. Jedna z najszerszych analiz empirycznych [D. Ben-David,

2 2000] kończy się wnioskiem, że zróżnicowanie dochodów na świecie raczej wzrasta, a dystans dzielący kraje rozwijające się od krajów wysoko rozwiniętych nie uległ wyraźnemu zmniejszeniu. Istnieją również rozbieżności zdań w kwestii wpływu wymiany międzynarodowej i integracji gospodarczej na przebieg cykli koniunkturalnych w różnych krajach i regionach oraz na ich synchronizację. Podczas gdy większość prac teoretycznych poświęconych problematyce globalizacji i integracji gospodarczej podkreśla tendencję do wyrównywania się przebiegu fluktuacji i kształtowania się jednolitego cyklu koniunkturalnego w skali regionalnej i globalnej, teorie nawiązujące do hipotezy specjalizacji i tzw. nowej geografii Krugmana [P. Krugman, 1991] ostrze-gają, że intensywna wymiana handlowa i swobodny przepływ kapitałów mogą utrwalać istniejącą specjalizację krajów opartą na posiadanych zasobach i przewagach komparatywnych, co będzie prowadzić do różnicowania struktur produkcji i w konsekwencji do zwiększania różnic w przebiegu cykli. Badania empiryczne potwierdzają tendencję do rosnącej zbieżności zmian koniunktury w wysoko rozwiniętych krajach stanowiących tzw. trzon (core) Unii Europejskiej, lecz zwracają także uwagę na pojawianie się cykli specyficznych w tzw. krajach peryferyjnych należących do tego samego ugrupowania. Tak więc dyskusja na temat zbieżności rozwoju oraz wpływu, jaki wywiera na nią rosnąca współpraca i integracja międzynarodowa, nie jest bynajmniej zamknięta. Jest zatem nadal miejsce na analizę czynników, które zmniejszają bądź zwiększają istniejące różnice w rozwoju gospodarczym (tzn. wywołują tendencje w kierunku konwergencji lub dywergencji), oraz istnieje potrzeba kontynuacji badań empirycznych dotyczących różnych grup krajów. Celem tego artykułu jest zbadanie zbieżności rozwoju 10 krajów Europy Środkowo-Wschodniej (EŚW-10), które przystąpiły do Unii Europejskiej (Bułgaria, Czechy, Estonia, Litwa, Łotwa, Polska, Rumunia, Słowacja, Słowenia i Węgry) ze szczególnym uwzględnieniem Polski względem dotychczasowego obszaru Wspólnoty (UE-15 lub UE-12) w okresie kilkunastu ostatnich lat. Zbieżność poziomów rozwoju (tendencja do zmniejszenia luki dochodowej) zostanie przeanalizowana przez porównanie wysokości dochodu per capita oraz stóp wzrostu PKB na 1 mieszkańca. Zbieżność wahań cyklicznych (tendencja do ujednolicenia przebiegu wahań koniunkturalnych) zostanie zbadana poprzez analizę dynamiki produkcji przemysłowej oraz wskaźników koniunktury w przemyśle opartych na wynikach badań ankietowych. W najnowszej literaturze można znaleźć wiele analiz porównawczych dotyczących wzrostu gospodarczego oraz wahań koniunktury w krajach Europy Środkowo- Wschodniej. Jest również sporo analiz empirycznych dotyczących wyrównywania poziomów rozwoju oraz synchronizacji wahań koniunkturalnych między krajami Europy Środkowo-Wschodniej a różnie definiowaną Europą Zachodnią (UE-15, UE- 12 itp.). Nasza analiza obejmuje obydwa aspekty zbieżności rozwojowej: wzrostowy i cykliczny. Stanowi ona kontynuację naszych wcześniejszych badań w tym zakresie, prowadzonych od 2004 r. Aktualizuje ona i uzupełnia ustalenia zawarte we 2

3 wcześniejszych naszych publikacjach na ten temat [Z. Matkowski, M. Próchniak, 2004a, b, c, 2005a, b, c, 2006, 2007a, b, 2008, 2009b; Z. Matkowski, 2009; M. Próchniak, 2008]. Przegląd publikacji innych autorów poświęconych problematyce konwergencji dochodowej i cyklicznej krajów Europy Środkowo-Wschodniej względem Unii Europejskiej doko-nany zostanie w pkt. 2.6 i 3.7. Artykuł składa się z następujących części. Punkt pierwszy to niniejszy wstęp, określający cel artykułu oraz zakres analizy. Punkt drugi przedstawia wyniki analizy dotyczącej zbieżności poziomów dochodów między krajami Europy Środkowo- Wschodniej a Europą Zachodnią (UE-15) oraz symulacyjną prognozę długości okresu niezbędnego do likwidacji luki rozwojowej. Punkt trzeci przedstawia wyniki analizy dotyczącej synchronizacji wahań koniunktury w krajach Europy Środkowo-Wschodniej w stosunku do Europy Zachodniej (strefa euro). Punkt czwarty uzupełnia rozważania na temat konwergencji oceną powiązań handlowych i kapitałowych. Punkt piąty formułuje główne wnioski płynące z analizy. 2. Wyrównywanie poziomu dochodów Niniejsza część analizy dotyczy procesu wyrównywania poziomów dochodu w grupie 10 krajów Europy Środkowo-Wschodniej, które w 2004 i 2007 r. przystąpiły do Unii Europejskiej (EŚW-10), w stosunku do dotychczasowych 15 krajów Unii (UE-15). Badanie obejmuje okres , ale obliczenia zostały także wykonane dla krótszych podokresów: i Podstawy teoretyczne Jednym z wniosków wynikających z neoklasycznych modeli wzrostu gospodarczego [R. Solow, 1956; N.G. Mankiw i in., 1992] jest potwierdzenie tendencji do wyrównywania poziomów dochodu per capita między krajami niżej i wyżej rozwiniętymi. Modele te sugerują, że kraje słabiej rozwinięte rozwijają się na ogół szybciej aniżeli kraje wysoko rozwinięte. Tendencja ta jest warunkowa, gdyż występuje tylko wtedy, gdy porównywane gospodarki dążą do tego samego stanu równowagi długookresowej (steady-state). Zależność ta jest nazywana zbieżnością typu β. Istnieje także druga metoda analizy zbieżności, polegająca na porównaniu dyspersji poziomu dochodów. Jest ona nazywana zbieżnością typu σ. Taka zbieżność występuje wtedy, gdy zróżnicowanie poziomu dochodów w poszczególnych krajach mierzone wariancją, odchyleniem standardowym lub współczynnikiem zmienności dochodu per capita maleje. Zbieżność β jest warunkiem koniecznym zbieżności σ, ale nie dostatecznym. Teoretycznie bowiem może się zdarzyć, iż kraje słabiej rozwinięte będą wykazywać wyższe tempo wzrostu, a jednocześnie zróżnicowanie poziomu dochodów między krajami niżej i wyżej rozwiniętymi będzie rosnąć [R. Barro, X. Sala-i-Martin, 1992]. Dzieje się tak w sytuacji, gdy kraj słabiej rozwinięty wykazuje na tyle szybkie tempo 3

4 wzrostu, że wyprzedzi on znacznie pod względem poziomu dochodu kraj wyżej rozwinięty i w rezultacie zróżnicowanie dochodów między tymi krajami stanie się większe niż w sytuacji wyjściowej. Ponieważ jednak kraje Europy Środkowo- Wschodniej są wciąż dużo biedniejsze niż kraje UE-15, w analizowanej grupie krajów oba typy zbieżności są współzależne. Głównym czynnikiem sprawczym wyrównywania poziomu dochodów są zakładane w tych modelach malejące przychody z kapitału. Kraje o niższym poziomie rozwoju, dysponując relatywnie mniejszą ilością kapitału, wykazują wyższą stopę zwrotu z inwestycji. Powoduje to zwiększony napływ inwestycji zagranicznych oraz większy przyrost potencjału produkcyjnego. Rezultatem jest szybszy wzrost gospodarczy. Wniosek ten jest słuszny tylko przy założeniu, że gospodarki rozpatrywanych krajów są otwarte i dysponują zbliżonym poziomem techniki produkcji. Wyniki badań empirycznych nad konwergencją dochodową różnych krajów zależą w dużej mierze od stopnia jednorodności analizowanej grupy. Badania dotyczące krajów o podobnym poziomie rozwoju (np. krajów wysoko rozwiniętych) potwierdzają występowanie zjawiska wyrównywania poziomu dochodów, ale badania obejmujące wszystkie kraje świata raczej zaprzeczają istnieniu takiej tendencji. Aby zweryfikować hipotezę o występowaniu zbieżności typu β, szacujemy następujące równanie regresji: 1 1 y ln T = α0 + α1 ln y0. (1) T y0 Zmienną objaśnianą jest średnie tempo wzrostu PKB per capita wg parytetu siły nabywczej (PSN) między okresem wyjściowym 0 i docelowym T. Zmienną objaśniającą jest logarytm naturalny początkowego poziomu PKB per capita wg PSN. Ujemna wartość parametru α 1 oznacza występowanie zbieżności typu β. Celem wielu badań empirycznych jest oszacowanie wartości parametru β, informującego o szybkości podążania gospodarki do stanu równowagi długookresowej. Szybkość zbieżności opisuje następujący wzór, wyprowadzony z neoklasycznego modelu wzrostu gospodarczego: gy β ( ln y* ln yt), (2) gdzie g y tempo wzrostu produkcji na jednego zatrudnionego (per capita), y* produkcja per capita w stanie równowagi długookresowej, y t produkcja per capita w okresie t. Współczynnik β informuje, jaką część odległości od docelowego stanu równowagi gospodarka pokonuje w ciągu jednego okresu. W naszym badaniu współczynnik β obliczamy ze wzoru: 2 1 Równania regresji dla konwergencji β szacowane w tym badaniu opierają się na danych przekrojowych (po jednej obserwacji dla każdego kraju). Dlatego też w ich szacowaniu wykorzystujemy klasyczną metodę najmniejszych kwadratów. Nie musimy więc używać skomplikowanych metod estymacji właściwych dla danych panelowych. 2 R. Barro i X. Sala-i-Martin [2003, s. 467], analizując konwergencję typu β według modelu neoklasycznego, wyprowadzają równanie pokazujące zależność między przeciętnym tempem wzrostu gospodarczego a początkowym poziomem dochodu: 4

5 β = 1 ln ( 1 + α T 1 ). (3) T Warto dodać kilka słów komentarza w celu uniknięcia nieporozumień dotyczących interpretacji współczynnika β. Otóż w przypadku konwergencji opisywanej przez model neoklasyczny zakłada się, że poszczególne kraje w związku z prawem malejących przychodów charakteryzują się malejącą stopą wzrostu PKB na 1 mieszkańca. Ponieważ ich tempo wzrostu systematycznie maleje, muszą one w końcu osiągnąć stan charakteryzujący się zerowym wzrostem PKB per capita. 3 Jest to właśnie stan równowagi długookresowej (inaczej dynamicznej). W naszym badaniu rozpatrywana grupa krajów jest względnie homogeniczna, co umożliwia przyjęcie założenia, że wszystkie gospodarki dążą do tego samego stanu równowagi długookresowej. Ponieważ wszystkie gospodarki w takim samym procentowym stopniu zmniejszają dystans do stanu równowagi długookresowej i stan ten osiągają w tym samym czasie, a kraje słabiej rozwinięte mają do pokonania dłuższą drogę aniżeli kraje wyżej rozwinięte, musi następować wyrównywanie się poziomów dochodu między krajami. Współczynnik β nie mierzy jednak szybkości wyrównywania poziomów dochodu, lecz jedynie tempo zbieżności do hipotetycznego stanu równowagi długookresowej. Na przykład, jeżeli β = 2%, każdy kraj pokonuje rocznie 2% odległości do stanu równowagi długookresowej. Oznacza to, że zmniejszenie o połowę dystansu w stosunku do wspólnego stanu równowagi długookresowej wymaga upływu 35 lat. 4 Przy interpretacji uzyskanych wyników dotyczących szybkości procesu zbieżności typu β należy zachować daleko idącą ostrożność. Wynika to z tego, iż założenia modelowe nie muszą być spełnione w rzeczywistych gospodarkach. Po pierwsze, zgodnie z modelem Solowa, o tempie zbieżności do stanu równowagi decydują czynniki podażowe. Tymczasem w krajach Europy Środkowo-Wschodniej w badanym okresie ważną rolę odegrały również czynniki popytowe. Potwierdzają to badania [np. Z. Matkowski, M. Próchniak, 2009a] wykazujące, że wzrost gospodarczy w krajach postsocjalistycznych w okresie transformacji systemowej był stymulowany przede wszystkim przez czynniki popytowe, w tym zwłaszcza konsumpcję prywatną, wydatki inwestycyjne oraz eksport. Niemniej jednak, rola czynników podażowych we wzroście gospodarczym tych krajów była także istotna [zob. np. R. Rapacki, 2006]. Po drugie, w modelu Solowa zakłada się, że wszystkie rynki są doskonale konku- ( 1/ ) ln ( / ) βt ( 1 ) / ln( ) T y y = a e T y + w it i0 i0 i0, T gdzie y it i y i0 PKB per capita w kraju i w roku końcowym i początkowym, T długość okresu, β współczynnik szybkości zbieżności, a stała, w i0,t składnik losowy. Współczynnik stojący przy początkowym poziomie dochodu, tj. [(1 e βt )/T] jest równy parametrowi α 1 we wzorze (1). A zatem, z równania α 1 = [(1 e βt )/T] otrzymujemy wzór (3). 3 Ściślej biorąc, stan charakteryzujący się zerowym wzrostem PKB per capita będzie występował przy założeniu braku postępu technicznego. Jeżeli uwzględnimy model z postępem technicznym, gospodarki dążą do punktu, gdzie tempo wzrostu PKB per capita jest równe szybkości postępu technicznego. Przy weryfikowaniu zjawiska konwergencji nie ma znaczenia, który model (z postępem technicznym czy bez postępu technicznego) stanowi podstawę badań. 4 Okres ten obliczamy według wzoru: ln(0,5)/β 0,69/0,02 35 [D. Romer, 2000, s. 41]., 5

6 rencyjne, a produkcja faktyczna jest równa potencjalnej. Porównywane tutaj kraje w różnym stopniu spełniają ten warunek. W okresie objętym analizą gospodarki krajów UE-15 były znacznie bliżej stanu wolnej (doskonałej) konkurencji oraz poziomu produkcji potencjalnej niż kraje Europy Środkowo-Wschodniej. Na przykład, według szacunków P. Glikmana [2000] zbliżenie się produkcji faktycznej do potencjalnej nastąpiło w Polsce dopiero w drugiej połowie lat dziewięćdziesiątych. Podobne różnice dotyczą rozwoju instytucji gospodarki rynkowej. Pomimo tych różnic w stosunku do założeń modelowych jesteśmy przekonani, iż badanie dotyczące konwergencji krajów Europy Środkowo-Wschodniej do Unii Europejskiej warto jest przeprowadzić. Aby zweryfikować hipotezę o występowaniu zbieżności typu σ, szacujemy linię trendu dla poziomów zróżnicowania dochodów między krajami: sd( ln y t ) = α0 + α1t. (4) Zmienną objaśnianą jest odchylenie standardowe logarytmów naturalnych PKB per capita wg PSN w poszczególnych krajach. Zmienną objaśniającą jest czas (t = 1,,16 dla okresu ). Ujemna wartość parametru α 1 oznacza występowanie zbieżności typu σ. W analizie zbieżności β i σ wykorzystywane są dane dotyczące PKB per capita wg parytetu siły nabywczej (w dol. USA) pochodzące z Międzynarodowego Funduszu Walutowego [IMF, 2009] Zbieżność beta W celu sprawdzenia, czy kraje EŚW-10 wykazywały zbieżność typu β w stosunku do UE-15, oszacowaliśmy równanie regresji (1). Obliczenia zostały wykonane dla całego okresu , jak również dla dwóch podokresów: oraz Wyniki przedstawia tabela 1 oraz rysunek 1. Pierwsza kolumna tabeli 1 wskazuje okres uwzględniony w obliczeniach. Następne kolumny przedstawiają oceny parametrów równania regresji, wartości statystyk t- Studenta, poziomy istotności zmiennej objaśniającej oraz wartość współczynnika determinacji R 2. Przedostatnia kolumna informuje, czy zbieżność β występuje (odpowiedź tak jest umieszczana, gdy ocena parametru α 1 informującego o nachyleniu linii regresji jest ujemna i istotna statystycznie). W przypadku ujemnej i istotnej statystycznie zależności między początkowym poziomem dochodu i tempem wzrostu gospodarczego ostatnia kolumna przedstawia obliczoną wartość współczynnika β. Nasza analiza potwierdza występowanie zbieżności poziomów dochodu typu β między krajami Europy Środkowo-Wschodniej i dotychczasowymi krajami Unii Europejskiej. Zbieżność jest widoczna zarówno przy rozpatrywaniu poszczególnych krajów z osobna, jak też w ogólniejszym ujęciu regionalnym (średnia dla UE-15 i średnia dla EŚW-10). 6

7 Tabela 1 Wyniki regresji zbieżności β Okres α0 α1 Statystyka t Poziom istotności p α0 α1 α0 α1 R 2 Zbieżność β β 25 krajów rozszerzonej Unii Europejskiej ,2448 0,0202 7,06 5,51 0,000 0,000 0,5689 tak 0, ,0881 0,0039 1,56 0,66 0,131 0,515 0, ,3879 0,0338 8,62 7,37 0,000 0,000 0,7023 tak 0, regiony (EŚW-10 i UE-15) ,2741 0, ,0000 tak 0, ,1549 0, ,0000 tak 0, ,4192 0, ,0000 tak 0,0448 Źródło: Obliczenia własne. Rysunek 1 Zależność między stopą wzrostu PKB per capita w latach i poziomem PKB per capita na początku okresu 0,10 Średnioroczna stopa wzrostu PKB per capita w latach ,08 0,06 0,04 LAT ROM EST BGR LIT EŚW-10 POL SLK HUN CZE SLV POR GRE IRE SPA FIN UK SWE NET BEL DEN AUS UE-15 FRA GER ITA g y = -0,0202y 0 + 0,2448 R 2 = 0,5689 g y = -0,0238y 0 + 0,2741; R 2 = 1 0,02 8,35 8,55 8,75 8,95 9,15 9,35 9,55 9,75 9,95 10,15 10,35 10,55 Logarytm naturalny PKB per capita w 1993 r. Źródło: Obliczenia własne. Średnia dla 2 regionów (EŚW-10 i UE-15) Kraje EŚW-10 Kraje UE-15 Linia trendu dla 25 krajów Linia trendu dla 2 regionów Jak widać z tabeli 1, obecne kraje członkowskie UE (poza Maltą i Cyprem) rozwijały się zgodnie z hipotezą konwergencji. Słabiej rozwinięte kraje wykazywały wyższe tempo wzrostu gospodarczego niż kraje wyżej rozwinięte. Zbieżność występowała zarówno w ciągu całego okresu , jak również w podokresie Jednak w latach ujemna zależność między początkowym poziomem dochodu a tempem wzrostu gospodarczego dla 25 krajów badanej grupy była nieistotna statystycznie. Świadczy o tym statystyka t-studenta przyjmująca wartość poniżej jedności ( 0,66) oraz niski współczynnik determinacji (2%). Oznacza to, że LUX 7

8 dynamika PKB w okresie nie zależała wyraźnie od poziomu dochodu per capita z 1993 r. Rysunek 1 pokazuje, że średnie roczne tempo wzrostu gospodarczego 25 obecnych krajów UE (bez Cypru i Malty) w okresie było ujemnie zależne od początkowego poziomu dochodu. Na wykresie kraje EŚW-10 zostały oznaczone rombami, natomiast kraje UE-15 trójkątami. Linia trendu dla 25 krajów ma nachylenie 0,0202, co oznacza, że parametr β wynosi 2,41%. Współczynnik determinacji kształtuje się na umiarkowanym poziomie 57%. Niekorzystnie na współczynnik determinacji wpływają bardzo znaczne odchylenia od linii trendu kilku krajów: Irlandii, Luksemburga, Rumunii i Bułgarii, a także Łotwy i Estonii. Konwergencja występuje również w szerszym ujęciu regionalnym. Na rysunku 1 dużymi kwadratami zostały oznaczone punkty przedstawiające nowe kraje UE z Europy Środkowo-Wschodniej oraz obszar UE-15. Jak widać, średnie tempo wzrostu gospodarczego w EŚW-10 było wyższe niż w krajach piętnastki, przy znacznie niższym początkowym poziomie dochodu. Linia trendu dla dwóch obszarów ma nachylenie 0,0238, a parametr β wynosi 2,94% (w przypadku dwóch obserwacji linia trendu przechodzi przez dwa empiryczne punkty i współczynnik determinacji jest równy 1). W 1993 r. kraje EŚW-10 charakteryzowały się znacznie niższym poziomem PKB na 1 mieszkańca wg PSN niż kraje UE-15. PKB na 1 mieszkańca w Słowenii i Czechach, najbogatszych krajach Europy Środkowo-Wschodniej wynosił wówczas odpowiednio dol. i dol., a więc mniej niż w Portugalii ( dol.), najbiedniejszym kraju UE-15. W latach kraje EŚW-10 wykazywały przeciętnie szybsze tempo wzrostu gospodarczego niż kraje UE-15, jednak nie było to regułą. Najważniejszymi wyjątkami są Irlandia i Luksemburg oraz Rumunia i Bułgaria. Irlandia i Luksemburg, w porównaniu do początkowego poziomu dochodu, osiągnęły względnie szybki wzrost gospodarczy. Natomiast Rumunia i Bułgaria, które w punkcie wyjścia zajmowały drugą i trzecią pozycję od końca pod względem wysokości dochodu, wykazywały stosunkowo wolny wzrost gospodarczy. W 1993 r. PKB na 1 mieszkańca na obszarze EŚW-10 (przeciętnie dol.) stanowił niewiele ponad 1 / 3 w stosunku do jego przeciętnej wielkości w grupie UE-15 ( dol.). Jednak kraje EŚW-10 wykazały przeciętnie szybsze tempo wzrostu, co zmniejszyło różnice dochodowe między tymi obszarami. W 2008 r. średni dochód per capita w EŚW-10 wyniósł dol. i stanowił ponad 50% jego poziomu w krajach UE-15 ( dol.). Polska wypada słabo na tle pozostałych krajów Europy Środkowo-Wschodniej w zakresie realnej konwergencji. W 1993 r. pod względem wielkości PKB na 1 mieszkańca (6 206 dol.) Polska zajmowała piątą pozycję w grupie EŚW-10 (po Słowenii, Czechach, Węgrzech i Słowacji). Natomiast w 2008 r. Polska zajęła siódme miejsce w tej grupie; niższy poziom dochodu miały tylko Łotwa, Rumunia i Bułgaria. Patrząc na rysunek 1 widać wyraźnie, że tempo wzrostu gospodarczego w Polsce było niższe niż w Estonii i Litwie, tj. w krajach charakteryzujących się podobnym do 8

9 Polski poziomem PKB per capita w 1993 r. W latach Polska rozwijała się w tempie zbliżonym do Słowacji i Słowenii, które miały znacznie wyższy dochód na 1 mieszkańca na początku okresu. W drugiej połowie analizowanego okresu, kiedy terminy rozszerzenia Unii Europejskiej były coraz bliższe, nastąpiło przyspieszenie tempa zbieżności. Współczynnik β dla 25 krajów w latach wyniósł 3,94%, podczas gdy w całym okresie był równy 2,41%. Natomiast współczynnik β dla dwóch regionów przyjął wartość 4,48%, zaś dla całego okresu wyniósł 2,94%. Szybsza zbieżność wynikała m. in. z dalszej liberalizacji wymiany handlowej, co skutkowało znaczną obniżką ceł. Ponadto kraje Europy Środkowo-Wschodniej coraz lepiej dostosowywały się do norm i standardów technicznych obowiązujących w UE, co sprzyjało rozwojowi wymiany. Również napływ inwestycji zagranicznych do krajów EŚW-10 osiągnął w tym okresie szczytowy poziom. Nasza analiza wskazuje na dość wolną konwergencję Polski i innych krajów EŚW- 10 do UE-15. Nie należy zatem oczekiwać szybkiego wyrównania się poziomu dochodów między nowymi i starymi członkami Unii. Współczynnik β równy 2,41-2,94% oznacza, że przy utrzymaniu się przeciętnej tendencji wzrostu gospodarczego z okresu kraje rozszerzonej UE będą potrzebowały ok. 25 lat w celu zmniejszenia o połowę odległości dzielącej ich od hipotetycznego wspólnego stanu równowagi długookresowej. Na zakończenie trzeba poczynić dwie ważne uwagi na temat sposobu mierzenia tempa wzrostu gospodarczego w tej części analizy. Po pierwsze, zgodnie z konwencją przyjętą w modelu Solowa tempo wzrostu jest tutaj mierzone jako tempo wzrostu PKB per capita. Po drugie, przy obliczaniu współczynnika β średnie roczne tempo wzrostu jest liczone jako różnica logarytmów naturalnych PKB per capita wg PSN w roku końcowym i roku początkowym badanego okresu, podzielona przez liczbę lat. Tak liczone tempa wzrostu PKB per capita nie pokazują bezpośrednio realnego wzrostu PKB, są bowiem obciążone inflacją w USA, tj. kraju, względem którego szacowane są parytety siły nabywczej walut. Dlatego średnie tempa wzrostu PKB per capita w latach uwidocznione na rysunku 1 są o 2-3 punkty procentowe wyższe od tempa wzrostu realnego PKB per capita liczonego w walutach narodowych w cenach stałych, wykazanego w tabeli 3. Nie wpływa to jednak zasadniczo na wyniki regresji i obliczoną wartość współczynnika β, ponieważ różnice między nominalnym i realnym wzrostem PKB wg PSN są mniej więcej jednakowe we wszystkich krajach i odpowiadające tempu inflacji w USA Zbieżność sigma W tej części badania sprawdzimy, czy kraje omawianej grupy wykazywały zbieżność typu σ, tzn. czy zróżnicowanie dochodów między nimi malało. W celu weryfikacji zbieżności σ oszacowaliśmy linię trendu dla odchylenia standardowego PKB per capita wg PSN w poszczególnych latach. Obliczenia zostały wykonane dla całego okresu , jak również dla dwóch podokresów: oraz

10 Wyniki przedstawia tabela 2 i rysunek 2. Tabela 2 ma analogiczny układ jak tabela 1. Ostatnia kolumna informuje o występowaniu zbieżności σ (odpowiedź brzmi tak, jeżeli nachylenie linii trendu jest ujemne i istotne statystycznie). Tabela 2 Wyniki regresji zbieżności σ Okres α0 α1 Statystyka t Poziom istotności p α0 α1 α0 α1 R 2 Zbieżność σ 25 krajów rozszerzonej Unii Europejskiej ,6027 0, ,58 8,90 0,000 0,000 0,8499 tak ,5637 0, ,86 1,38 0,000 0,216 0,2419 tak ,5746 0, ,31 68,25 0,000 0,000 0,9985 tak 2 regiony (EŚW-10 i UE-15) ,5414 0, ,84 11,99 0,000 0,000 0,9112 tak ,5148 0, ,82 5,31 0,000 0,002 0,8245 tak ,5005 0, ,49 30,30 0,000 0,000 0,9924 tak Źródło: Obliczenia własne. Rysunek 2 Odchylenie standardowe PKB per capita w latach ,60 Odchylenie standardowe logarytmu naturalnego PKB per capita 0,56 0,52 0,48 0,44 0,40 0,36 25 krajów 2 regiony Linia trendu dla krajów Linia trendu dla regionów sd(y ) = -0,0114t + 0,5414 R 2 = 0,9112 sd(y ) = -0,0100t + 0,6027 R 2 = 0,8499 0, Rok Źródło: Obliczenia własne. Wyniki analizy pokazują, że Polska i pozostałe kraje Europy Środkowo-Wschodniej wykazują konwergencję σ w stosunku do UE-15. Zróżnicowanie dochodów między EŚW-10 i UE-15 oraz wśród krajów należących do obu grup zmniejszyło się w okresie Dla tego okresu nachylenie równań regresji jest ujemne i wynosi 0,0100 (25 krajów) lub 0,0114 (2 regiony). Wysokie współczynniki 10

11 determinacji (85% dla 25 krajów i 91% dla 2 regionów) informują o trwałym i systematycznym zmniejszaniu się różnic w poziomach dochodu wśród krajów badanej grupy. Jednak podobnie jak w przypadku zbieżności typu β, tendencja do zmniejszania się różnic w poziomie dochodów ujawniła się wyraźnie dopiero w drugiej części badanego okresu. W latach nachylenie linii regresji było co prawda także ujemne, lecz współczynnik determinacji w równaniu regresji obejmującym 25 krajów UE wyniósł zaledwie 24%, co stawia pod znakiem zapytania istnienie w tym okresie zbieżności typu σ. Rysunek 2 przedstawia tendencję odchylenia standardowego logarytmów PKB per capita. Jak widać, zróżnicowanie dochodów między nowymi i dotychczasowymi krajami UE wykazywało silną tendencję malejącą. Najbardziej widoczne i systematyczne zmniejszanie się różnic dochodowych wystąpiło w drugiej połowie analizowanego okresu, tj. w latach Dla tego podokresu współczynniki determinacji równań regresji wynoszą blisko 100%. Niemniej jednak, różnice dochodowe między krajami EŚW-10 i UE-15 są ciągle bardzo duże Wyrównywanie poziomu dochodów w obrębie badanej grupy Nasza analiza procesów realnej konwergencji obejmowała również kwestię wyrównywania poziomu dochodów w obrębie badanej grupy, tzn. między krajami Europy Środkowo-Wschodniej. Z uwagi na ograniczone ramy tego artykułu przedstawimy jedynie ogólne wnioski płynące z tej części analizy, bez prezentacji wyników liczbowych. Analiza potwierdziła występowanie zbieżności poziomów dochodu między krajami EŚW-10 zarówno w kategoriach współczynnika β, jak i współczynnika σ. Proces wyrównywania różnic dochodowych w obrębie tej grupy jest jednak powolny. Analiza wskazuje na występowanie wyraźnego i szybkiego procesu konwergencji jedynie w drugiej połowie badanego okresu, tj. w latach Szybsze wyrównywanie dochodów w tej grupie krajów w drugiej połowie badanego okresu było związane z rozszerzeniem Unii Europejskiej. Wraz z przybliżaniem się terminu akcesji słabiej rozwinięte kraje tej grupy zaczęły rozwijać się szybciej i utrzymały wyższą dynamikę po wejściu do Unii, w pewnej mierze dzięki uzyskiwanej pomocy finansowej ze strony Wspólnoty, mającej na celu zmniejszenie różnic rozwojowych Prognoza zamykania luki rozwojowej W poprzednich punktach przeanalizowane zostało zjawisko konwergencji na podstawie modeli wzrostu gospodarczego. Przedmiotem tego punktu jest natomiast przeprowadzenie symulacyjnej prognozy tempa zamykania luki rozwojowej między krajami EŚW-10 i UE-15. Obliczymy, ile lat musi upłynąć (począwszy od 2008 r.), aby poszczególne kraje EŚW-10 przy utrzymaniu trendów rozwojowych obydwu grup krajów z okresu osiągnęły przeciętny poziom dochodu obszaru UE

12 Referencyjną stopą wzrostu gospodarczego jest średnioroczne tempo wzrostu PKB per capita (wg oficjalnych kursów walutowych) z lat (średnia geometryczna). Zmienna ta, w porównaniu z dynamiką realnego PKB ogółem, obejmuje również zmiany demograficzne, a więc lepiej odzwierciedla dynamikę dobrobytu. Przy przeprowadzaniu naszej symulacji korzystamy z następującego wzoru: ( 1 ) t t X + g = 100( 1+ h), (5) gdzie: X PKB per capita w kraju EŚW-10 w 2008 r. (średnia dla UE-15 = 100), g średnioroczne tempo wzrostu PKB per capita kraju EŚW-10 w latach , h średnioroczne tempo wzrostu PKB per capita obszaru UE-15 w latach , t liczba lat niezbędnych do osiągnięcia przez dany kraj EŚW-10 średniego poziomu PKB per capita obszaru UE-15. Celem obliczeń jest znalezienie wartości zmiennej t, zgodnie z następującym wzorem: ln ( X ) ln ( 100) t =. (6) ln ( 1+ h) ln ( 1+ g) Dla uniknięcia nieporozumień przypomnimy jeszcze raz podstawowe założenie tej prognozy. Zakładamy mianowicie, że kraje EŚW-10 i kraje UE-15 utrzymają w przyszłości (w horyzoncie czasowym objętym tą prognozą) dynamikę wzrostu realnego PKB per capita osiąganą w latach , a ściślej, że zachowają one odnotowaną w tym okresie przewagę względną w średniorocznych tempach wzrostu PKB per capita w stosunku do przeciętnego tempa wzrostu osiąganego przez kraje UE-15. Jest to oczywiście bardzo optymistyczny scenariusz z punktu widzenia możliwości likwidacji luki rozwojowej dzielącej obie te grupy. Pomijamy oczywiście nie dający się przewidzieć wpływ zmian cen i kursów walutowych na wyrównywanie poziomu realnych dochodów, tzn. rachunek prowadzimy według cen i kursów z 2008 r., przyjętym za punkt wyjściowy naszej prognozy. W tej części analizy (inaczej niż w punkcie 2.2) średnioroczne tempa wzrostu PKB per capita dotyczą wzrostu realnego PKB, mierzonego w cenach stałych w walutach narodowych. Wyniki symulacji zawiera tabela 3. Obliczenia przeprowadzamy w dwóch wariantach. W wariancie pierwszym lukę rozwojową mierzymy względnym poziomem PKB per capita według parytetu siły nabywczej (UE-15 = 100), zaś w drugim względnym poziomem PKB per capita według oficjalnych kursów walutowych (UE-15 = 100). Wszystkie kraje EŚW-10 wykazywały w latach wyższe tempo wzrostu PKB per capita aniżeli obszar UE-15. Najwyższe tempo wzrostu osiągnęła Łotwa (6,8%) i Estonia (6,5%). W Polsce PKB na 1 mieszkańca rósł w tempie 4,9% rocznie. Najgorszy wynik pod względem dynamiki dochodu per capita w okresie uzyskały Czechy (3,4%) i Bułgaria (3,1%). Niemniej jednak, nawet tempo wzrostu gospodarczego tych dwóch krajów było szybsze niż na obszarze UE-15 (1,8%). 12

13 Tabela 3 Tempo zamykania luki rozwojowej Kraj Średnioroczne tempo wzrostu PKB per capita, PKB per capita w 2008 r. (UE-15 = 100) wg parytetu siły nabywczej (PSN) wg oficjalnych kursów walutowych Liczba lat niezbędnych do osiągnięcia przez dany kraj średniego poziomu PKB per capita UE-15 wg parytetu siły nabywczej (PSN) wg oficjalnych kursów walutowych Bułgaria 3, Czechy 3, Estonia 6, Litwa 5, Łotwa 6, Polska 4, Rumunia 4, Słowacja 5, Słowenia 4, Węgry 3, EŚW-10 a 4, UE-15 b 1, a Średnia arytmetyczna. b Średnia ważona wartością PKB. Źródło: Obliczenia własne na podstawie danych MFW i Eurostatu. W 2008 r. PKB na 1 mieszkańca w krajach EŚW-10 był zdecydowanie niższy niż w UE-15. Najniższy poziom PKB per capita zanotowała Bułgaria (36% średniej UE- 15 wg parytetu siły nabywczej i 15% wg oficjalnych kursów walutowych) oraz Rumunia (odpowiednio 41% i 22%), a najwyższy Słowenia (81% średniej UE-15 wg PSN i 63% wg oficjalnych kursów walutowych) oraz Czechy (72% i 49%). PKB na 1 mieszkańca Polski stanowił w 2008 r. 52% średniej UE-15 wg PSN i 33% wg oficjalnych kursów walutowych. Przy utrzymaniu przeciętnej dynamiki PKB na 1 mieszkańca z okresu kraje Europy Środkowo-Wschodniej potrzebują od 9 do 79 lat, aby osiągnąć przeciętny poziom dochodu per capita obszaru UE-15 wg parytetu siły nabywczej, oraz od 19 do 147 lat, aby osiągnąć przeciętny poziom dochodu per capita obszaru UE-15 wg oficjalnych kursów walutowych. Liderem pod względem tempa zamykania luki rozwojowej jest Słowenia, która potrzebuje tylko 9 lat (wg parytetu siły nabywczej) lub 19 lat (wg oficjalnych kursów walutowych) do uzyskania poziomu dobrobytu krajów UE-15. Szybkie tempo doganiania Europy Zachodniej wykazuje także Estonia (odpowiednio 11 lub 20 lat), Słowacja (14 lub 28 lat), Łotwa (15 lub 22 lata) i Litwa (16 lub 30 lat). Polska osiągnęłaby dochód na 1 mieszkańca równy jego średniemu poziomowi w UE-15 po 22 latach (wg parytetu siły nabywczej) lub po 38 latach (wg oficjalnych kursów walutowych). W najgorszej sytuacji pod tym względem znajdują się Rumunia i 13

14 Bułgaria: przy zachowaniu dynamiki PKB per capita z lat Rumunia uzyskałaby dochód na 1 mieszkańca równy średniemu poziomowi dochodu na obszarze UE-15 za 41 lub 70 lat, zaś Bułgaria dopiero za 79 lub 147 lat. Wyników tych obliczeń nie należy mylić z podawanymi czasem szacunkami, które dotyczą długości okresu koniecznego do osiągnięcia przez kraje EŚW-10 obecnego poziomu dochodu krajów UE-15, co jest równoznaczne z założeniem, że kraje UE-15 w tym czasie stoją w miejscu. Ponieważ to ostatnie założenie jest całkowicie nierealistyczne, nie będziemy weryfikować tego rodzaju szacunków Porównanie z wynikami innych badań Przy porównywaniu wyników naszych badań z wynikami uzyskanymi przez innych autorów występują pewne rozbieżności, spowodowane różnicami metod i wskaźników, składu analizowanych grup krajów oraz okresów objętych analizą. Nie sposób odnieść się do wszystkich godnych uwagi analiz na temat realnej konwergencji krajów Europy Środkowo-Wschodniej w stosunku do Unii Europejskiej. 5 Poniżej przedstawiamy kilka, naszym zdaniem najważniejszych prac z tego zakresu opublikowanych w ostatnich latach. Ogólnie biorąc, mimo istnienia różnic w szacunkach współczynnika szybkości zbieżności β i prognozach tempa domykania luki rozwojowej, większość badań sugeruje istnienie konwergencji poziomów dochodu krajów Europy Środkowo-Wschodniej w stosunku do Unii Europejskiej. S. Estrin i in. [2001] w analizie obejmującej 26 krajów postsocjalistycznych w okresie nie stwierdzili zbieżności rozwoju krajów postsocjalistycznych w stosunku do krajów wysoko rozwiniętych (z wyjątkiem Węgier, Czech i Słowacji). V. Sarajevs [2001] przeprowadził szczegółową analizę konwergencji 11 krajów Europy Środkowo-Wschodniej (grupa EŚW-10 i Albania) w stosunku do dotychczasowych krajów członkowskich UE (UE-15) w latach Autor weryfikuje występowanie konwergencji typu β (absolutnej i warunkowej) zarówno na podstawie klasycznego równania regresji dla danych przekrojowych (przyjmując różne lata jako rok początkowy), jak też na podstawie czterech dynamicznych modeli panelowych. Autor dochodzi do wniosku, że jego badanie potwierdza ogólnie biorąc występowanie konwergencji krajów Europy Środkowo-Wschodniej do UE-15. Wszystkie cztery dynamiczne modele panelowe potwierdzają istnienie zbieżności typu β (zarówno warunkowej, jak i absolutnej) 11 krajów Europy Środkowo-Wschodniej do UE-15 w latach Jednak w równaniu konwergencji absolutnej typu β opartym na danych uśrednionych dla okresu parametr stojący przy zmiennej opisującej początkowy poziom dochodu jest ujemny, ale nieistotny statystycznie. Raport EEAG [2004] zawiera szacunki dotyczące procesu nadrabiania opóźnień rozwojowych. Według tych danych, w najbardziej optymistycznych scenariuszach rozwoju Słowenia może osiągnąć w ciągu 30 lat 90% przyszłego poziomu dochodów 5 Oprócz prac omówionych w tym miejscu można tu wymienić np.: L. Boone, M. Maurel [1998], F. Breuss [2001], European Commission [2001], P. Doyle i in. [2001], A.M. Lejour i in. [2001], C. Martin i in. [2001]. 14

15 w strefie euro. W tym samym czasie Czechy, Węgry i Słowacja mogą osiągnąć 75 80% przeciętnego poziomu dochodu w krajach należących do strefy euro, a Polska i kraje bałtyckie 65 70%. V. Kaitila [2004] analizował absolutną zbieżność typu β dla 7 krajów Europy Środkowo-Wschodniej (nowi członkowie UE od 2004 r. oprócz Słowenii). Okres analizy był różny dla poszczególnych krajów: rozpoczynał się w momencie zakończenia recesji transformacyjnej, tj. w roku o najniższej wartości PKB per capita (między 1991 i 1994 r.), a kończył się w 2001 r. Wyniki pokazały, że istnieje ujemna zależność między średnim rocznym tempem wzrostu gospodarczego w tym okresie a poziomem dochodu w roku początkowym. Dopasowanie linii trendu do danych empirycznych było wysokie, co wskazuje na wyraźną zbieżność typu β. U. Varblane i P. Vahter [2005] analizowali absolutną zbieżność β w 10 krajach Europy Środkowo-Wschodniej w okresie Uzyskane wyniki zależą od zastosowanej metody estymacji równania regresji. Przy użyciu zwykłej metody najmniejszych kwadratów (pooled least squares) parametr stojący przy zmiennej reprezentującej początkowy poziom dochodu jest ujemny, ale wysoce nieistotny, co oznacza brak tendencji konwergencyjnych. Natomiast przy zastosowaniu bardziej zaawansowanej metody estymacji równania regresji (fixed effects) parametr dla początkowego poziomu dochodu jest ujemny i istotny, co potwierdza występowanie konwergencji β. W ostatnich kilku latach badania empiryczne nad konwergencją krajów Europy Środkowo-Wschodniej dotyczyły przede wszystkim konwergencji nominalnej i cyklicznej. Ma to związek z planowanym przystąpieniem nowych członków UE do strefy euro i koniecznością spełnienia przez nie kryteriów z Maastricht. Badania nad konwergencją dochodową pojawiają się mniej licznie w najnowszej literaturze ekonomicznej. N. Dogan i B. Saracoglu [2007] analizują konwergencję krajów Europy Środkowo- Wschodniej do obszaru UE-15 na podstawie kwartalnych notowań PKB na 1 mieszkańca w okresie Wykorzystując testy pierwiastka jednostkowego dowodzą oni, że jedynie trzy kraje wykazują realną konwergencję względem obszaru UE-15: Estonia, Cypr i Turcja. Konwergencja względem UE-15 nie została także potwierdzona w ujęciu grupowym. Powyższe wyniki są zatem odwrotne do naszych. Rozbieżność może częściowo wynikać z różnic w metodologii obliczeń. Jednak w większym stopniu wynika ona z tego, że analiza Dogana i Saracoglu rozpoczyna się w 1990 r., a więc obejmuje okres recesji transformacyjnej. Prawdziwość tego ostatniego wniosku potwierdza badanie R. Reza i K.T. Zahra [2008]. Autorzy analizują realną konwergencję krajów Europy Środkowo-Wschodniej do obszaru UE-15 na podstawie kwartalnych danych PKB per capita w okresie przy użyciu testów pierwiastka jednostkowego. Wyniki ich badań wskazują, że kraje Europy Środkowo-Wschodniej wykazały absolutną zbieżność typu β względem krajów piętnastki. Ponieważ metodologia jest taka sama jak w badaniu przeprowadzonym przez Dogana i Saracoglu, można wnioskować, iż brak tendencji konwer- 15

16 gencyjnych w tamtej analizie wynika z uwzględnienia okresu recesji transformacyjnej. V. Kaitila i in. [2007] dokonują prognoz tempa domykania luki rozwojowej 21 krajów postsocjalistycznych względem obszaru UE-15 przy założeniu, że kraje postsocjalistyczne będą rozwijały się (wzrost realnego PKB per capita) w tempie 3,9%, a kraje UE-15 w tempie 1,9% rocznie. Ich wyniki sugerują, że do 2050 r. żaden z krajów tej grupy nie osiągnie przeciętnego poziomu dochodu per capita krajów piętnastki (wg parytetu siły nabywczej). Do 2050 r. Litwa, Estonia, Węgry, Słowenia i Łotwa osiągną 90-94% dochodu na 1 mieszkańca obszaru UE-15, Czechy i Polska 87%, zaś Słowacja, Bułgaria i Rumunia 81-83%. R. Rapacki i M. Próchniak [2007] przeprowadzili analizę konwergencji wewnątrz grupy 27 krajów postsocjalistycznych w okresie Uzyskane wyniki dowodzą, że w grupie tej wystąpiły zarówno zjawiska konwergencji, jak i dywergencji. Najbardziej widoczna konwergencja charakteryzowała ścieżki wzrostu gospodarczego nowych krajów członkowskich UE z regionu Europy Środkowo-Wschodniej (EŚW-8 i EŚW-10). Natomiast w obrębie szerszej zbiorowości obejmującej 15 krajów Europy Środkowej i Południowo-Wschodniej brak było wyraźnej zależności między tempem wzrostu a początkowym poziomem dochodu per capita. Z kolei w przypadku państw WNP zależność tempa wzrostu gospodarczego od początkowego poziomu dochodu była dodatnia, co wskazuje na występowanie zjawiska dywergencji, czyli powiększania się rozpiętości w poziomie rozwoju. Nasza własna wcześniejsza analiza [Z. Matkowski, M. Próchniak, 2009b], obejmująca okres i grupę 8 krajów Europy Środkowo-Wschodniej (EŚW- 8), dowiodła istnienia silnej konwergencji typu β i σ między obszarem EŚW-8 a UE- 15 zarówno w całym okresie , jak i w dwóch krótszych podokresach i Rozszerzenie Unii Europejskiej wpłynęło także na powstanie nowych prac teoretycznych objaśniających procesy konwergencji. M. Kejak i in. [2004] rozbudowali dwusektorowy model wzrostu gospodarczego Uzawy-Lucasa w celu wyjaśnienia ścieżek rozwoju nowych krajów członkowskich. Model ten został następnie wykorzystany do oszacowania szybkości wyrównywania poziomu dochodów w Polsce, Czechach i na Węgrzech do średniego poziomu UE-15. W zależności od przyjętych założeń dotyczących tempa wzrostu uzyskane zostały różne ścieżki rozwojowe poszczególnych krajów. Przy optymistycznym założeniu wzrostu gospodarczego w tempie 4% rocznie Polska może osiągnąć obecny średni poziom PKB per capita w Europie Zachodniej za 35 lat, Czechy za 23 lata, a Węgry za 30 lat. W porównaniu z naszymi wcześniejszymi badaniami nad tym tematem, które dotyczyły krajów EŚW-8 (bez Bułgarii i Rumunii), obecna analiza jest bardziej kompletna i przynosi nowe ustalenia empiryczne, które wskazują na intensyfikację konwergencji dochodowej po przystąpieniu tych krajów do Unii Europejskiej. 16

17 3. Zbieżność rozwoju cyklicznego W tej części artykułu chcemy przedstawić wyniki analizy dotyczącej stopnia zbieżności wahań koniunktury w krajach Europy Środkowo-Wschodniej z rozwojem koniunktury w Europie Zachodniej Podstawy teoretyczne Istnieje wiele czynników określających stopień zgodności wahań koniunkturalnych w krajach uczestniczących w ugrupowaniu integracyjnym, takim jak Unia Europejska. Do najważniejszych czynników wywołujących tendencję do zbieżności cyklicznych wahań koniunktury gospodarczej należy zaliczyć: a) intensywność wymiany handlowej, b) integrację rynków finansowych, c) stopień stabilności kursów walutowych, d) koordynację polityki fiskalnej i polityki pieniężnej. W literaturze istnieją różne poglądy na temat wpływu handlu międzynarodowego na synchronizację cykli koniunkturalnych, a nawet dwa przeciwstawne stanowiska. Pierwsze stanowisko, propagowane przez Unię Europejską [European Commission, 1990], głosi, że handel zagraniczny przenosi impulsy koniunkturalne, ponieważ zmiany produkcji i dochodu w jednym kraju wpływają na wielkość eksportu drugiego kraju. Według drugiego poglądu, nawiązującego do tzw. hipotezy specjalizacji, intensywna wymiana handlowa sprzyja pogłębieniu specjalizacji krajów zgodnie z ich przewagami komparatywnymi, co różnicuje struktury gospodarek, a w konsekwencji również przebieg wahań cyklicznych. Ta rozbieżność poglądów wiąże się z przeciwstawnym oddziaływaniem na gospodarkę dwóch typów handlu międzynarodowego. Pierwszy to handel wewnątrzgałęziowy, będący głównym kanałem transmisji impulsów koniunkturalnych; drugi to handel międzygałęziowy, który zwiększa specjalizację i prowadzi do ukształtowania się odmiennych struktur produkcji i zróżnicowanych wzorców rozwoju cyklicznego. Ze względu na rosnący udział wymiany wewnątrzgałęziowej w handlu wzajemnym krajów należących do Unii Europejskiej wydaje się, że w ramach tego ugrupowania, a zwłaszcza w strefie euro, przeważa tendencja do kształtowania się jednolitego wzorca wahań cyklicznych, co potwierdza większość badań empirycznych [np. J. de Haan i in., 2008]. Nie brakuje jednak badań naświetlających określone różnice regionalne w przebiegu wahań koniunkturalnych w poszczególnych krajach. Nie ma również pełnej zgodności poglądów co do wpływu rosnącej integracji rynków finansowych i międzynarodowych przepływów kapitałów na synchronizację cykli koniunkturalnych. Z jednej strony, integracja rynków finansowych sprzyja efektywnej alokacji zasobów, co pogłębia specjalizację krajów i regionów. Z drugiej strony, międzynarodowy przepływ kapitałów i działalność przedsiębiorstw ponadnarodowych powoduje, że określony impuls koniunkturalny powstający w jednym kraju szybko przenosi się do innych krajów. Badania empiryczne wskazują na dodatni per saldo wpływ integracji rynków finansowych i międzynarodowego przepływu kapitałów na synchronizację cykli [J. Imbs, 2004]. 17

18 Wątpliwości budzi także kwestia wpływu kursu walutowego na synchronizację cykli. Na płaszczyźnie teoretycznej system kursu stałego eliminuje ryzyko kursowe przyczyniając się do szybszego rozwoju wymiany handlowej, zwiększa jednak podatność gospodarki na szoki zewnętrzne, ponieważ kraj traci swobodę w prowadzeniu własnej polityki pieniężnej. Zmienny kurs walutowy uwalnia politykę pieniężną od troski o równowagę bilansu płatniczego i stan rezerw walutowych, lecz utrudnia i destabilizuje wymianę handlową z zagranicą. Z badań empirycznych [M. Massmann, J. Mitchell, 2003] wynika, że sztywne kursy zwiększają korelację wahań cyklicznych. Utworzenie unii walutowej eliminuje problem kursów w obrotach wzajemnych wewnątrz ugrupowania, przyczyniając się do ich wzrostu, ale likwiduje możliwość regulowania stanu gospodarki za pomocą suwerennej polityki pieniężnej. Koordynacja polityki makroekonomicznej w ramach unii gospodarczej prowadzi do większej synchronizacji cykli, ponieważ redukuje możliwość występowania rozbieżnych szoków, będących rezultatem niezależnych decyzji rządów poszczególnych państw. Z kolei niezależna polityka fiskalna i pieniężna przyczynia się do zapewnienia stabilizacji makroekonomicznej. Wyniki badań empirycznych [np. Z. Darvas, G. Szapáry, 2004] sugerują, że rosnąca koordynacja polityki fiskalnej przyczynia się do zapewnienia większej symetrii szoków wyzwalających wahania koniunktury i prowadzi do większej zbieżności cykli. Utworzenie unii walutowej oznacza wprowadzenie jednolitej polityki pieniężnej na całym obszarze wspólnoty, a co za tym idzie pełną symetrię szoków monetarnych, co wyrównuje przebieg cykli. Jednak w przypadku zróżnicowania mechanizmów transmisji szoków monetarnych do realnej sfery gospodarki może wystąpić tendencja do desynchronizacji cykli. Podobnie jest w przypadku, gdy poszczególne kraje podlegają oddziaływaniu rozbieżnych szoków wewnętrznych i zewnętrznych, a nie mają możliwości dostosowania się do nich za pomocą odpowiedniej zmiany stóp procentowych. Dla kraju przygotowującego się do przystąpienia do wspólnego obszaru walutowego, jakim jest Polska, kwestia synchronizacji cyklu ze strefą euro ma zasadnicze znaczenie. Zbieżność rozwoju cyklicznego w stosunku do strefy euro zwiększa szansę osiągnięcia korzyści związanych z przyjęciem wspólnej waluty i uniknięcia ryzyk związanych z rezygnacją z własnego pieniądza i własnej polityki pieniężnej. Brak dostatecznej zbieżności wiąże się natomiast z niebezpieczeństwem destabilizacyjnego oddziaływania polityki pieniężnej Europejskiego Banku Centralnego na gospodarkę kraju. Niezgodność rozwoju cyklicznego może wyrażać się w przesunięciu cyklu koniunkturalnego w stosunku do strefy euro, innej częstotliwości i amplitudzie wahań, odmienności szoków dotykających daną gospodarkę lub innej reakcji na pojawiające się zakłócenia. Wszystko to powodowałoby, że wspólna polityka pieniężna byłaby dla Polski niewłaściwa i oddziaływałaby destabilizująco, tak jak to zdarzało się już nieraz w niektórych krajach należących do strefy euro. 18

19 3.2. Założenia i metoda analizy Analizowana grupa, obejmująca 10 krajów Europy Środkowo-Wschodniej (EŚW- 10), wykazuje duże podobieństwo pod względem poziomu rozwoju, struktury gospodarki, postępów transformacji, polityki gospodarczej, powiązań międzynarodowych oraz zależności od rynków zagranicznych. Stąd też jest bardzo prawdopodobne, że wzrost gospodarczy tych krajów określają podobne czynniki i że kraje te w podobny sposób reagują na określone wstrząsy zewnętrzne. Jeżeli te założenia są słuszne, to analizowane kraje mogą ujawniać podobne fluktuacje wzrostu. Jednak hipoteza ta wymaga empirycznego potwierdzenia. Wszystkie analizowane kraje EŚW-10 są obecnie członkami Unii Europejskiej i są od wielu lat silnie zaangażowane w wymianie handlowej z Europą Zachodnią, jak również w dużym stopniu zależne od dopływu zagranicznych inwestycji z tego obszaru. Dlatego można oczekiwać, iż w swoim rozwoju będą one ujawniać pewne podobieństwo do wahań koniunktury gospodarczej w strefie euro. Dodatkowym czynnikiem wyrównującym przebieg wahań cyklicznych jest rosnąca koordynacja polityki gospodarczej w ramach Unii Europejskiej. Głównym celem tej części analizy jest empiryczne zweryfikowanie tych hipotez na podstawie analizy zmian tempa wzrostu produkcji przemysłowej oraz wskaźnika koniunktury w przemyśle. Analiza obejmuje okres od stycznia 1995 r. do kwietnia 2009 r., dla którego dysponowaliśmy potrzebnymi danymi. Niektóre szeregi czasowe na początku okresu są jednak krótsze. 6 Analizujemy tutaj miesięczne dane o tempie wzrostu produkcji przemysłowej (w stosunku do analogicznego miesiąca w poprzednim roku), pochodzące z urzędowej statystyki, oraz wskaźniki koniunktury w przemyśle pochodzące z badań ankietowych. Wszystkie szeregi czasowe zostały wygładzone za pomocą 12-miesięcznej średniej ruchomej (o okresie zmniejszanym stopniowo na obu krańcach szeregów w celu uniknięcia ich skrócenia), a następnie znormalizowane względem długookresowej średniej. 7 Po normalizacji wszystkie wskaźniki przyjmują porównywalne wartości, najczęściej w skali od 97 do 103. Dane o dynamice produkcji przemysłowej i wskaźnikach koniunktury w przemyśle dla krajów EŚW-10 zostały zaczerpnięte z bazy danych Eurostatu i uzupełnione w miarę potrzeby danymi OECD oraz narodowej statystyki. Dane o dynamice produkcji przemysłowej i wskaźniku koniunktury w przemyśle dla strefy euro pochodzą z Eurostatu i obejmują kraje wchodzące w skład wspólnego obszaru walutowego (do grudnia 2006 r.: UE-12, od stycznia 2007 r.: UE-15, od stycznia 2009 r.: UE-16); są to średnie ważone rozmiarami gospodarek (wielkością PKB). 6 Dotyczy to tempa wzrostu produkcji przemysłowej w Bułgarii (dostępne dane od stycznia 2001 r.) oraz wskaźników koniunktury w przemyśle dla Polski i Węgier (dane odpowiednio od stycznia 1996 r. i od lipca 1997 r.). 7 W celu zapewnienia porównywalności i wyeliminowania różnic amplitudy wahań wszystkie wskaźniki przedstawione na wykresach zostały znormalizowane według formuły [OECD, 1987]: ( ) ( ) x x x x : n 19

20 Dane o eksporcie krajów EŚW-10 zostały zaczerpnięte z bazy danych MFW, a częściowo również z bazy danych Banku Światowego. Dane o inwestycjach zagranicznych w krajach EŚW-10 pochodzą z najnowszego raportu EBOR (zaktualizowanego w 2009 r.), a częściowo również z Banku Światowego. Dane o tempach wzrostu PKB w krajach EŚW-10 pochodzą ze zaktualizowanego raportu EBOR, a dane dla strefy euro z bazy danych MFW; zbiorcze tempa wzrostu dla obu grup krajów są ważone rozmiarami gospodarek (wielkością PKB), według danych źródłowych uzupełnionych szacunkami własnymi. Zgodność rozwoju cyklicznego oceniamy za pomocą wykresów oraz współczynników korelacji. Jeżeli współczynniki korelacji są znacząco dodatnie, to można przyjąć, że istnieje zbieżność w rozwoju cyklicznym. Trzeba jednak uważać na pozorne korelacje, całkowicie przypadkowe lub wynikające z zależności obydwu krajów od koniunktury w otoczeniu, zwłaszcza w Unii Europejskiej. Nasza analiza uzupełnia i rozszerza wcześniejsze analizy zbieżności rozwoju cyklicznego w krajach Europy Środkowo-Wschodniej i w Unii Europejskiej. Przy pełnym szacunku dla niektórych analiz wykorzystujących bardziej złożone, a nawet wyrafinowane metody ekonometryczne (często jednak z niezbyt jasnymi wynikami) nasza analiza, choć oparta na prostszej metodzie, umożliwia sformułowanie dość jednoznacznych wniosków. Wyjaśnienia wymaga zastosowana tutaj koncepcja cyklu wzrostowego. Cyklem wzrostowym (growth cycle), w odróżnieniu od tradycyjnie rozumianego cyklu koniunkturalnego (business cycle) nazywane są wahania aktywności gospodarczej, w których niekoniecznie dochodzi do klasycznej recesji, definiowanej jako absolutny spadek realnego PKB trwający co najmniej dwa kwartały; faza zniżkowa cyklu wzrostowego może mieć postać recesji albo wyraźnego osłabienia wzrostu gospodarczego. Istnieją dwie alternatywne metody analizy cykli wzrostowych: a) analiza odchyleń od trendu, b) analiza stóp wzrostu. Każda z nich wymaga uprzedniego wygładzenia badanych szeregów czasowych opisujących rozpatrywane wskaźniki aktywności w celu wyeliminowania zmian nieregularnych i sezonowych (o ile te ostatnie nie zostały automatycznie usunięte przez przyjętą postać wskaźnika). Obie metody dają inne wyniki w datowaniu punktów zwrotnych i wymagają odmiennej interpretacji fazy zwyżkowej i zniżkowej cyklu. Metoda odchyleń od trendu wymaga wyodrębnienia cyklicznego składnika dynamiki jako odchyleń od długookresowego trendu (liniowego lub nieliniowego), co dokonywane jest w procedurze regresji lub przez zastosowanie odpowiedniego filtra. Zaletą tej metody jest łatwość interpretacji odchyleń od trendu w kategoriach zbliżonych do klasycznej koncepcji cyklu koniunkturalnego, jej wadą natomiast jest zależność uzyskanych wyników od zastosowanej techniki wyodrębniania trendu, a także fakt, że przy każdej zmianie okresu objętego analizą (np. przy jej aktualizacji) zmieniają się wszystkie ustalenia dotyczące chronologii cykli oraz ich amplitud. Analiza stóp wzrostu ma tę zaletę, że nie wymaga arbitralnej decyzji co do wyboru postaci trendu (i rodzaju filtra), utrudnia jednak interpretację wyników, ponieważ zmiany dynamiki gospodarczej nie 20