Dorota Górecka, Dominik Śliwicki

Transkrypt

1 A C T A U N V E R S T A T S N C O L A C O P E R N C EKONOMA XXXX NAUK HUMANSTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZYT 389 TORUŃ 2009 Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Kaera Ekonomerii i Saysyki Doroa Górecka, Dominik Śliwicki MODELOWANE KURSÓW WALUTOWYCH DLA KRAJÓW SKANDYNAWSKCH EUROPY ŚRODKOWO-WSCHODNEJ Z a r y s r e ś c i. W arykule pojęo próbę empirycznej weryfikacji eorii paryeu siły nabywczej w oniesieniu o 6 krajów członkowskich OECD: Danii, Norwegii i Szwecji oraz Czech, Polski i Węgier. W związku z ym, że uzyskane wyniki nie powierziły prawziwości weryfikowanej eorii, celem pracy sało się zienyfikowanie czynników wpływających na poziom kursów waluowych pańsw skanynawskich oraz pańsw Europy Śrokowo-Wschoniej w laach oraz wskazanie różnic mięzy nimi. S ł o w a k l u c z o w e: eoria paryeu siły nabywczej (Purchasing Power Pariy, PPP), ługookresowy kurs równowagi, moele panelowe z usalonymi efekami inywiualnymi. 1. WSTĘP Lieraura oycząca kursów waluowych i szacowania realnego poziomu ich równowagi jes barzo bogaa. Opis meoologii związanej z ą problemayką zawary jes m.in. w pracy Hinkle a i Moniela (1999), naomias przeglą wyników baań empirycznych znaleźć można w arykule Ewarsa i Savasano (1999). W przeprowazanych oą analizach o określania kursu równowagi wykorzysywane były co najmniej rzy koncepcje: paryeu siły nabywczej (por. Johansen, Juselius, 1992; MacDonal, Nagayasu, 1998), funamenalna (por. Williamson, 1983, 1994) oraz behawioralna (por. Clark, MacDonal, 1998, 2004). Rozwój ekonomerycznych meo esymacji la niesacjonarnych anych panelowych spowoował, że w wielu opracowaniach wykorzysywane są moele koinegracji la ego rozaju anych (por. Habermeier, Mesquia, 1999; MacDonal, Ricci, 2001). W en nur wpisuje się akże baanie opisane w niniejszym arykule, sanowiące próbę określenia zależności pomięzy kursem waluowym a czynnikami makroekonomicznymi la rzech pańsw skanynawskich i rzech pańsw CEFTA przy użyciu moeli panelowych.

2 188 DOROTA GÓRECKA, DOMNK ŚLWCK 2. TEORA PARYTETU SŁY NABYWCZEJ Teoria paryeu siły nabywczej (por. Cassel, 1918) wyjaśnia kszałowanie się kursów waluowych za pomocą relacji cen w kraju i za granicą. Zgonie z absoluną wersją ej eorii poziom prosego nominalnego kursu waluowego jes okłanie równy ilorazowi ych cen: P E c =, (1) Pf gzie Ec o nominalny kurs prosy, naomias P i P f oznaczają opowienio poziom cen w kraju i za granicą. Jeżeli eoria PPP jes prawziwa, o realny kurs waluowy RER any przez: c EcPf RER c = (2) P jes zawsze równy jeności. Z kolei weług wzglęnej wersji eorii paryeu siły nabywczej prosy nominalny kurs waluowy jes proporcjonalny o ilorazu cen w kraju i za granicą: E P c = K. (3) Pf Weryfikacja eorii paryeu siły nabywczej polega na analizie sacjonarności resz nasępujących moeli: przy czym c f ε = e p p (w przypaku wersji absolunej), (4) c f ε = e p p k (w przypaku wersji wzglęnej), (5) c e, p, f p i k o logarymy nauralne E c, P, Pf oraz K. Meoa a jes równoważna esowaniu sacjonarności realnego kursu waluowego. 3. TEORA PARYTETU SŁY NABYWCZEJ A KURS WALUTOWY PAŃSTW OECD Baanie oyczy owronego realnego kursu euro wzglęem walu rzech pańsw skanynawskich (korony uńskiej, norweskiej i szwezkiej) oraz wzglęem walu rzech pańsw CEFTA (korony czeskiej, polskiego złoego oraz węgierskiego forina). Analiza opiera się na anych obejmujących okres o kwarału 1999 roku o V kwarału 2008 roku (40 obserwacji). Kurs realny obliczany jes na posawie wzoru (2), przy czym jako ineksy cenowe wykorzysane zosały wskaźniki cen PP.

3 Moelowanie kursów waluowych la krajów skanynawskich 189 Weryfikacja niesacjonarności kursów waluowych przeprowazona zosała na anych panelowych (pierwszy panel obejmował pańswa skanynawskie, a rugi kraje Europy Śrokowo-Wschoniej) przy pomocy esu pierwiaska jenoskowego PS (por. m, Pesaran, Shin, 1997, 2003), kóry posiaa sosunkowo użą moc oraz obre właściwości la krókich szeregów czasowych i nieużej liczby anych przekrojowych. Tabela 1. Wyniki panelowego esu sacjonarności Pańswa Skłaniki eerminisyczne Saysyka LM Warość p skanynawskie sała 0,104 0,504 sała+ren 0,604 0,727 Europy Śrokowo-Wschoniej sała -1,358 0,087 sała+ren -0,405 0,343 Źróło: obliczenia własne. Na posawie warości saysyk zaprezenowanych w abeli 1 można swierzić, że na poziomie isoności 0,05 nie ma posaw o orzucenia hipoezy zerowej mówiącej o niesacjonarności baanych kursów waluowych, co świaczy o nieprawziwości eorii paryeu siły nabywczej (zarówno w przypaku krajów skanynawskich, jak i pańsw należących o CEFTA). 4. PRZYCZYNY ZMENNOŚC KURSU WALUTOWEGO W związku z konkluzją przesawioną w poprzeniej części pracy nasuwa się pyanie o przyczyny ochyleń kursu waluowego o poziomu wyznaczonego przez parye siły nabywczej. Jeną z najbarziej znanych koncepcji objaśniających zachowanie realnych kursów waluowych w ługim okresie jes zw. efek Balassy-Samuelsona (por. Balassa, 1964). Polega on na ym, że wzros proukywności pracy w sekorze óbr hanlowych, wywołując inflację w sekorze óbr niehanlowych i ponosząc ym samym łączny wskaźnik cen, powouje realną aprecjację kursu waluowego. Efek en oyczy pańsw przysępujących o UE. Jego wysępowanie zosało powierzone w wielu baaniach (por. Rogoff, 1996), w kórych wykazano isonie oani wpływ relaywnego wzrosu gospoarczego na realny kurs waluowy. Do poencjalnych eerminan kursu waluowego można zaliczyć akże wyaki rząowe, kóre przesuwając popy wewnęrzny w kierunku óbr niehanlowych powoują wzros ich cen i w efekcie aprecjację kursu realnego (por. Habermeier, Mesquia, 1999). Kolejnym czynnikiem wpływającym na zmiany realnego kursu waluowego są warunki wymiany hanlowej (erms of rae), efiniowane jako sosunek cen eksporu o cen imporu. Wzros warości ego wskaźnika spowoowany wzrosem cen eksporu lub spakiem cen imporu oznacza spaek konkurencyjności

4 190 DOROTA GÓRECKA, DOMNK ŚLWCK krajowych prouków i prowazi o eprecjacji kursu waluowego (por. Baffes, Elbaawi, O Connell, 1997; Habermeier, Mesquia, 1999). nną przyczyną zmian realnego kursu waluowego jes kszałowanie się realnej sopy procenowej. Relaywnie wyższa krajowa sopa procenowa, zwiększając poaż waluy zagranicznej, przyczynia się o spaku kursu waluy krajowej, czyli jego aprecjacji (por. Brook, Hagreaves, 2001; Chorareas, Driver, 2001). 5. MODELE PANELOWE DLA REALNYCH KURSÓW WALUTOWYCH PAŃSTW OECD Poniżej zaprezenowane zosaną wa moele panelowe, z kórych pierwszy obejmuje kraje skanynawskie (Danię, Szwecję i Norwegię), a rugi kraje Europy Śrokowo-Wschoniej (Czechy, Polskę i Węgry). W obu przypakach zmienną objaśnianą jes realny kurs waluowy analizowanych krajów wzglęem euro (miernikami cen są ineksy PP). Wśró zmiennych objaśniających znajują się: relaywny wzros gospoarczy 1 (reprezenujący efek Balassy- Samuelsona), bilans hanlowy w relacji o PKB (świaczący o konkurencyjności anej gospoarki) oraz relaywna realna sopa procenowa. Oczekuje się, że zgonie z opisanymi wyżej mechanizmami znaki paramerów sojących przy wszyskich rzech zmiennych objaśniających wykorzysanych w moelach bęą ujemne. Tabela 2. Wyniki esymacji moelu la grupy pańsw skanynawskich Zmienna Ocena parameru Saysyka -Suena Warość p R 2 sała 8,801 68,79 0,0000*** sopa procenowa 0,128 4,058 0,0000*** 80,12% bilans hanlowy/pkb -6,682-5,021 0,0000*** Źróło: obliczenia własne. Wyniki esymacji moelu panelowego z usalonymi efekami inywiualnymi la wysokorozwinięych krajów skanynawskich wskazują na isony związek realnego kursu waluowego z bilansem hanlowym oraz relaywnym poziomem realnej sopy procenowej, przy czym w przypaku ego rugiego znak oszacowanego parameru nie jes zgony z przewiywaniami, co może być wyłumaczone m.in. oziaływaniem świaowych sóp procenowych bąź eż różnego rozaju oczekiwań. Naomias zgonie z przewiywaniami wpływ relaywnego wzrosu gospoarczego na kurs waluowy w przypaku krajów skanynawskich okazał się być nieisony saysycznie. 1 Określenie relaywny oznacza w ym przypaku porównanie ze srefą euro.

5 8 7,9 7,8 7,7 7,6 7,5 7,4 7,3 7,2 7,1 7 6,9 V V V V V V V V V V rzeczywise Wykres 1. Warości i rzeczywise kursu korony uńskiej w okresie 1999 V ,5 9 8,5 8 7,5 7 V V V V V V V V V V rzeczywise Wykres 2. Warości i rzeczywise kursu korony szwezkiej w okresie 1999 V 2008

6 192 DOROTA GÓRECKA, DOMNK ŚLWCK V V V V V V V V V V rzeczywise Wykres 3. Warości i rzeczywise kursu korony norweskiej w okresie 1999 V 2008 Tabela 3. Wyniki esymacji moelu la grupy pańsw Europy Śrokowo-Wschoniej Zmienna Ocena parameru Saysyka -Suena Warość p R 2 sała 12,615 71,86 0,0000*** relaywny wzros gospoarczy -0,754-3,607 0,0005*** 99,07% bilans hanlowy/pkb -24,800-5,507 0,0000*** Źróło: obliczenia własne. W przypaku moelu panelowego z usalonymi efekami inywiualnymi la krajów rozwijających się należących o CEFTA kierunek oziaływania zmiennych objaśniających jes zgony z wcześniej sformułowanymi oczekiwaniami - zarówno wzros relaywnego PKB, jak i oani bilans hanlowy przyczyniają się o spaku kursu waluowego, czyli o jego aprecjacji. Również oziaływanie relaywnej realnej sopy procenowej na kurs waluowy jes ujemne, gyż nieisone saysycznie, co prowazi o konkluzji, że w przypaku krajów Europy Śrokowo-Wschoniej kszałowanie się sóp procenowych ma użo słabszy wpływ na kurs niż inne czynniki makroekonomiczne.

7 V V V V V V V V V V rzeczywise Wykres 4. Warości i rzeczywise kursu złoego w okresie 1999 V V V V V V V V V V V rzeczywise Wykres 5. Warości i rzeczywise kursu korony czeskiej w okresie 1999 V 2008

8 194 DOROTA GÓRECKA, DOMNK ŚLWCK 4,5 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 V V V V V V V V V V rzeczywise Wykres 6. Warości i rzeczywise kursu 100 forinów węgierskich w okresie 1999 V PODSUMOWANE Głównym wnioskiem płynącym z przeprowazonej analizy jes orzucenie hipoezy mówiącej, że kursy waluowe baanych krajów skanynawskich i krajów CEFTA w laach kszałowały się zgonie z eorią paryeu siły nabywczej. Uzyskane wyniki pozwalają wierzić, że realny kurs waluowy 6 krajów OECD powiązany jes z akimi wielkościami ekonomicznymi jak wzros gospoarczy, bilans hanlowy oraz sopy procenowe. Dalsze baania oyczące kursów waluowych mogą po pierwsze poążać w kierunku poszerzenia przekrojów paneli o kolejne kraje, np. o Bułgarię, Rumunię, Chorwację i Ukrainę w przypaku pańsw Europy Śrokowo- Wschoniej. nną możliwością jes uwzglęnienie w moelach oakowych zmiennych akich jak np. akywa zagraniczne neo, płace realne, konsumpcja inywiualna, wyaki rząowe, eficy bużeowy, ług publiczny bąź eż bezpośrenie inwesycje zagraniczne (por. Bęza-Bojanowska, MacDonal, 2009) i wykorzysanie skonsruowanych moeli o prognozowania. LTERATURA Baffes J., Elbaawi. A., O Connell S. A. (1997), Single-Equaion Esimaion of he Equilibrium Real Exchange Rae, WB Working Paper 08/20/97, Worl Bank, Washingon. Balassa B. (1964), The Purchasing Power Pariy Docrine: A Reappraisal, Journal of Poliical Economy, 72, Bęza-Bojanowska J., MacDonal R. (2009), The Behavioural Zloy/Euro Equilibrium Exchange Rae, CESifo Working Paper Series No. 2568, Universiy of Glasgow, Glasgow.

9 Moelowanie kursów waluowych la krajów skanynawskich 195 Brook A., Hagreaves D. (2001), PPP-base Analysis of New Zealan s Equilibrium Exchange Rae, Discussion Paper Series DP2001/01, Reserve Bank of New Zealan, Wellingon. Cassel G. (1918), Abnormal Deviaions in nernaional Exchanges, Economic Journal, Blackwell Publishers, Oxfor, Chorareas G. E., Driver R. L. (2001), PPP an he Real Exchange Rae Real neres Rae Differenial Puzzle Revisie: Evience from Non-Saionary Panel Daa, Bank of Englan, Lonon. Clark P. B., MacDonal R. (1998), Exchange Raes an Economic Funamenals: A Mehoological Comparison of BEERs an FEERs, MF Working Paper 98/67, nernaional Moneary Fun, Washingon. Clark P. B., MacDonal R. (2004), Filering he BEER: A Permanen an Transiory Decomposiion, Global Finance Journal, 15, Ewars S., Savasano M. A. (1999), Exchange Raes in Emerging Economies: Wha Do We Know? Wha Do We Nee o Know?, NBER Working Paper No. 7228, Naional Bureau of Economic Research, Cambrige. Habermeier K., Mesquia M. (1999), Long-Run Exchange Rae Dynamics: A Panel Daa Suy, MF Working Paper WP/99/50, nernaional Moneary Fun, Washingon. Hinkle L., Moniel P. (1999), Exchange Raes Misalignmen. Conceps an Measures for Developing Counries, Oxfor Universiy Press, New York. m K.S., Pesaran M. H., Shin Y. (1997), Tesing for Uni Roos in Heerogeneous Panels, Discussion Paper, Universiy of Cambrige, Cambrige. m K.S., Pesaran M. H., Shin Y. (2003), Tesing for Uni Roos in Heerogeneous Panels, Journal of Economerics, 115, Johansen S., Juselius K. (1992), Tesing Srucural Hypohesis in a Mulivariae Coinegraion Analysis of he PPP an he UP for UK, Journal of Economerics, 53, MacDonal R., Nagayasu J. (1998), On he Japanese Yen-U.S. Dollar Exchange Rae: A Srucural Economic Moel Base on Real neres Differenials, Journal of he Japanese an nernaional Economies, 12, MacDonal R., Ricci L. (2001), PPP an Balassa-Samuelson Effec: The Role of he Disribuion Secor, MF Working Paper WP/01/38, nernaional Moneary Fun, Washingon. Rogoff K. (1996), The Purchasing Power Pariy Puzzle, Journal of Economic Lieraure, 34, Williamson J. (1983), The Exchange Rae Sysem, nsiue for nernaional Economics, Washingon. Williamson J. (1994), Esimaes of FEERs, [w:] Williamson J. (re.), Esimaing Equilibrium Exchange Raes, nsiue for nernaional Economics, Washingon. EXCHANGE RATES MODELNG FOR SCANDNAVAN, CENTRAL AND EASTERN EUROPEAN COUNTRES A b s r a c. n he paper he purchasing power pariy (PPP) heory for 6 saes belonging o OECD, namely Denmark, Norway, Sween, Polan, Czech Republic an Hungary, was examine. n orer o o ha he PS panel uni roo es was employe. Afer esablishing ha he exchange raes permanenly eviae from he long-erm equilibrium rae an he PPP heory is a variance wih he aa, wo panel moels were esimae o ienify facors ha influence exchange raes of Scaninavian an CEFTA counries. K e y w o r s: purchasing power pariy, long-erm equilibrium exchange rae, panel moels wih fixe iniviual effecs.

10