Stały czy płynny? Model PVEC realnego kursu walutowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski

Transkrypt

1 Maeriały i Sudia nr 312 Sały czy płynny? Model PVEC realnego kursu waluowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski Pior Kębłowski

2 Maeriały i Sudia nr 312 Sały czy płynny? Model PVEC realnego kursu waluowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski Pior Kębłowski Insyu Ekonomiczny Warszawa, 2015 r.

3 Pior Kębłowski Kaedra Modeli i Prognoz Ekonomerycznych, Wydział Ekonomiczno- -Socjologiczny, Uniwersye Łódzki; emfpiok@uni.lodz.pl Projek badawczy zosał zrealizowany w ramach konkursu na projeky badawcze NBP przeznaczone do realizacji w 2014 r. oraz sfinansowany ze środków Narodowego Banku Polskiego. Wydał: Narodowy Bank Polski Deparamen Edukacji i Wydawnicw ul. Święokrzyska 11/ Warszawa el ISSN Copyrigh Narodowy Bank Polski, 2015

4 Spis reści Wsęp 5 1. Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny 8 2. Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Urealnianie kursu waluowego Model CHEER Model BEER Bilans handlowy a realny kurs waluowy model BEER-NX Podsumowanie i wnioski 56 Bibliografia 58 Spis reści 1 Maeriały i Sudia nr 312 3

5 Sreszczenie Sreszczenie Celem opracowania jes analiza korzyści i sra związanych z wyborem sysemu sałego kursu waluowego PLN/EUR, uwzględniająca poencjalne konsekwencje w kszałowaniu się salda obroów owarowych handlu zagranicznego Polski. Analiza prowadzona jes: dla Polski, dla panelu nowych członków UE z płynnym kursem waluowym oraz dla panelu nowych członków UE ze szywnym kursem waluowym (w większości należących obecnie do srefy euro). Badanie przeprowadzono za pomocą panelowego wekorowego modelu koreky błędem, kóry umożliwia właściwe uwzględnienie dynamicznych zależności międzyprzekrojowych wynikających z charakeru międzynarodowego rynku handlu waluą oraz silnych powiązań gospodarczych ych krajów. Wyniki badania wskazują z jednej srony na sacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego od 2007 roku i brak rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego w ym okresie, co oznacza, że przyjęcie sysemu szywnego kursu waluowego nie powinno prowadzić, do niekorzysnych zjawisk, akich jak deprecjacja/aprecjacja wewnęrzna, czy uraa konkurencyjności międzynarodowej i pogorszenie bilansu handlowego Polski. Wskazano również, że isoną deerminaną bilansu handlowego Polski, poza czynnikami popyowymi i cenowymi, jes również czynnik konkurencyjności pozacenowej, reprezenowany przez relaywną różnicę wydajności pracy. Słowa kluczowe: sysem kursu waluowego, realny kurs waluowy, bilans handlowy, model CHEER, model BEER JEL: C33, E44, F Narodowy Bank Polski

6 Wsęp Wsęp Głównym celem opracowania jes analiza korzyści i sra związanych z wyborem sysemu sałego kursu waluowego PLN/EUR, uwzględniająca poencjalne konsekwencje w kszałowaniu się salda obroów owarowych handlu zagranicznego Polski. Proces ransformacji gospodarek krajów Europy Środkowo-Wschodniej, kóry posępuje od począku la dziewięćdziesiąych XX wieku wskazuje na isone różnice w poliyce gospodarczej, w ym monearnej, ych krajów. Jednym z isonych celów poliyki monearnej jes sabilizacja poziomu kursu waluowego. Rozszerzenie Unii Europejskiej o kraje Europy Środkowo-Wschodniej, kóre dokonało się w pierwszej dekadzie XXI wieku, doprowadziło do zróżnicowania poliyki gospodarczej nowych członków UE w ym zakresie. Z jednej srony, część nowych członków UE, reprezenujących w większości gospodarki relaywnie nieduże, w ym: Bułgaria, Esonia, Liwa, Łowa, Słowacja, Słowenia, zdecydowała się przyjąć/pozosać w sysemie sałego kursu waluowego. Kraje e, z wyjąkiem Bułgarii, przysąpiły nasępnie lub przysąpią wkróce (Liwa) do unii monearnej (Unia Gospodarcza i Waluowa srefa euro), rezygnując ym samym z samodzielnej poliyki monearnej. Z drugiej srony, pozosali nowi członkowie UE, w ym Czechy, Chorwacja, Polska, Rumunia, Węgry, j. kraje o gospodarkach w większości średnich w ramach UE, konynuują prowadzenie samodzielnej poliyki monearnej, a sysem ich kursów waluowych względem euro należy określić jako prawie płynny. Absrahując od znacznie rozleglejszych nasępsw całkowiej rezygnacji z samodzielnej poliyki monearnej, sama decyzja o wyborze sysemu kursu waluowego ma isone konsekwencje. Z jednej srony, wpływa na możliwość/szybkość dososowania konkurencyjności cenowej w handlu międzynarodowym, wpływając ym samym poencjalnie na saldo handlu zagranicznego w krókim lub w długim okresie. Z drugiej srony, szywny kurs wymiany wyklucza jedną z barier w handlu międzynarodowym jaką jes ryzyko waluowe. Dlaego eż do celów szczegółowych badania należy wskazanie deerminan i objaśnienie mechanizmów opisujących kszałowanie się: (i) 3 Maeriały i Sudia nr 312 5

7 równowagi realnego kursu waluowego w sysemach: sałego i płynnego kursu waluowego, w ym związku realnego kursu waluowego z dysparyeem realnych sóp procenowych, (ii) bilansu w handlu międzynarodowym w odniesieniu do realnego kursu waluowego, (iii) wpływu relaywnie szybszego wzrosu wydajności pracy w gospodarkach nowych członków UE, w porównaniu do gospodarek rozwinięych UE, na realny kurs waluowy oraz saldo handlu zagranicznego. Analiza wymienionych powyżej mechanizmów prowadzona jes za pomocą panelowego wekorowego modelu koreky błędem. Takie środowisko saysyczne modelowania ekonomerycznego pozwala na, po pierwsze, wyodrębnienie dwóch względnie homogenicznych grup gospodarek krajów ransformujących się/prawie rozwinięych, a po drugie, właściwe uwzględnienie dynamicznych zależności międzyprzekrojowych wynikających z charakeru międzynarodowego rynku handlu waluą oraz silnych powiązań gospodarczych ych krajów, będących z kolei konsekwencją bliskości położenia i wspólnych cech procesu ransformacji ych gospodarek. Zaem analiza wskazanych mechanizmów skupiona jes kolejno na: Polsce, panelu nowych członków UE z płynnym kursem waluowym (panel A) oraz panelu nowych członków UE ze szywnym kursem waluowym (panel B). Pewien punk odniesienia sanowi panel krajów rozwinięych należących lub sowarzyszonych z UE, kóre jednak prowadzą samodzielną poliykę monearną (Dania, Islandia, Szwajcaria, Szwecja, Norwegia, Wielka Bryania panel C). Srukura opracowania jes nasępująca. W pierwszym rozdziale przedsawiony zosał zarys meodologiczny modelowania ekonomerycznego na podsawie panelowego wekorowego modelu koreky błędem, kórego szczególnym (jednoprzekrojowym) przypadkiem jes klasyczny model koreky błędem, sosowany częso w analizach makroekonomicznych. Rozdział drugi omawia eoreyczne przesłanki wskazujące na mechanizmy deerminujące realny kurs waluowy, przedsawia dane wykorzysane w badaniu i ich własności dynamiczne oraz wskazuje na różnice i podobieńswa w kszałowaniu się opisywanych zjawisk w poszczególnych panelach. W ym rozdziale zawaro również wyniki modelowania ekonomerycznego realnego kursu waluowego na podsawie modeli CHEER oraz BEER. Rozdział czwary przedsawia analizę sysemu bilansu handlowego Polski, 4 6 Narodowy Bank Polski

8 Wsęp uwzględniającą czynnik konkurencyjności cenowej, czynnik konkurencyjności poza cenowej, reprezenowany przez relaywną wydajność pracy oraz krajowy i zagraniczny czynnik popyowy. W rozdziale czwarym zawaro podsumowanie wraz z próbą nakreślenia scenariusza ewolucji bilansu handlowego Polski w przypadku przyjęcia sałego kursu waluowego PLN/EUR, jak i pozosania w sysemie kursu płynnego. 5 Maeriały i Sudia nr 312 7

9 Rozdział 1 1. Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny Empiryczna analiza danych niesacjonarnych prowadzona jes zwykle za pomocą wekorowych modeli koreky błędem dla szeregów czasowych. Zasosowanie ej klasy modeli pozwala na odpowiednie uwzględnienie własności dynamicznych procesu generującego rozważany sysem oraz właściwe szacowanie relacji pomiędzy zmiennymi, kóre mają wówczas charaker związków długookresowych, a nie pozornych. Jednak posępujące procesy wzrosu handlu międzynarodowego i międzynarodowych przepływów kapiałowych wskazują, iż modelowanie poszczególnych gospodarek/rynków finansowych oddzielnie może prowadzić do pominięcia isonej informacji wynikającej z wymiaru przekrojowego zjawiska. Modele szeregów czasowych nie uwzględniają bowiem związków pomiędzy zmiennymi pochodzącymi z różnych przekroi (krajów, sekorów gospodarki, ip.). Jednowymiarowe modele niesacjonarnych danych przekrojowo-czasowych (panelowych), opare na esymaorze dynamicznej meody najmniejszych kwadraów lub w pełni zmodyfikowanej meody najmniejszych kwadraów oraz esach koinegracji Kao (1999), Pedroniego (2004), czy McCoskey i Kao (1998), nie sanowią jednak poprawnego środowiska modelowania akich danych. Modele jednowymiarowe pomijają bowiem isoną cześć informacji o procesie generującym dane (por. Kębłowski 2007, 2009) a jednocześnie nie umożliwiają dekompozycji przesrzeni koinegrującej, gdy w sysemie wysępuje więcej niż jeden związek długookresowy. Dlaego eż rozwijane w osanich laach meody wielowymiarowej analizy koinegracyjnej danych panelowych (zob. Groen i Kleibergen 2001, Jacobson i in. 2002, Larsson i Lyhagen 1999, Larsson i in. 1998, Lyhagen 2000) sanowią właściwe środowisko modelowania dla danych makroekonomicznych, w szczególności w sysemach zawierających zmienne z rynku finansowego. Niech y y y y oznacza wekor zmiennych zinegrowanych i 1i 2i Pi w sopniu pierwszym w przekroju i oraz okresie, a y y 1 y2 yi definiuje wekor zmiennych sochasycznych w poszczególnych przekrojach w okresie. 6 8 Narodowy Bank Polski

10 Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny Panelowy, wielowymiarowy model, uwzględniający niezerowość kowariancji zmiennych z różnych przekroi i okresów, można zapisać nasępująco: K 1 y Πy Γ y ε, (1) 1 k k k 1 gdzie Π oraz Γ k są macierzami paramerów o wymiarach IP IP, y,, y k i oznaczają wekory pierwszych przyrosów zmiennych, ε ε ε ε ε 1 2 I ~ N 0Ω ;. Jeżeli w analizowanym sysemie wysępują związki długookresowe, IP wówczas możliwa jes dekompozycja macierzy mnożników długookresowych Π na macierz paramerów związków długookresowych B oraz macierz ich wag A, a panelowy, wielowymiarowy model koreky błędem (PVEC) można wówczas zapisać nasępująco: K 1 y ABy Γ y ε, (2) 1 k k k 1 lub ekwiwalennie: y 1 y 2 yi A11 A12 A1I Β 11 Β 12 Β 1I A21 A22 A 2 I Β21 Β 22 Β 2 I y1, 1y2, 1 yi, 1 A A A Β Β Β I1 I 2 II I1 I 2 II Γ11, k Γ12, k Γ1 Ik, Γ21, k Γ22, k Γ K 1 2 Ik, 1, k 2, k I, k 1 2 I, y y y ε ε ε k 1 ΓI1, kγi2, k ΓII, k gdzie macierz wariancji-kowariancji wielowymiarowego składnika losowego dana Ω Ω Ω Ω Ω Ω jes jako Ω Ω 1 Ω 2 Ω I I I I II. W analizie danych panelowych zasadne może być założenie, iż nie wysępują międzyprzekrojowe związki długookresowe lub eż wyłącznie jedna (3) 7 Maeriały i Sudia nr 312 9

11 wybrana zmienna, np. poziom cen zagranicy w modelu prawa jednej ceny, wpływa na zmienne z różnych przekroi. Wówczas srukura macierzy związków długookresowych ma odpowiednio posać: Β Β 22 0 Β, (4a) 0 0 ΒII lub Β Β 22 0 Β 0 0 Β b b b II I1,1 I1,2 I1, I. (4b) W przypadku blokowo-diagonalnej srukury macierzy związków długookresowych w modelu PVEC zasadne może być posawienie i weryfikowanie hipoezy o wspólnej przesrzeni koinegrującej dla wszyskich przekroi: H 0 : Β11 Β22 ΒII. Macierz wekorów koinegrujących ma wówczas posać ΒII Β II 0 Β, a model PVEC można zapisać nasępująco: 0 0 ΒII y 1 y 2 yi A11 A 12 A1I ΒII 0 0 A A A 0 Β 0 A A A 0 0 Β I II y 1, 1 y 2, 1 y I, 1 I1 I 2 II II Γ Γ Γ Γ Γ Γ Γ Γ Γ 11, k 12, k 1 Ik, 21, k 22, k 2 Ik, I1, k I 2, k II, k K 1 y 1, k 2, k I, k 1 2 I, y y ε ε ε k 1 z niezmienioną srukurą macierzy wariancji-kowariancji składnika losowego. (5) 8 10 Narodowy Bank Polski

12 Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny Porównanie klasycznej analizy szeregów czasowych zinegrowanych w sopniu pierwszym dla każdego przekroju oddzielnie z wielowymiarową analizą panelową wskazuje jak wiele bardzo resrykcyjnych założeń w odniesieniu do procesu generującego dane jes czynione w ym pierwszym przypadku. Klasyczna analiza sysemu zmiennych zinegrowanych w sopniu pierwszym, w przypadku szeregów przekrojowo-czasowych sprowadza się do rozważania blokowo-diagonalnej wersji równania (1), posaci: Π Π22 0 y y1 y2 yi 0 0 ΠII Γ , k 0 Γ K 1 22, k 0 1, k 2, k I, k 1 2 I y y y ε ε ε k1 gdzie 0 0 Γ ii II, k Π oraz Γ ii, k są macierzami paramerów o wymiarach P P, a macierz wariancji-kowariancji składnika losowego dana jes jako: Ω Ω 22 0 Ω. 0 0 ΩII Każdy z przekroi modelowany jes więc niezależnie od pozosałych, co oznacza, że a priori zakłada się: (i) brak międzyprzekrojowego wpływu procesu innowacji, (ii) brak międzyprzekrojowych związków dynamiki krókookresowej, (iii) brak międzyprzekrojowych związków mechanizmów koreky błędem, (iv) brak międzyprzekrojowych związków długookresowych. Wskazane powyżej założenia wskazują na isone ograniczenia sandardowej analizy oparej na niesacjonarnych szeregach czasowych. Założenia e wydają się być jednocześnie niespełnione w odniesieniu do analiz sysemów doyczących np. handlu międzynarodowego, czy rynków waluowych. Nauralnym środowiskiem modelowania akich sysemów makroekonomicznych jes model PVEC. (6) 9 Maeriały i Sudia nr

13 Rozdział 2 2. Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Właściwy punk odniesienia dla analiz długoerminowych zależności wiążących kurs waluowy sanowi podejście zasobowo-srumieniowe opare na równowadze rachunków: bieżącego i kapiałowego bilansu płaniczego. Jakkolwiek aki punk odniesienia pozwala rozważać różne konkurencyjne, mniej lub bardziej rozbudowane, empiryczne modele sysemu kursu waluowego, o jednak ich wspólną, konieczną cechą jes objaśnianie realnego kursu waluowego. Urealnianie kursu wymiany waluy krajowej może prowadzić jednak do objaśniania de faco różnych zmiennych. Mniej lub bardziej oczywise różnice wynikają z wyboru (i) waluy sanowiącej punk odniesienia (najczęściej: euro, dolar amerykański, koszyk walu), (ii) indeksów poziomu cen w kraju i za granicą. O ile rosnący i przeważający handel zagraniczny Polski z krajami wchodzącymi w skład srefy euro oraz perspekywa wsąpienia Polski do ej srefy deerminują, iż w cenrum zaineresowania znajdują się modele kursu wymiany złoy/euro, o yle empiryczne modele kursu opare są na różnych indeksach cen, kórych kszałowanie się w gospodarkach podlegających ransformacji przebiega odmiennie. Niech s oznacza krajowy, nominalny kurs wymiany, p oraz p są indeksami cen odpowiednio w kraju i za granicą (małymi lierami oznaczone są logarymy zmiennych, dużymi poziomy). Wówczas realny kurs waluowy można zdefiniować jako: q p p s. (7) Przyjęcie założeń posulujących, że (i) nie wszyskie dobra i usługi wchodzące w skład koszyka zagregowanego indeksu cen na poziomie producena podlegają wymianie międzynarodowej (zob. Balassa 1964, Samuelson 1964) oraz (ii) mechanizmem deerminującym kurs wymiany jes arbiraż, wskazuje na sałość, lub słabiej sacjonarność, realnego kursu waluowego deflowanego indeksami cen owarów podlegających wymianie międzynarodowej: q p p s, (8) T T T gdzie indeksy cen owarów i usług konsumpcyjnych w kraju i za granicą dekomponowane są na indeksy cen owarów wymiennych i niewymiennych: Narodowy Bank Polski

14 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa T NT p p 1 p, (9a) T NT p p 1 p. (9b) Podsawienie równań (8), (9a) i (9b) do równania (7) prowadzi do związku: 1 1 q p p p p q. (10) NT T NT T T Przyjmując nado dodakowego założenie, że udział owarów i usług konsumpcyjnych nie podlegających wymianie międzynarodowej jes aki sam w kraju, jak i za granicą wskazuje, iż: 1 q p p p p q. (11) NT T NT T T Wówczas ewenualna niesałość/niesacjonarność realnego kursu waluowego deflowanego indeksami cen wszyskich owarów i usług konsumpcyjnych może wynikać jedynie z niesałości/niesacjonarności relaywnej różnicy indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych. Przyjmując dalej szereg resrykcyjnych założeń Balassa (1964) i Samuelson (1964) wskazują, że niesacjonarność różnicy indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych wynika z różnej dynamiki ogólnej produkywności czynników produkcji w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych: NT T 1 T NT p p a a, (12) gdzie i są paramerami funkcji produkcji ypu Cobba-Douglasa, posaci: 1 Y A L K, (13a) T T T T 1 Y A L K, (13b) NT NT NT NT T A i NT A oznaczają ogólną produkywność czynników produkcji w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych, T L i NT L o nakłady pracy, T K i sanowią nakłady kapiału, a rzema kropkami oznaczono czynniki, o kórych założyć należy, iż są sacjonarne (szerzej w: Chmielewski 2003). Korzysając z poencjalnego związku danego wzorem (12) równanie (11) można zapisać nasępująco: 1 q a a a a q. (14) 1 T NT 1 T NT T NT K 11 Maeriały i Sudia nr

15 Z równania ego wynika zaem, że niesałość/niesacjonarność realnego kursu waluowego deflowanego ogólnymi indeksami cen owarów i usług konsumpcyjnych może być indukowana przez różne dynamiki ogólnej produkywności czynników produkcji w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych, zarówno w kraju, jak i za granicą. Zaem, (i) wyższa pracochłonność produkcji w sekorze dóbr i usług niepodlegających wymianie międzynarodowej ( ), (ii) relaywnie szybszy wzros ogólnej produkywności czynników produkcji w sekorze dóbr i usług podlegających wymianie, mogą poencjalnie wpływać na aprecjację/deprecjację waluy krajowej. W przypadku, gdy walua krajowa doyczy kraju podlegającego procesowi ransformacji gospodarczej, a zagraniczny obszar waluowy sanowią kraje rozwinięe, wówczas równanie (14) sugeruje isnienie średnioerminowej presji aprecjacyjnej w okresie ransformacji gospodarki, co jes jednym ze skuków mechanizmu sugerowanego przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964). Efek Balassy-Samuelsona sanowi jak doychczas jeden z ważniejszych paradygmaów modelowania realnego kursu waluowego złoy/euro. Należy jednak wskazać prace, w kórych efek en jes uważony a priori za nieisony (zob. Kębłowski i Welfe 2010, 2012, Kębłowski 2011), czy eż empirycznie wykazano jego saysycznie nieisony wpływ na kszałowanie się realnego kursu waluowego w długim okresie (zob. Kelm 2013) Urealnianie kursu waluowego Analizę czynników deerminujących kszałowanie się realnego kursu waluowego należy zacząć od wyboru wskaźników cen owarów wymiennych, wykorzysywanych do urealniania kursu. Jakkolwiek arbiraż doyczy cen owarów na poziomie konsumena, zwykle przyjmowanym indeksem cen owarów wymiennych jes ogólny indeks cen produkcji przemysłowej lub eż indeks cen w przewórswie przemysłowym. Kszałowanie się indeksów cen: usług konsumpcyjnych, owarów konsumpcyjnych oraz owarów przewórswa przemysłowego na poziomie producena w srefie euro oraz w Polsce przedsawiono odpowiednio na wykresach Narodowy Bank Polski

16 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 1. Indeksy cen na poziomie konsumena i producena w srefie euro Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. Wykres 2. Indeksy cen na poziomie konsumena i producena w Polsce Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. Porównanie kszałowania się indeksów cen usług konsumpcyjnych oraz owarów konsumpcyjnych pozwala posawić wsępną hipoezę, iż ceny owarów i usług charakeryzują się znaczącą lepkością. Jednakże, o ile kszałowanie się indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena jes zbliżone w przypadku srefy euro, o yle przebiegi ych indeksów w Polsce są znacząco różne. Zjawisko o można uzasadnić nasępująco. Po pierwsze, różnica indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena sanowi z definicji miarę zagregowanej marży w handlu krajowym. Wskazany przebieg ych indeksów 13 Maeriały i Sudia nr

17 sugerować może zaem, iż poziom zagregowanej marży handlowej w przypadku srefy euro jes usabilizowany (sacjonarny), z kolei w przypadku Polski, reprezenującej grupę krajów, w kórych zachodzi proces ransformacji gospodarczej, poziom zagregowanej marży w obrocie handlowym podlega wyraźnym długoerminowym dososowaniom (jes niesacjonarny). Po drugie, konsrukcja miernika cen producena w Polsce wskazuje, iż wskaźnik en poencjalnie może być podany na zmiany srukury dóbr uwzględnionych w Wykres 3. Różnica logarymów indeksów cen owarów konsumpcyjnych i cen producena w przewórswie przemysłowym w Polsce Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. Wykres 4. Realny kurs waluowy w Polsce, podział wg deflaorów Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau Narodowy Bank Polski

18 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa badaniu. Różnicę logarymów indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena przedsawiono na wykresie 3. Niesacjonarność różnicy indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena implikuje różne kszałowanie się realnego kursu waluowego w zależności od zasosowanego deflaora. Kurs wymiany urealniany ogólnym deflaorem cen owarów i usług konsumpcyjnych wykazuje przebieg zbliżony do kursu urealnianego deflaorem cen owarów konsumpcyjnych. Z kolei, kurs wymiany urealniany deflaorem cen producena kszałuje się odmiennie od wcześniejszych, zawiera bowiem zmienność implikowanę przez niesacjonarną różnicę logarymów indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena. Dlaego eż analizy kursu waluowego urealnianego deflaorem cen producena mogą poencjalnie ławiej sprzyjać hipoezie o rendzie aprecjacyjnym w kursie wymiany. Różnica logarymów indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych definiuje wewnęrzny kurs waluowy, kórego poencjalna niesacjonarność jes warunkiem koniecznym zaisnienia mechanizmu opisanego przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964), prowadzącego w konsekwencji m.in. do aprecjacji kursu wymiany. Porównanie różnicy logarymów indeksów cen owarów wymiennych (deflaor cen owarów konsumpcyjnych) i niewymiennych (deflaor cen usług konsumpyjnych) dla paneli A, B i C oraz srefy euro przedsawiono na wykresie 5. W przypadku paneli A i B zauważalny jes dość silny rend aprecjacyjny wewnęrznego kursu waluowego, kóry w przypadku większości krajów zanika ok roku, j. niedługo po rozszerzeniu UE w 2004 roku. Jedynie w przypadku Czech (panel A) i Słowacji (panel B) aprecjacja wewnęrznego kursu waluowego wysępuje dłużej, j. aż do roku Z drugiej srony, kszałowanie się wewnęrznego kursu waluowego w panelu A i B w dalszej części próby jes zbliżone do przebiegu wewnęrznego kursu waluowego dla srefy euro, co pozwala posawić hipoezę roboczą, iż relaywny wewnęrzny kurs waluowy saje się sacjonarny dla nowych członków UE po 2006 roku. Powierdzenie akiej hipoezy byłoby jednocześnie sympomem osiągnięcia pewnego eapu konwergencji gospodarek ych krajów do rozwinięych gospodarek UE. Z kolei wewnęrzny kurs 15 Maeriały i Sudia nr

19 Wykres 5. Wewnęrzny kurs waluowy, udział usług w koszyku owarów i usług konsumpcyjnych Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau Narodowy Bank Polski

20 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa waluowy dla panelu krajów UE pozosających poza unią monearną (panel C) kszałuje się odmiennie niż wewnęrzny kurs waluowy dla srefy euro, a jednocześnie cechuje się rendem aprecjacyjnym w całej analizowanej próbie, z wyjąkiem Islandii. Wyniki wnioskowania o sopniu inegracji wewnęrznego kursu waluowego oraz relaywnego wewnęrznego kursu waluowego w okresach: syczeń 2000 grudzień 2006 oraz syczeń 2007 czerwiec 2014, na podsawie panelowych esów pierwiaska jednoskowego oraz panelowych esów sacjonarności procesu, przedsawiono w abelach 1 3. Wyniki esów wskazują, iż proces generujący wewnęrzny kurs waluowy w przypadku wszyskich rozważanych paneli jes zinegrowany w sopniu pierwszym. Jednakże graniczny poziom isoności panelowych esów pierwiaska jednoskowego bliski 10% dla panelu A i próby syczeń 2007 czerwiec 2014 wskazuje, że hipoeza zakładająca sacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego po roku 2006 znajduje częściowe powierdzenie empiryczne. Należy jednocześnie zauważyć, iż w akiej krókiej próbie w wymiarze czasowym, panelowe esy pierwiaska Tabela 1. Wnioskowanie o sopniu inegracji wewnęrznego kursu waluowego a, syczeń 2000 grudzień 2006 CZ, HR, HU, BG, EE, LV, DK, SE, GB, IS, PL, RO LT, SI, SK NO, CH EU 2 T 2 NT pi pi b Z -0,25 (0,60) e 1,43 (0,08) -1,23 (0,89) (0,70) c Zbar d Zbar -5,46 (0,00) -9,43 (0,00) -7,33 (0,00) -4,32 (0,00) -4,38 (0,00) -7,68 (0,00) -6,03 (0,00) 3,46 (0,00) T NT pi pi Z 67,29 (0,00) (0,00) 108,08 (0,00) 48,46 (0,00) Z bar 0,78 (0,78) (0,31) 0,76 (0,77) 0,90 (0,81) Z bar 0,84 (0,80) (0,35) 0,82 (0,79) 0,89 (0,81) a T NT Różnica logarymów indeksów cen owarów ( p i ) i usług ( p i ) konsumpcyjnych. b Saysyka esu sacjonarności Hadriego (2000), Z N 0;1, gdy T, I i 0 c, d Saysyki esu pierwiaska jednoskowego Ima, Pesarana, Shina (2003), Zbar N0;1, gdy T, I i I T cons. e Graniczny poziom isoności. Źródło: obliczenia własne. 17 Maeriały i Sudia nr

21 Tabela 2. Wnioskowanie o sopniu inegracji wewnęrznego kursu waluowego, syczeń 2007 czerwiec 2014 CZ, HR, HU, BG, EE, LV, DK, SE, GB, IS, EU PL, RO LT, SI, SK NO, CH 2 T 2 NT p p i Z 0,04 (0,48) -0,05 (0,52) -0,65 (0,74) 0,08 (0,46) Z bar bar i -7,32 (0,00) -5,78 (0,00) -8,31 (0,00) -2,60 (0,00) Z -6,21 (0,00) -5,09 (0,00) -6,90 (0,00) -2,29 (0,01) p p T i Z 18,30 (0,00) 6,95 (0,00) 53,39 (0,00) 14,75 (0,00) Z bar -0,45 (0,32) 0,30 (0,62) 1,80 (0,96) -0,32 (0,37) Z -0,39 (0,35) 0,33 (0,63) 1,81 (0,97) -0,30 (0,39) bar Źródło: obliczenia własne. NT i Tabela 3. Wnioskowanie o sopniu inegracji relaywnego a wewnęrznego kursu waluowego CZ, HR, HU, PL, RO BG, EE, LV, LT, SI, SK DK, SE, GB, IS, NO, CH p T p NT T p p i i syczeń 2000 grudzień 2006 Z 67,26 (0,00) 8,41 (0,00) 106,95 (0,00) Z bar 0,26 (0,60) -0,75 (0,23) 0,14 (0,55) Zbar 0,34 (0,63) -0,62 (0,27) 0,22 (0,59) syczeń 2007 czerwiec 2014 Z 37,55 (0,00) 19,39 (0,00) 70,46 (0,00) Z bar -1,22 (0,11) 0,07 (0,53) 2,32 (0,99) Zbar -1,09 (0,14) 0,13 (0,55) 2,33 (0,99) a Względem srefy euro. Źródło: obliczenia własne. jednoskowego/sacjonarności będą charakeryzować się znaczącym zaburzeniem rozmiaru esu w kierunku jedności, mimo że mniejszym niż esy dla szeregów czasowych. Ponado, odmienne kszałowanie się wewnęrznego kursu waluowego dla Czech i Słowacji, zaburza wyniki wnioskowania panelowego, poencjalnie urudniając powierdzenie sacjonarności ej zmiennej zarówno w panelu A, jak i B. Brak jednoznacznego rozsrzygnięcia na korzyść sacjonarności relaywnego wewnęrznego kursu waluowego od roku 2007 wskazuje na porzebę dwuorowego Narodowy Bank Polski

22 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa modelowania realnego kursu waluowego. Z jednej srony, uznanie relaywnego wewnęrznego kursu waluowego za sacjonarny, prowadzi do wykluczenia a priori mechanizmu opisanego przez Balassę (1964) i Samulsona (1964) oraz pozwala na sosowną redukcję modelu w kierunku podejścia CHEER. Z drugiej srony, poencjalna niesacjonarność wewnęrznego kursu waluowego (por. Konopczak i Torój 2010), szczególnie w okresie poprzedzającym wsąpienie krajów Europy Środkowej do UE, uzasadnia celowość weryfikacji isnienia ego mechanizmu w ramach podejścia BEER Model CHEER Model CHEER (ang. Capial Enhanced Equilibium Exchange Rae) realnego kursu waluowego jes podejściem zagnieżdżonym w ramach warunku równowagi bilansu płaniczego. Zakłada się, że mechanizmem deerminującym kszałowanie się rachunku kapiałowego jes parye nieubezpieczonych sóp procenowych: s m I I, (15) e m m m i, m i e gdzie msi, m sanowią oczekiwany przyros nominalnego kursu waluowego, a m I i oraz m I oznaczają poziomy odpowiednio krajowych i zagranicznych sóp procenowych ( m s krókoerminowe, m l długoerminowe). Z kolei, deerminaną rachunku bieżącego jes prawo jednej ceny, rozszerzone przez Juselius i MacDonalda (2004) w nasępujący proces dososowań cenowych: e e e e m i, m 1 m i, m m m 2 i, m i s p p q. (16) Zaem, dopasowania cenowe dokonują się zarówno poprzez zmiany realnego kursu waluowego, jak i poprzez różnicę inflacji krajowej i zagranicznej. Równania (15) i (16) pozwalają zdefiniować główną hipoezę podejścia CHEER, zgodnie z kórą realny kurs waluowy deerminowany jes przez różnicę w poziomach sóp procenowych w kraju i za granicą oraz przez analogiczną różnicę sóp inflacji: q I I p p. (17) i 1i i 2i i i Model CHEER kursu złoy/euro dla danych z la , określony równaniem (17) z resrykcją homogeniczności, dany jes w pracy Kębłowskiego i Welfe (2010). 19 Maeriały i Sudia nr

23 Wadą modelu CHEER danego równaniem (17) jes jednak brak uwzględnienia premii za ryzyko niewypłacalności, kórej aproksymacją mogą być m.in. współczynniki płynności określane przykładowo jako sosunek podaży pieniądza M2 do wielkości rezerw, czy wielkość długu w relacji do produku krajowego bruo. Kelm (2011) oszacował związek koinegracyjny, w kórym model CHEER dany równaniem (17) jes uzupełniony o niesacjonarną premię za ryzyko, reprezenowaną przez relaywny udział rządowego długu krókookresowego do PKB. Z kolei, Kębłowski i Welfe (2012) oraz Kębłowski (2011) zaproponowali aby premię za ryzyko niewypłacalności mierzyć za pomocą rynkowej wyceny ego ryzyka, j. insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego (ang. Credi Defaul Swap), a zasosowane uogólnienie modelu CHEER dane jes wówczas nasępująco: q I I p p cds cds, (18) i 1i i 2i i 3i i i gdzie cds i oraz cds oznaczają logarymy insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego (CDS) dla obligacji skarbowych. Sposób uwzględnienia premii za ryzyko kredyowe emiena insrumenu bazowego w rozszerzonym modelu CHEER, danym równaniem (18), należy jednak zmodyfikować. Duffie (1999) wykazał, iż wycena insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego (CDS) sanowi narzu na bezryzykowną sopę procenową dla obligacji o zmiennym oprocenowaniu, j. definiuje premię za ryzyko zawarą w poziomie oprocenowania obligacji skarbowych Uwzględnienie zaem w zbiorze informacyjnym poziomów insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego zamias logarymów pozwala zdefiniować parye nieubezpieczonych sóp procenowych, jako: s m I CDS I CDS. (19) e m i, m i i Zauważyć należy, iż równanie (19) definiuje oczekiwania zmian kursu wymiany w odniesieniu do bezryzykownych sóp procenowych, co sanowi jedno z założeń paryeu nieubezpieczonych sóp procenowych. Równania (19) i (16) pozwalają nasępująco zredefiniować model CHEER: q I CDS I CDS p p. (20) i 1i i i 2i i Narodowy Bank Polski

24 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Ponado, w przypadku homogeniczności związku danego równaniem (20) 1i 2i 0, realny kurs waluowy deerminowany jes przez parye bezryzykownych realnych sóp procenowych: q I CDS p I CDS p. (21) i i i i i Model CHEER określony równaniami (20) i (21) sanowi jedną z hipoez badawczych analizy. Wykres 6. Długoerminowa sopa procenowa a premia za ryzyko srefa euro Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. Wykres 7. Długoerminowa sopa procenowa a premia za ryzyko Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. 21 Maeriały i Sudia nr

25 Wykresy 6 oraz 7 przedsawiają kszałowanie się długoerminowej sopy procenowej (oprocenowanie 10-lenich obligacji skarbowych o zmiennym oprocenowaniu) oraz premii za ryzyko (insrumen pochodny ryzyka kredyowego dla obligacji skarbowych pięcioleni konrak CDS) w skali rocznej dla srefy euro (noowanie CDS Niemcy) i Polski. Zauważyć należy, że począwszy od połowy 2008 roku premia za ryzyko sanowi zauważalny komponen oprocenowania obligacji skarbowych, przy czym w okresie kryzysu finansowego związanego z rynkiem kredyów hipoecznych wysokiego ryzyka w Sanach Zjednoczonych oraz Wykres 8. Długoerminowa sopa procenowa, premia za ryzyko i inflacja Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. Wykres 9. Długoerminowa bezryzykowna realna sopa procenowa Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa Narodowy Bank Polski

26 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa kolejnego kryzysu finansowego związanego z rynkiem obligacji skarbowych niekórych pańsw UE premia za ryzyko sanowi nawe prawie połowę oprocenowania polskich obligacji skarbowych. Porównanie długoerminowej sopy procenowej ze sopą bezryzykowną wskazuje jednocześnie na odmienną endencję w analizowanej próbie. Bezryzykowana sopa procenowa wykazuje bowiem wyraźną endencję spadkową w okresie całym okresie syczeń 2003 czerwiec 2014, podczas gdy sopa procenowa zawierająca ryzyko kredyowe oscyluje wokół 5,5% r/r w laach , a spadek oprocenowania obserwowany jes dopiero od począku 2013 roku. Zesawienie sopy procenowej, premii za ryzyko i inflacji r/r (zob. wykres 8) wskazuje na niesacjonarność procesów generujących e zmienne, kóre wykorzysane są do wyznaczenia bezryzykownej realnej sopy procenowej Ii CDSi pi (zob. wykres 9). Należy zauważyć, że bezryzykowna realna sopa procenowa cechuje się relaywnie dużą zmiennością, a jednocześnie w analizowanej próbie wykazuje pewną cykliczność. Model CHEER oszacowano w pierwszym eapie w ramach jednoprzekrojowej, wielowymiarowej analizy koinegracyjnej dla sysemu kursu waluowego złoy/euro. Model PVEC sprowadza się wówczas do posaci szczególnej modelu VEC. Na wykresie 10 zesawiono zmienne wykorzysane w badaniu: (i) realny kurs waluowy określony za pomocą równania (7), (ii) różnicę premii za ryzyko w kraju i za granicą, mierzonych za pomocą wyceny insrumenów pochodnych ryzyka kredyowego (5-lenie CDS-y w skali miesięcznej) CDS i CDS, (iii) różnicę sóp oprocenowania 10-lenich obligacji skarbowych o zmiennym oprocenowaniu w skali miesięcznej I I, (iv) różnicę sóp inflacji mierzonych za pomocą indeksów cen owarów i usług konsumpcyjnych p p. Porównanie kszałowania się realnego kursu waluowego oraz różnicy premii za ryzyko wskazuje, iż w okresach silnego wzrosu różnicy ryzyka kredyowego posrzeganego przez inwesorów finansowych, kurs waluowy ulega znacznej deprecjacji. Z drugiej srony, premia za ryzyko miała prawdopodobnie 23 Maeriały i Sudia nr

27 Wykres 10. Model CHEER, wykresy zmiennych Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa Narodowy Bank Polski

28 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa relaywnie niewielki wpływ na kszałowanie się kursu waluowego przed rozpoczęciem kryzysu finansowego w Sanach Zjednoczonych w 2008 roku. Ponado, różnica długoerminowych sóp procenowych oraz różnica sóp inflacji wykazują znaczną korelację długookresową, co jednak nie musi implikować skoinegrowania ych zmiennych. Z uwagi na wykazaną wcześniej niesacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego przed 2007 rokiem, szacunek modelu CHEER przeprowadzono dla danych z okresu syczeń 2007 czerwiec W abeli 4 przedsawiono wyniki wnioskowania o srukurze długookresowej modelu CHEER dla sysemu kursu waluowego złoy/euro. Saysyka ilorazu wiarygodności esu rzędu koinegracji (zarówno z poprawką Barlea, jak i bez) wskazuje na isnienie dwóch związków długookresowych. Tes słabej egzogeniczności pozwala na dokonanie uwarunkowania modelu, najpierw względem różnicy długoerminowych sóp procenowych, a w nasępnej kolejności względem różnicy premii za ryzyko, co powinno prowadzić do poprawy małopróbkowych własności esu rzędu koinegracji. Osaecznie, es rzędu Tabela 4. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model CHEER, syczeń 2007 czerwiec 2014, Polska rząd koinegracji j j 0,36 0,33 0,11 0,03 LR 89,2 (0,00) 49,2 (0,00) 13,7 (0,32) 3,1 (0,58) BC LR 82,1 (0,00) 45,5 (0,00) 12,4 (0,42) 3,0 (0,59) słaba egzogeniczność q I I CDS CDS p p r 1 0,35 (0,56) 1,40 (0,24) 0,01 (0,95) 4,38 (0,04) r 2 8,17 (0,02) 1,41 (0,50) 23,93 (0,00) 29,25 (0,00) r 3 15,50 (0,00) 1,41 (0,70) 28,45 (0,00) 34,48 (0,00) rząd koinegracji, model warunkowy j 1 2 j 0,35 0,12 LR 49,8 (0,00) 11,3 (0,18) BC LR 48,0 (0,00) 11,0 (0,20) Źródło: obliczenia własne. 25 Maeriały i Sudia nr

29 koinegracji dla modelu warunkowego wskazuje na isnienie jednego związku długookresowego, co jes jednocześnie spójne z założonym modelem eoreycznym. Szacunek związku długookresowego w krókiej próbie wymagał zaem z jednej srony dokonania uwarunkowania modelu, z drugiej srony konieczne okazało się narzucenie resrykcji homogeniczności na paramery modelu CHEER BC ( 4,72 0,09 LR ). Oszacowany związek długookresowy dany jes wówczas nasępująco: 5,8 6,6 q 1,33 81,27 I CDS p I CDS p ec, (22) a macierz dososowań jako składnika koreky błędem 0,06 (2,2) A. Kszałowanie się słabosacjonarnego 0,01 (6,0) ec przedsawiono na wykresie 11. Z kolei esymacja rekursywna oraz wsecznie rekursywna (dla osanich/pierwszych 30 obserwacji) wskazuje na sabilność paramerów długookresowych, mimo krókiej próby czasowej wykorzysanej w badaniu. Uzyskana semielasyczność realnego kursu waluowego względem różnicy bezryzykownych realnych sóp procenowych jes niższa od warości eoreycznej, równej w ej analizie 120, kóra jes implikowana wyłącznie przez parye nieubezpieczonych sóp procenowych. Z drugiej jednak srony jes wyraźnie wyższa, niż w przypadku wcześniejszych analiz, kórych podsawą nie były bezryzykowne sopy procenowe, definiowane zgodnie ze wskazaniem Duffiego (zob. np. Kelm (2011), Kębłowski i Welfe (2012), Kębłowski (2012)). Należy jednak zauważyć eż, iż wcześniejsze analizy obejmowały zwykle również sysem Wykres 11. Składnik reszowy związku długookresowego (22) 0.75 Bea1'Z1() Źródło: obliczenia własne Narodowy Bank Polski

30 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa dozwolonego pasma wahań kursu waluowego, kóry poprzedzał sysem (prawie) płynnego kursu waluowego. Oszacowany paramer koreky błędem równy -0,06 wskazuje na okres półrwania nierównowagi równy 11 miesięcy. Okres en jes dłuższy, niż we wcześniej wspomnianych pracach, niemniej jes w pełni akcepowalny z punku widzenia wcześniejszych analiz kszałowania się kursu waluowego w równowadze. Uzasadnieniem powolnego dososowania się kursu waluowego do poziomu równowagi mogą być na przykład krókookresowe sraegie spekulacyjne, prowadzące do wysępowania sosunkowo długich okresów przewarościowania lub niedowarościowania waluy krajowej. W kolejnym eapie badania szacowano model CHEER dla sysemu kursów waluowych nowych członków UE z (prawie) płynnym kursem waluowym panel A oraz dla sysemu uwzględniającego kurs wymiany nowych członków UE ze szywnym kursem waluowym panel B. Na wykresach przedsawiono dane panelowe wykorzysane w badaniu (panele A i B) oraz dane doyczące panelu C, sanowiącego punk odniesienia. Kszałowanie się realnego kursu waluowego, przedsawione na rysunku 12, wskazuje na isnienie wspólnego, dla panelu A, jak i panelu B, rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego, kóry wysępuje od począku próby do 2007 roku oraz względne usabilizowanie realnego kursu waluowego w laach nasępnych. Wysępowanie wspólnego rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego nowych członków UE do 2007 roku odzwierciedla proces sopniowej zmiany srukury i poprawy jakości produkowanych dóbr przez gospodarki krajów nowych członków UE. Należy zauważyć, iż najsilniejsza aprecjacja realnego kursu waluowego nasąpiła w przypadku Słowacji, kórej relaywnie niewielka gospodarka doświadczyła znacznych inwesycji przede wszyskim w przemyśle mooryzacyjnym. Wysępowanie wspólnego rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego może również wskazywać na poencjalne wysępowanie w ym okresie mechanizmu opisanego przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964). Podobne kszałowanie się realnego kursu waluowego dla nowych członków UE oraz odmienność sysemu kursu waluowego w panelu A i B, połączona z okresami silnej deprecjacji/aprecjacji nominalnych kursów waluowych w panelu A, 27 Maeriały i Sudia nr

31 Wykres 12. Realny kurs waluowy, panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau Narodowy Bank Polski

32 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 13. Różnica sóp inflacji (względem srefy euro, r/r), panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. 29 Maeriały i Sudia nr

33 Wykres 14. Różnica premii za ryzyko (w pk. proc., w skali miesięcznej), panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Reuersa Narodowy Bank Polski

34 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 15. Różnica długoerminowych bezryzykownych realnych (r/r) sóp procenowych, panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. 31 Maeriały i Sudia nr

35 wskazuje na konieczność analogicznej, silnej deprecjacji/aprecjacji wewnęrznej w panelu B. Kszałowanie się różnic sóp inflacji, przedsawione na wykresie 13, wskazuje na isonie większą zmienność sóp inflacji w panelu B, niż w panelu A. Należy eż zauważyć, iż panel B cechuje się większą zmiennością bezryzykownych realnych sóp procenowych, niż panel A (zob. wykres 15). W abeli 5 przedsawiono wyniki wnioskowania o srukurze długookresowej modelu CHEER dla sysemu kursów waluowych panelu A, na posawie środowiska saysycznego PVEC. Model CHEER szacowano w ym przypadku dla panelu obejmującego jedynie sysemy waluowe: Węgier, Polski i Chorwacji. Uwzględnienie Czech i Rumunii prowadziło do uzyskania nieakcepowalnych ocen paramerów, co wynika z małopróbkowych własności esymaora oraz z odmienności dynamiki indeksów cen w ych krajach. Saysyka ilorazu wiarygodności z poprawką rozmiaru esu Barlea dla esu rzędu koinegracji wskazuje na isnienie jednego związku koinegracyjnego. Z drugiej srony graniczny poziom isoności esu wspólnej przesrzeni koinegrującej równy 2% wskazuje na brak wspólnego mechanizmu długookresowego. Oszacowane semielasyczności realnych kursów waluowych względem różnicy długoerminowych bezryzykownych realnych sóp procenowych są wyraźnie różne, przy czym najwyższa semielasyczność doyczy realnego kursu waluowego złoy/euro, a Tabela 5. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model CHEER, syczeń 2007 czerwiec 2014, panel A wspólny rząd koinegracji H0 : R 0 LR BC 156,5 cv.. 83,7 H 0 : R 1 LR BC 24,1 c. v. 31,8 wekor koinegrujący, 3 kraje: Węgry, Polska, Chorwacja I CDS p I CDS p q HU 1-66,4 (4,0) PL 1-83,0 (4,4) HR 1-29,3 (2,9) wspólny wekor koinegrujący H0 : B11 B22 B 33 LR 14, 9 0,02 Źródło: obliczenia własne Narodowy Bank Polski

36 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa najniższa kursu kuna/euro. Wśród przyczyn różnic ych semielasyczności należy wymienić: (i) odmienność procesu ransformacji w poszczególnych krajach, kóra rzuuje na różną kapiałochłonność analizowanych gospodarek, (ii) głębokość i płynność danego rynku waluowego oraz skalę inerwencji waluowych podejmowanych przez banki cenralne ych krajów. Wyniki wnioskowania o srukurze długookresowej modelu CHEER dla sysemu kursów waluowych panelu B przedsawiono w abeli 6. Podobnie jak w przypadku panelu A, uzyskanie akcepowalnych ocen paramerów wymagało ograniczenia panelu dla sysemów kursów waluowych: Esonii, Liwy, Łowy, Słowenii i Bułgarii. Tes rzędu koinegracji wskazuje na isnienie jednego związku długookresowego. Oszacowane semielasyczności realnych kursów waluowych względem różnicy długoerminowych bezryzykownych realnych sóp procenowych są bardziej zbliżone w ramach panelu B, niż w panelu A. Najmniejsza semielasyczność kursy doyczy Słowenii, z kolei największa ocena ego parameru wysępuje w przypadku Esonii. Jednakże es wspólnej przesrzeni koinegrującej pozwala w przypadku panelu B zidenyfikować wspólny związek długookresowy, Tabela 6. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model CHEER, syczeń 2007 czerwiec 2014, panel B wspólny rząd koinegracji H0 : R 0 LR BC 1147,9 cv.. 216,6 BC H0 : R 1 LR 78,4 cv.. 83,2 wekor koinegrujący, 5 krajów: Esonia, Liwa, Łowa, Słowenia, Bułgaria I CDS p I CDS p H q EE 1-62,3 (3,1) LV 1-36,0 (5,6) LT 1-38,0 (3,4) SI 1-33,1 (2,9) BG 1-52,6 (4,2) wspólny wekor koinegrujący : B B B B B LR 4,5 0, ,8 Źródło: obliczenia własne. q cons 59,9 I CDS p I CDS p ec i i i i i i 33 Maeriały i Sudia nr

37 definiujący kszałowanie się realnego kursu waluowego. Świadczy o o większej homogeniczności sysemu realnego kursu waluowego w przypadku panelu B, reprezenującego pańswa posiadające sysem szywnego kursu waluowego, a de faco należące w większości do srefy euro, niż panelu A, reprezenującego pańswa pozosające poza unią monearną i prowadzące w pełni samodzielną poliykę monearną. Porównanie kszałowania się realnego kursu waluowego oraz bezryzykownych realnych sóp procenowych dla panelu C sugeruje isnienie korelacji długookresowej ych zmiennych również i w ym panelu. Jednak, z uwagi na brak rynkowej wyceny premii za ryzyko przed 2009 rokiem, nie jes możliwe weryfikowanie isnienia związku długookresowego w ak krókiej próbie, pomimo zasosowania środowiska saysycznego PVEC Model BEER Model BEER (ang. Behavioral Equilibium Exchange Rae) realnego kursu waluowego, podobnie jak model CHEER, jes podejściem zagnieżdżonym w ramach warunku równowagi bilansu płaniczego. W odróżnieniu od modelu CHEER, model BEER wskazuje jednak na większy zakres zmiennych, kóre mogą mieć wpływ na rachunek bieżący bilansu płaniczego (zob. Frankel i Musa 1986, Clark i MacDonald 1999). Po pierwsze, spełnia posula zgodności srumieniowozasobowej, wynikający ze srumienia płaności odsekowych od zagranicznych akywów neo, uwzględnionych w rachunku bieżącym. Po drugie, uwzględnia mechanizm opisany przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964), zgodnie z kórym niesacjonarność realnego kursu waluowego deflowanego ogólnymi indeksami cen owarów i usług konsumpcyjnych może wynikać z niesacjonarności różnicy indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych, definiującej krajowy i zagraniczny wewnęrzny kurs waluowy (zob. równanie (11) i (12)). Wówczas zgodnie z dekompozycjami (9a) i (9b) zachodzi, że NT T NT T 1 p p 1 p p 1 1 T T p p p p. p p p p p p T NT T T NT T (23) Narodowy Bank Polski

38 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Dlaego relaywna różnica ogólnego indeksu cen owarów i usług względem indeksu cen owarów wymiennych sanowi jedną z poencjalnych deerminan realnego kursu waluowego. Po rzecie, model BEER uwzględnia, że relaywne warunki handlu, definiowane za pomocą krajowych i zagranicznych indeksów cen eksporu i imporu, sanowią deerminanę bilansu handlowego, a przez o wpływają na rachunek bieżący bilansu płaniczego oraz poencjalnie na realny kurs waluowy. Po czware, parye nieubezpieczonych sóp procenowych (por. równanie (15)) jes u definiowany względem realnych sóp procenowych oraz ryzyka kredyowego aproksymowanego sandardowo poziomem długu publicznego. Podsumowując, sandardowa specyfikacja modelu BEER zakłada, że realny kurs waluowy deerminowany jes przez mechanizm posaci: T T I p I p deb q nfa p p p p o o gdzie 4 5, (24) nfa oznacza poziom akywów zagranicznych neo w relacji do produku krajowego bruo, o o definiuje względną różnicę relaywnych warunków handlu, a deb jes wskaźnikiem różnie definiowanego poziomu długu publicznego względem PKB. Powyższy zbiór poencjalnych deerminan realnego kursu waluowego w ramach modelu BEER jes jednak w poszczególnych aplikacjach modyfikowany (zob. przegląd w Kelm 2013). Ponado oszacowania uzyskiwane nawe w ramach zbliżonych specyfikacji, ale dla różnych par walu lub okresów, okazują się być znacząco różne (zob. Bęza-Bojanowska i MacDonald 2009). W ym badaniu przyjęo nasępujące założenia odnośnie srukury mechanizmu deerminującego realny kurs waluowy. Po pierwsze, podobnie jak w przypadku wcześniej przedsawionego modelu CHEER, poziom premii za ryzyko kredyowe równy jes wycenie rynkowej implikowanej przed noowania konraków CDS. Po drugie, z uwagi na niesacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego przed 2007 rokiem, kurs waluowy urealniano zgodnie ze wzorem (8), j. za pomocą indeksów cen owarów konsumpcyjnych, co ex definiione, wyklucza z badania poencjalny wpływ klasycznego efeku Balassy-Samuelsona. Po rzecie, założono jednak, że mechanizm opisany przez Balassę i Samuelsona może 35 Maeriały i Sudia nr

39 poencjalnie wpływać nie ylko na kurs wymiany urealniany za pomocą ogólnych indeksów cen, ale również na kurs urealniany za pomocą indeksów cen owarów wymiennych, co wynikać może z lepkości cen (zob. szerszą dyskusję w: Kelm (2013)). Powyższy efek mierzony jes przy ym poprzez relaywną wydajność pracy w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych w kraju względem zagranicy. Zaem specyfikacja poencjalnych deerminan w ramach modelu BEER w ej analizie dana jes nasępująco: T NT T NT l l l l q I CDS p I CDS p nfl o o T l l gdzie 4, nfl o pasywa zagraniczne neo, T (25) l i l T oznaczają odpowiednio krajową i zagraniczną wydajność pracy w przewórswie przemysłowym, NT l, NT l definiują wydajność pracy w pozosałych sekorach gospodarki oraz l l l i TNT T NT l l l. TNT T NT Z uwagi na dosępność danych doyczących wycen konraków CDS, szacunek modelu BEER przeprowadzono dla danych z okresu syczeń 2003 czerwiec Podobnie jak w przypadku modelu CHEER, również model BEER oszacowano w pierwszym kroku dla sysemu kursu złoy/euro, j. za pomocą analizy jednoprzekrojowej. Na wykresie 16 przedsawiono szeregi czasowe wykorzysane w ej analizie. Wykres 16. Model BEER, wykresy zmiennych Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa Narodowy Bank Polski

40 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 16 cd. Model BEER, wykresy zmiennych Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. 37 Maeriały i Sudia nr

41 Tabela 7. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model BEER, syczeń 2003 czerwiec 2014, Polska rząd koinegracji j j 0,42 0,27 0,25 0,13 0,08 0,07 0,02 LR 197,9 (0,00) 125,4 (0,00) 82,4 (0,02) 43,1 (0,33) 24,6 (0,43) 13,3 (0,35) 3,2 (0,55) BC LR 177,8 (0,00) 110,2 (0,02) 72,8 (0,10) 17,4 (0,99) 10,2 (0,99) 4,4 (0,99) 1,5 (0,85) wykluczenie z przesrzeni koinegrującej q T I I CDS CDS p p nfl o o TNT TNT l l r 1 9,27 (0,00) 1,03 (0,31) 3,83 (0,05) 24,25 (0,00) 1,16 (0,28) 5,92 (0,02) 0,72 (0,40) r 2 11,60 (0,00) 4,16 (0,13) 6,64 (0,04) 24,28 (0,00) 4,01 (0,13) 9.36 (0,01) 3,78 (0,15) r 3 11,61 (0,01) 14,21 (0,00) 23,93 (0,00) 45,13 (0,00) 5,82 (0,12) 12,46 (0,01) 4,77 (0,19) rząd koinegracji j j 0,42 0,27 0,20 0,08 0,06 0,03 LR 164,7 (0,00) 94,2 (0,00) 52,3 (0,07) 22,6 (0,56) 11,9 (0,46) 3,4 (0,51) BC LR 149,5 (0,00) 84,0 (0,01) 46,4 (0,20) 8,1 (0,99) 4,5 (0,99) 1,8 (0,81) wykluczenie z przesrzeni koinegrującej q T I I CDS CDS p p nfl o o r 1 8,03 (0,01) 1,45 (0,23) 3,66 (0,06) 28,48 (0,00) 3,13 (0,08) 8,51 (0,00) 2 r 12,77 (0,00) 10,40 (0,01) 14,2 (0,00) 33,10 (0,00) 4,67 (0,10) 11,30 (0,00) Źródło: obliczenia własne Narodowy Bank Polski