ROZDZIAŁ 11 WPŁYW ZMIAN KURSU WALUTOWEGO NA RYNEK PRACY

Transkrypt

1 Rszard Sefański ROZDZIAŁ 11 WPŁYW ZMIAN KURSU WALUTOWEGO NA RYNEK PRACY Absrak Ocena wpłwu zmian kursu waluowego na rnek prac jes szczególnie isona dla polskiej gospodarki w najbliższch laach. Spośród magicznego czworokąa celów poliki sabilizacji (wsoka i sabilna dnamika wzrosu gospodarczego, sabiln poziom cen, pełne zarudnienie, równowaga w sosunkach z zagranicą) suacja na rnku prac przedsawia się obecnie najgorzej. Dlaego eż ineresujące wdaje się bć określenie poencjalnego wpłwu aprecjacji złoego na wsokość sop bezrobocia w naszm kraju. W ciągu kilku najbliższch la można się bowiem spodziewać realnego umocnienia polskiej walu. Zjawisko o będzie niezależne od kszałowania się polskich obroów handlowch. Spadek realnego kursu waluowego może wnikać z napłwu kapiału zagranicznego do naszego kraju związanego z subwencjami unijnmi oraz napłwem inwescji bezpośrednich. Celem arkułu jes empirczna werfikacja koncepcji eorecznch wjaśniającch wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac w wbranch krajach, charakerzowan poprzez sopę bezrobocia. Analiza empirczna zosała przeprowadzona dla dwóch grup krajów. Pierwsza z nich obejmuje ssem o usabilizowanej gospodarce rnkowej. Należą do nich: Niemc, Francja, Holandia, Włoch, Wielka Brania i San Zjednoczone. Druga grupa krajów są o pańswa Europ Środkowo Wschodniej: Polska, Czech, Węgr i Słowacja. Wbór krajów o różnej suacji gospodarczej oraz różnch ssemach kursu waluowego umożliwił porównanie poszczególnch krajów i pozwolił na wciągnięcie ogólnch wniosków doczącch wpłwu zmian kursu waluowego na suację na rnku prac. Zakres czasow jes różn dla poszczególnch krajów, co wnika z dosępności porównwalnch danch sascznch. Dla Francji, Holandii, Sanów Zjednoczonch, Wielkiej i Włoch obejmuje laa Dane dla gospodarki Niemiec zosał poddane analizie w okresie po zjednoczeniu. W przpadku Polski oraz Czech, Węgier i Słowacji okres en obejmuje laa Jego przjęcie wnika z dosępności porównwalnch danch empircznch dla analizowanej grup krajów. Zakres przedmioow obejmuje dla wszskich krajów akie szeregi danch, jak: sopa bezrobocia oraz realn kurs waluow, produk krajow bruo, produkcja przemsłowa i wsokość wnagrodzeń godzinowch. W przpadku Francji, Holandii, Sanów Zjednoczonch, Wielkiej Branii, Czech i Węgier uwzględniono akże kosz prac oraz wnagrodzenia miesięczne. Analizowane wskaźniki uznano za poencjalne deerminan kszałowania się sop bezrobocia. Teoreczne koncepcje wpłwu kursu waluowego na rnek prac Kurs waluow może wpłwać na rnek prac pośrednio i bezpośrednio. Wpłw pośredni odbwa się poprzez oddziałwanie na wielkość eksporu i imporu oraz, co za m idzie, na kszałowanie się produkcji przemsłowej oraz produku krajowego bruo. Zmian kursu waluowego wpłwają na relawne kosz prac w danm kraju w sosunku do koszów prac za granicą. Umocnienie się walu krajowej może zaem wwierać na rnek prac

2 118 Rszard Sefański wpłw zbliżon do wzrosu płac prz braku zmian wdajności prac. Oznacza o, że może o doprowadzić do odpłwu miejsc prac za granicę. Jes o wpłw bezpośredni kursu waluowego na rnek prac. Ocena wpłwu kursu waluowego na rnek prac zależ od ego, cz analiza opara jes na poglądach ekonomii neokenesowskiej cz neoklascznej. Zgodnie z koncepcją racjonalnch oczekiwań zmian kursu waluowego nie powinn wwierać żadnego wpłwu na wielkość zarudnienia ak w krókim, jak i w długim okresie (Spahn, 1997). Według H. Siebera bezrobocie jes wwołane problemami rnku prac a nie niskim realnm kursem waluowm i może zosać rozwiązane jednie poprzez dososowanie płac (Sieber, 1997). Wpłw zmian realnego kursu waluowego na poziom bezrobocia jes wąpliw, a nawe jeśli wsępuje, jes on sosunkowo niewielki. Oddziałwanie na suację na rnku prac za pomocą kursu waluowego jes zaem nieskueczne. Sabilizacja ego rnku powinna opierać się na innch insrumenach poliki makroekonomicznej, kóre są w m zakresie bardziej skueczne (Genberg, 1989). Zmian realnej warości pieniądza krajowego wwołują dososowania srukuralne i przepłw sił roboczej do branż o wższej wdajności prac, co jes korzsne w długim okresie. Przedsawiciele szkoł neokenesowskiej uważają naomias, że realna aprecjacja powoduje akie same skuki na rnku prac, jak wzros płac nie powiązan ze wzrosem wdajności prac. Dososowanie gospodarki nasępuje poprzez likwidację miejsc prac o niższej wdajności prac (Siever, 1997). Pełne zarudnienie na wmaga zaem akwnej poliki kursu waluowego. Realna aprecjacja walu krajowej negawnie oddziałuje na dnamikę wzrosu gospodarczego oraz wielkość zarudnienia (Uzig, 1997). Mechanizm prowadzące do równowagi na rnku prac i pełnego zarudnienia mogą bć deformowane poprzez zmian kursu waluowego w dwóch przpadkach: po pierwsze prz pełnm zarudnieniu wzros warości pieniądza krajowego wnikając z napłwu kapiału zagranicznego może zwiększć kosz prac i doprowadzić do wzrosu bezrobocia. W przpadku niepełnego zarudnienia może zdarzć się, że nawe w przpadku spadku płac nie nasąpi wzros zarudnienia i spadek bezrobocia, ponieważ spadek płac może bć zneuralizowan przez wzmocnienie się pieniądza krajowego. Realne umocnienie pieniądza krajowego może doprowadzić akże do akiej suacji, że przedsiębiorswa zmniejszą cen swoich produków. Jeśli nie spowoduje o spadku płac może przcznić się do ograniczenia renowności przedsiębiorsw. W akiej suacji wwoła o do spadek zarudnienia, ponieważ część przedsiębiorsw może ograniczć produkcję lub zosać zamknięa. Nawe jeśli w późniejszm okresie nasąpi realne osłabienie walu uracone miejsca prac mogą już nie zosać odworzone. Oznacza o, że krókookresowe wahania kursu waluowego mogą wwierać negawne skuki na wielkość zarudnienia w długim okresie. Meodologia badań empircznch Analiz empirczne oparo na danch sascznch pochodzącch z OECD. Dane doczące produku krajowego bruo oraz produkcji przemsłowej wkorzsano w cenach sałch dla 2000 roku. W danch empircznch przjęo, że cznnikami, kóre mogą wwierać poencjaln wpłw na kszałowanie się sop bezrobocia oraz wielkości zarudnienia są realn kurs waluow, produk krajow bruo, produkcja przemsłowa, kosz prac oraz wsokość wnagrodzeń. Za realn kurs waluow przjęo wskaźnik określając warość pieniądza krajowego w sosunku do walu głównch parnerów handlowch ważon ich udziałem w eksporcie i imporcie danego pańswa. Wzros realnego kursu waluowego oznacza aprecjację pieniądza krajowego i odwronie. W badaniach empircznch wkorzsano analizę korelacji i regresji oraz es przcznowości Grangera. W pierwszej kolejności wszskie szeregi czasowe oczszczono

3 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 119 sezonowo i usunięo z nich wahania przpadkowe poprzez zasosowanie modelu Census 2/ X- 11. W en sposób wznaczono krzwe Hendersona dla wszskich analizowanch zmiennch. Tak przgoowane szeregi czasowe danch empircznch zawierają zarówno rend, jak i wahania koniunkuralne. Posać rendu wznaczono poprzez zasosowanie filru Hodricka Prescoa. Meoda a jes częso sosowana w celu oszacowania rendu nieliniowego. Daje ona zazwczaj dobre odwzorowanie endencji rozwojowej. Filr Hodricka Prescoa jes sosunkowo prosą meodą. Posać rendu uzskana prz jej zasosowaniu powinna spełniać nasępujące kreria: składnik rendu powinien bć mniej więcej krzwą, kórą sudenci zajmując się koniunkurą gospodarczą narsowalib poprzez serię danch, rend danej zmiennej powinien bć liniową ransformacją ej serii danch i a sama ransformacja powinna bć sosowana do wszskich analizowanch szeregów, schema przekszałcenia powinien bć dobrze zdefiniowan i ławo reprodukowaln (Kdland, Presco, 1990). Meoda a bwa krkowana za mechaniczn charaker, kór umożliwia wznaczenie rendu i wahań koniunkuralnch nawe w szeregach danch, w kórch one z pewnością nie wsępują Pomimo ego ograniczenia jes o najczęściej wkorzswan sposób wodrębniania wahań cklicznch (Jaeger, 1994). Po wznaczeniu posaci rendu dla wszskich badanch zmiennch oszacowano szeregi odchleń od rendu w oparciu o meodę muliplikawną. Wznaczono je jako: warość empirczna / warość eoreczna (rend) *100. W en sposób uzskano obraz wahań poszczególnch zmiennch empircznch. Wszskie szeregi danch sał się dzięki zasosowaniu ej procedur sacjonarne. Zmniejszło o rzko wsępowania pozornch korelacji pomiędz badanmi zmiennmi. Analiza empirczna opara na szeregach odchleń od rendu umożliwia ocenę krókookresowch zależności międz badanmi zmiennmi. W celu określenia cznników deerminującch sopę bezrobocia w wbranch krajach przeprowadzono analizę korelacji pomiędz badanmi szeregami, uwzględniającą możliwość wsępowania pomiędz nimi wprzedzeń i opóźnień. Na użek analiz empircznej przjęo, że maksmaln okres wprzedzenia pomiędz badanmi zmiennmi wnosi 15 kwarałów. Przjęcie sosunkowo długiego okresu możliwch wprzedzeń lub opóźnień wnika z ego, że sopa bezrobocia może reagować ze znacznm opóźnieniem na zmian cznników je deerminującch. Współcznnik korelacji informuje o isnieniu współzmienności, bądź jej braku w odniesieniu do analizowanch szeregów. Wsępowanie współzmienności może, choć nie musi świadczć związku przcznowo skukowm międz badanmi szeregami czasowmi danch empircznch. Współcznnik korelacji nie przesądza o isnieniu akiej zależności. Analiza korelacji pozwoliła wodrębnić szeregi danch o sascznie isonej współzmienności. Dla określenia poencjalnch związków przcznowo - skukowch wkorzsano es przcznowości Grangera. Pozwala on na poszukiwanie szeregów danch empircznch wpłwającch na badane zmienne. Jes o jednakże przcznowość jednie w sensie Grangera. Meoda a zakłada wpłw zmiennej X na zmienną Y wed, gd prognoz kszałowania się zmiennej Y wkorzsujące warości zmiennej X są lepsze, niż w przpadku, gd warości zmiennej X nie są brane pod uwagę prz prognozowaniu zmiennej Y (Granger, 1969). Wniki esu przcznowości Grangera informują akże, jaki jes maksmaln okres wprzedzenia jednego szeregu w sosunku do drugiego, prz kórm może wsępować związek przcznowo-skukow. W przpadku, gd obdwa szeregi są równoczesne meoda a nie pozwala na usalenie związku przcznowo-skukowego. Tes Grangera nie informuje akże o inenswności i kierunku wpłwu jednej zmiennej na drugą. W analizie empircznej przjęo, że es Grangera spełniają szeregi o prawdopodobieńswie odrzucenia hipoez o wsępowaniu związku przcznowo- skukowego mniejszm niż 5%.

4 120 Rszard Sefański W celu oszacowania sił i kierunku badanch szeregów na sopę bezrobocia w wbranch krajach zasosowano analizę regresji wielorakiej. Szeregi wahań cznników deerminującch flukuacje sop bezrobocia wznaczone w oparciu o analizę korelacji lub es przcznowości Grangera zosał wkorzsane jako dane wejściowe do modelu regresji krokowej. Prz czm, ze względu na cel arkułu, analizowano jednie e szeregi, w kórch jako poencjalna deerminana sop bezrobocia wsępował realn kurs waluow. Regresja krokowa jes o najczęściej sosowaną meodą doboru zmiennch objaśniającch (Aczel, 2000). Na każdm eapie obliczeń dokonuje się rewizji ocen isoności każdej zmiennej. Minimalizuje o rzko pozosawienia poza modelem ważnej zmiennej lub urzmania w nim zmiennej nieważnej. Uwzględniono w niej wszskie wodrębnione cznniki z wznaczonmi okresami wprzedzenia. W kolejnch eapach analiz weliminowano zmienne nieisone ze sascznego punku widzenia. Usunięo akże część zmiennch niezależnch o silnej korelacji wzajemnej. W kolejnch eapach analiz pozosawiono jedną spośród silnie skorelowanch zmiennch niezależnch. W celu uniknięcia zjawiska koincdencji usunięo akże szeregi, dla kórch warość współcznnika sojącego prz zmiennej miała inn znak niż współcznnik korelacji wznaczon dla danego okresu wprzedzenia. W en sposób uzskano równania regresji dla szeregów odchleń od rendu sop bezrobocia w wbranch krajach. Wniki Uzskane wniki korelacji wskazują na o, że realn kurs waluow może poencjalnie wpłwać na sopę bezrobocia. We wszskich badanch pańswach poza Włochami odnoowano isoną korelację pomiędz badanmi zmiennmi. We Francji, Holandii, Niemczech, Sanach Zjednoczonch, Wielkiej Branii, Polsce, Słowacji i na Węgrzech największe współcznniki korelacji wznaczone dla odpowiednich okresów wprzedzenia kursu w sosunku do sop bezrobocia wskazują na współzmienność pomiędz badanmi szeregami czasowmi (abela 1.). Realnemu umocnieniu walu krajowej owarzsz wzros sop bezrobocia i odwronie. Jes o zależność oczekiwana przez przedsawicieli szkoł neokenesowskiej. Okres opóźnienia zmian sop bezrobocia w sosunku do kursu waluowego wnosi od zera do rzech kwarałów. Jednie w przpadku Wielkiej Branii jes on wraźnie dłuższ i wnosi 10 kwarałów. Współcznniki korelacji przjmują sosunkowo niskie warości j. od 0,3 do 0,56. W Czechach realnemu umocnieniu się koron owarzsz spadek sop bezrobocia w m samm kwarale i odwronie. Bardzo silną korelację zaobserwowano we wszskich krajach pomiędz sopą bezrobocia a koniunkurą wewnęrzną, charakerzowaną przez produk krajow bruo i produkcję przemsłową. Wzrosowi PKB i produkcji przemsłowej owarzszł spadek sop bezrobocia i odwronie. W pierwszej grupie badanch gospodarek współcznniki korelacji przjmował w większości przpadków warości bezwzględne od 0,8 do 0,9. W krajach Europ Środkowo- Wschodniej korelacja bła słabsza. Współcznniki korelacji przjmował warości od 0,4 do 0,7. Okres opóźnienia zmian sop bezrobocia w sosunku do wahań koniunkur wewnęrznej wnosił zazwczaj od zera do rzech kwarałów. Jednie we Włoszech i na Węgrzech bł on dłuższ i zwierał się w przedziale od czerech do siedmiu kwarałów. Silną korelację odnoowano akże pomiędz sawką płac godzinnch i sopą bezrobocia. Zwiększeniu wnagrodzeń owarzszł we wszskich badanch krajach, za wjąkiem Słowacji, wzros sop bezrobocia. Współcznniki korelacji zawierał się w przedziale od 0,4 do 0,8. Podobne wnioski można sformułować dla koszów prac. Korelacja pomiędz wnagrodzeniami miesięcznmi i sopą bezrobocia bła wraźnie mniejsza niż w przpadku godzinowch sawek płac.

5 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 121 Tabela 1. Korelacja szeregów wahań sop bezrobocia i cznników ją deerminującch w wbranch krajach Zmienna wprzedzająca Okres wprzedzenia w kwarałach Współcznnik korelacji Francja Realn kurs waluow 0 0,40 PKB 1-0,87 Produkcja przemsłowa 2-0,76 Kosz prac 8 0,69 Wnagrodzenia 9 0,66 Wnagrodzenie godzinne 8 0,77 Holandia Realn kurs waluow 2 0,49 PKB 2-0,79 Produkcja przemsłowa 3-0,57 Kosz prac 6 0,70 Wnagrodzenia 2 0,35 Wnagrodzenie godzinne 5 0,54 Niemc Realn kurs waluow 0 0,350 PKB 0-0,738 Produkcja przemsłowa 1-0,721 Wnagrodzenie godzinne 7 0,436 San Zjednoczone Realn kurs waluow 3 0,35 PKB 0-0,88 Produkcja przemsłowa 0-0,90 Kosz prac 4 0,64 Wnagrodzenia 6 0,37 Wnagrodzenie godzinne 4 0,69 Wielka Brania Realn kurs waluow 10 0,32 PKB 3-0,87 Produkcja przemsłowa 2-0,79 Kosz prac 6 0,73 Wnagrodzenia 6 0,69 Włoch PKB 4-0,54 Produkcja przemsłowa 7 0,46 Wnagrodzenie godzinne 13 0,62 Czech Realn kurs waluow 0-0,35 PKB 2-0,61 Produkcja przemsłowa 0-0,67 Kosz prac 9 0,44 Wnagrodzenia 6 0,32 Wnagrodzenie godzinne 7 0,70

6 122 Rszard Sefański Polska Realn kurs waluow 0 0,30 PKB 0-0,41 Produkcja przemsłowa 1-0,43 Wnagrodzenie godzinne 2 0,80 Słowacja PKB 0-0,84 Produkcja przemsłowa 3-0,64 Wnagrodzenie godzinne 2-0,62 Węgr Realn kurs waluow 2 0,56 PKB 5-0,43 Produkcja przemsłowa 4-0,58 Kosz prac 8 0,66 Wnagrodzenia 7 0,55 Wnagrodzenie godzinne 11 0,69 Źródło: opracowanie własne Tes przcznowości Grangera wkazał, że realn kurs waluow może poencjalnie wpłwać na sopę bezrobocia we wszskich analizowanch krajach. Jedne różnice polegają na długości maksmalnego wprzedzenia pomiędz zmianą realnego kursu waluowego a wahaniami sop bezrobocia (abela 2.). W przpadku Francji, Włoch, Czech, Holandii okres en wnosi 15 kwarałów. Naomias w Sanach Zjednoczonch oraz w Wielkiej Branii maksmaln okres wprzedzenia, prz kórm można oczekiwać związku przcznowo skukowego wnosi zaledwie 1 kwarał. W Polsce okres en wnosi 13 kwarałów. Poencjalnmi cznnikami wpłwającmi na sopę bezrobocia w analizowanch krajach mogą bć akże PKB (we wszskich krajach) oraz produkcja przemsłowa (z wjąkiem Czech). Maksmalne okres wprzedzenia dla związku przcznowo skukowego są różne w analizowanch gospodarkach. Zazwczaj są one krósze niż w przpadku realnego kursu waluowego. Może o wnikać z faku, że zmian realnego kursu waluowego mogą wpłwać w pierwszej kolejności na kszałowanie się eksporu i imporu oraz produkcji przemsłowej i PKB. Sopa bezrobocia reaguje po pewnm czasie na zmian koniunkur wewnęrznej. Godzinowe sawki wnagrodzeń mogą poencjalnie wpłwać na kszałowanie się sop bezrobocia w dziewięciu krajach, j. wszskich za wjąkiem Włoch. Podobnie jak w przpadku koniunkur wewnęrznej- maksmalne okres wprzedzenia zmian wnagrodzeń w sosunku do kszałowania się sop bezrobocia są krósze niż w przpadku realnego kursu waluowego. Wnoszą one zazwczaj od 2 do 13 kwarałów. Kosz prac zosał wpowane przez es przcznowości Grangera jako poencjalne deerminan kszałowania się sop bezrobocia we wszskich sześciu krajach dla, kórch bł one uwzględnione. Wnagrodzenia miesięczne zosał uznane za poencjaln cznnik wpłwając na sopę bezrobocia jednie w rzech spośród sześciu badanch krajów (Francja, USA, Wielka Brania).

7 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 123 Tabela 2. Cznniki wpłwające na sopę bezrobocia w wbranch krajach spełniające es przcznowości Grangera Zmienna objaśniająca Maksmaln Prawdopodobieńs okres wprzedzenia w wo odrzucenia kwarałach hipoez Francja Realn kurs waluow 15 0,012 PKB 15 0,005 Produkcja przemsłowa 12 0,003 Kosz prac 6 0,019 Wnagrodzenia 11 0,006 Wnagrodzenie godzinne 10 0,030 Holandia Realn kurs waluow 15 0,033 PKB 8 0,048 Produkcja przemsłowa 3 0,026 Kosz prac 12 0,008 Wnagrodzenia 3 0,006 Niemc Realn kurs waluow 8 0,032 PKB 13 0,032 Produkcja przemsłowa 8 0,122 Wnagrodzenie godzinne 13 0,024 San Zjednoczone Realn kurs waluow 1 0,028 PKB 9 0,017 Produkcja przemsłowa 9 0,015 Kosz prac 12 0,010 Wnagrodzenia 2 0,040 Wnagrodzenie godzinne 12 0,019 Wielka Brania Realn kurs waluow 1 0,001 PKB 14 0,018 Produkcja przemsłowa 12 0,029 Kosz prac 3 0,003 Wnagrodzenia 3 0,003 Wnagrodzenie godzinne 5 0,004 Włoch Realn kurs waluow 15 0,002 PKB 3 0,008 Produkcja przemsłowa 3 0,024 Czech Realn kurs waluow 15 0,000 PKB 15 0,000 Kosz prac 1 0,000 Wnagrodzenie godzinne 2 0,015 Polska Realn kurs waluow 13 0,014

8 124 Rszard Sefański PKB 12 0,011 Produkcja przemsłowa 2 0,022 Wnagrodzenie godzinne 12 0,002 Słowacja Realn kurs waluow 14 0,003 PKB 14 0,001 Produkcja przemsłowa 7 0,036 Wnagrodzenie godzinne 11 0,037 Węgr Realn kurs waluow 12 0,049 PKB 13 0,045 Produkcja przemsłowa 2 0,020 Kosz prac 8 0,006 Wnagrodzenie godzinne 8 0,022 Źródło: opracowanie własne Wodrębnione szeregi odchleń od rendu, kóre poencjalnie mogą wpłwać na kszałowanie się sop bezrobocia w poszczególnch krajach zosał wkorzsane do oszacowania równań regresji. Silna korelacja wzajemna pomiędz PKB i produkcją przemsłową oraz wnagrodzeniami godzinnmi i koszami prac spowodowała, że prz wznaczaniu równań regresji wkorzsano jednie szeregi: realnego kursu waluowego PKB i godzinowch sawek płac. W efekcie uzskano równania regresji wjaśniające wpłw badanch zmiennch na sopę bezrobocia w dziewięciu krajach. Model oszacowan dla Włoch miał bardzo słabe dopasowanie do danch empircznch i dlaego zosał odrzucon. Oszacowane równania regresji wraz ze skorgowanm współcznnikiem dskrminacji dla wbranch krajów przedsawiono poniżej. Francja, R^2=0,88 = 128, ,365* RKW 5 3,278* PKB 1 + 2,620* WYN 6 Holandia, R^2=0,74 = 273, ,518* RKW 2 5,481* PKB 2 + 3,214* WYN 5 Niemc, R^2=0,72 = 231,472 6,616* PKB 0 + 5,299* WYN 4 San Zjednoczone, R^2=0,81 = 388, ,281* RKW 3 6,181* PKB 0 + 3,011* WYN 2 Wielka Brania, R^2=0,87 = 749,001 0,359* RKW 0 6,131* PKB 2

9 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 125 Czech, R^2=0,73 = 570, ,761* RKW 10 7,380* PKB 3 + 1,903* WYN 6 Polska, R^2=0,81 = 238,874 3,231* + PKB 1 1,833* WYN 3 Słowacja, R^2=0,77 = 260,028 7,520* PKB 3 + 5,904* WYN 10 Węgr, R^2=0,53 = 322,011+ 1,300* RKW 2 3,527 * PKB 2 Oszacowane równania regresji cechują się sosunkowo dobrm dopasowaniem do danch empircznch. Wjaśniają one kszałowanie się sop bezrobocia w przedziale od 72% do 88%. Oznacza o, że inne cznniki odpowiadają w 12% do 28% za kszałowanie się badanej zmiennej. Jednie w przpadku Węgier model jes gorzej dopasowan (skorgowan współcznnik deerminacji wnosi 0,53). Jedną zmienną, kóra zosała uwzględniona we wszskich równaniach regresji jes produk krajow bruo. We wszskich analizowanch krajach wpłwa ona w en sam sposób na sopę bezrobocia. Wzros PKB powoduje spadek sop bezrobocia i odwronie. Wpłw en jes ponad proporcjonaln. Wzros PKB o 1% powoduje spadek sop bezrobocia od 3,27% w Sanach Zjednoczonch do 7,38% w Czechach (jes o procenowa zmiana sop bezrobocia, np. spadek sop bezrobocia z 5% o 20% oznacza, że sopa bezrobocia wnosi 4%). Efek en jes zgodn z oczekiwaniami. Sopa bezrobocia reaguje na zmian produku krajowego bruo z opóźnieniem od zera do rzech kwarałów. Realn kurs waluow wsępuje jako cznnik deerminując wsokość sop bezrobocia w sześciu badanch krajach: Francji, Holandii, Sanach Zjednoczonch, Wielkiej Branii, Czechach i na Węgrzech. W pięciu krajach, za wjąkiem Wielkiej Branii, realne umocnienie pieniądza krajowego przczniało się do wzrosu sop bezrobocia. Jes o efek oczekiwan przez przedsawicieli szkoł neokenesowskiej. Wpłw zmian kursu waluowego na kszałowanie się sop bezrobocia jes jednakże bardzo słab. Oszacowane paramer zawierają się w przedziale od 0,28 do 1,3. Realna aprecjacja pieniądza krajowego o 1% powoduje wzros sop bezrobocia o 0,28% do 1,3%. Przkładowo wzmocnienie dolara o 10% w sosunku do walu głównch parnerów handlowch spowodowałob wzros sop bezrobocia w Sanach Zjednoczonch z 5,00% do 5,14%. Oznacza o, że wpłw zmian realnego kursu waluowego na kszałowanie się sop bezrobocia jes sosunkowo nieznaczn. Jes o w pewnm sopniu zgodne z koncepcjami ekonomisów nuru neoklascznego. Uważają oni bowiem, że nawe jeśli zmian realnej warości pieniądza krajowego oddziałują na sopę bezrobocia o wpłw en jes niewielki i rudno rozwiązwać problem rnku prac poprzez akwną polikę kursową. Wniki uzskane dla Wielkiej Branii są zaskakujące. Realne umocnienie funa powoduje spadek sop bezrobocia w m samm kwarale. Wniosek en może oznaczać, że poza modelem pozosał ważne cznniki wpłwające na sopę bezrobocia w Wielkiej Branii, kórch pominięcie zniekszałciło

10 126 Rszard Sefański uzskane wniki. W celu określenia wpłwu kursu waluowego na rnek prac w ej gospodarce należ przeprowadzić kolejne badania empirczne. W Polsce oraz Niemczech i Słowacji zmienna a nie wkazwała isonego znaczenia dla wjaśnienia kszałowania się sop bezrobocia. Uwzględnienie realnego kursu waluowego nie polepszało isonie dopasowania modeli regresji. Oznacza o, że w ch krajach wpłw zmian kursu waluowego na kszałowanie się sop bezrobocia jes słabsz niż w pozosałch. W siedmiu spośród dziewięciu modeli regresji wsępują godzinowe sawki płac. Kierunek ich wpłwu jes idenczn we wszskich krajach j. Francji, Holandii, Niemczech, Sanach Zjednoczonch, Czechach, Polsce i Słowacji. Wzros wnagrodzeń za godzinę prac powoduje zwiększenie się sop bezrobocia. Wpłw en jes ponad proporcjonaln. Wzros wnagrodzeń o 1% powoduje zwiększenie się sop bezrobocia od 1,8% w Polsce do 5,9% na Słowacji. Opóźnienie reakcji sop bezrobocia na wahania płac wnosi od w większości przpadków od 2 do 6 kwarałów. Jednie na Słowacji okres en jes dłuższ i wnosi 10 kwarałów. Waro podkreślić, że o ile kierunek wpłwu wzrosu wnagrodzeń i realnej aprecjacji pieniądza krajowego na sopę bezrobocia w oszacowanch modelach regresji jes aki sam, o le znaczne różnice wsępują w sile oddziałwania badanch zmiennch na rnek prac. Zmian sawek płac godzinowch oddziałują znacznie silniej na sopę bezrobocia niż wahania realnego kursu waluowego (nawe prz uwzględnieniu znacznie wższej ampliud wahań ego osaniego w sosunku do flukuacji płac godzinowch). Podsumowanie Przeprowadzone badania empirczne powierdził isnienie wpłwu zmian realnego kursu waluowego na suację na rnku prac w wbranch krajach. Nie pozwolił jednakże na odpowiedź na panie cz rację mają neokenesiści uważając, że poprzez akwną polikę kursową można wwierać pożądan wpłw na wielkość zarudnienia, cz eż neoklasc wierdząc, że kurs waluow nie wpłwa na sopę bezrobocia lub wpłwa w niewielkim sopniu. W pięciu spośród dziewięciu krajów, dla kórch sworzono modele regresji, realne umocnienie walu krajowej przcznia się do wzrosu sop bezrobocia. Wpłw en jes jednakże bardzo słab. W rzech krajach, w m w Polsce, nie powierdzono, ab aprecjacja bądź deprecjacja walu krajowej sanowiła isoną deerminanę sop bezrobocia. Nie swierdzono akże isnienia wraźnch różnic pomiędz dwoma analizowanmi grupami krajów (rozwinięe gospodarki rnkowe i kraje Europ Środkowo-Wschodniej). Wdaje się, że mechanizm kszałowania się sop bezrobocia we wszskich badanch gospodarkach są zbliżone do siebie. Wdaje się, że w przpadku gospodarki polskiej nie należ się obawiać negawnego wpłwu realnej aprecjacji złoego na kszałowanie się sop bezrobocia. Wniki badań empircznch nie powierdził isnienia silnego związku pomiędz mi zmiennmi. Nawe, gdb okazało się że zależność a wzmocni się w przszłości do poziomu obserwowanego w pięciu krajach, w kórch odnoowano powiązanie realnej warości walu z wsokością sop bezrobocia, wpłw en nie będzie szczególnie ison. BIBLIOGRAFIA: 1. Aczel A. D., (2000), Saska w zarządzaniu, PWN, Warszawa. 2. Granger C. W. J., (1969), Invesigaing Casual Relaions b Economeric Models and Cross-specral Mehods, Economerica, 1969, vol. 37, s Genberg H., (1989), Exchange Rae Managemen and Macroeconomic Polic: A Naional

11 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 127 Perspecive, Scandinavian Journal of Economics, nr 2, s Jaeger A., (1994), Mechanical Derending b Hodrick Presco Filering: A Noe, Empirical Economics, vol. 19. s Kdland F. E., Presco E. C., (1990), Business ccles: Real fac and a monear mh, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarerl Review, vol.14, s Sieber H., (1997), Lohnzurückzuhalung, Aufwerung und Beschäfigung, WiS Wirschafwissenschafliches Sudium, vol. 27, s Siever, (1997), Währungsunion und Beschäfigung, Deusche Bank, Auszüge aus Pressearikeln, nr. 9, s Spahn H-P., (1997), Wechselkurs, Lohn und Bechafigung, Wirschafsdiens, nr. 4, s Uzig S. (1997), Zur Kuasaliä von realenr Aufwerung der D-Mark und Sandornacheilen, Wirschafsdiens, nr 3, s