Dziś i jutro polityki spójności w Unii Europejskiej

Transkrypt

1 PRACE NAUKOWE Uniwersyeu Ekonomicznego we Wrocławiu RESEARCH PAPERS of Wrocław Universiy of Economics 269 Dziś i juro poliyki spójności w Unii Europejskiej Redakorzy naukowi Ewa Pancer-Cybulska Ewa Szosak Wydawnicwo Uniwersyeu Ekonomicznego we Wrocławiu Wrocław 2012

2 Recenzenci: Urszula Kalina-Prasznic, Marek Kozak, Barbara Kryk, Kazimierz Pająk, Redakor Wydawnicwa: Barbara Majewska Redakor echniczny: Barbara Łopusiewicz Korekor: Marcin Orszulak Łamanie: Comp-raj Projek okładki: Beaa Dębska Publikacja jes dosępna w Inernecie na sronach: The Cenral and Easern European Online Library a akże w adnoowanej bibliografii zagadnień ekonomicznych BazEkon hp://kangur.uek.krakow.pl/bazy_ae/bazekon/nowy/index.php Informacje o naborze arykułów i zasadach recenzowania znajdują się na sronie inerneowej Wydawnicwa Kopiowanie i powielanie w jakiejkolwiek formie wymaga pisemnej zgody Wydawcy Copyrigh by Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu Wrocław 2012 ISSN ISBN Wersja pierwona: publikacja drukowana Druk: Drukarnia TOTEM

3 Spis reści Wsęp... 9 Tayana Andreeva: Presen axaion policy in Lavia Iwo Augusyński: Wpływ globalnego kryzysu finansowego na srukurę zadłużenia europejskich korporacji Krzyszof Biegun: Realizacja anycyklicznej funkcji poliyki budżeowej w Polsce w konekście przygoowań do członkoswa w srefie euro Jan Borowiec: Wpływ kryzysu gospodarczego i finansowego na spójność gospodarczą i społeczną Unii Europejskiej Jarosław Czaja: Ograniczenia wzrosu emisji obligacji korporacyjnych na obszarze Eurolandu Mariusz Czupich, Aranka Ignasiak-Szulc: Wybrane aspeky wzrosu innowacyjności regionu w opinii mieszkańców wojewódzw kujawsko- -pomorskiego i warmińsko-mazurskiego Marek A. Dąbrowski: Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce w konekście kryzysu gospodarczego Anea Jarosz-Angowska: Srukura działalności gospodarczej a konkurencyjność regionu Wojciech Kosiedowski, Maria Kola-Bezka, Saulius Sanaiis: Przedsiębiorczość w regionach wschodniego pogranicza UE. Wybrane wyniki międzynarodowego badania ankieowego Ewa Małuszyńska: Problemy definiowania oraz szacowania wielkości delokalizacji Adam Pawlewicz, Pior Szamrowski: Perspekywy funkcjonowania osi LEADER w nowym okresie programowania Marzena Piorowska-Trybull, Aranka Ignasiak-Szulc: Rola jednoski wojskowej w rozwoju społeczno-gospodarczym gmin w świele badań ankieowych Mariusz Raajczak: Zreformowana poliyka spójności i jej związek z prioryeami odnowionej Sraegii Lizbońskiej Adam Roznoch: Podsawowe problemy poliyki spójności w Unii Europejskiej po roku Monika Słupińska, Mariusz Wypych: Realizacja zasady parnerswa na rzecz rozwoju kapiału ludzkiego na poziomie regionu Arur Szmaciarski: Rola poliyki spójności w realizacji sraegii Europa Zhanna Tsaurkubule, Alevina Vishnevska: Economic rends analysis of Lavia in EU cohesion policy condiions

4 6 Spis reści Pior Zapałowicz: Kryyka poliyki spójności z punku widzenia eorii monearyzmu Andrzej Żuk: Ukierunkowane eryorialnie zinegrowane podejście do rozwoju Unii Europejskiej w konekście roli poliyki spójności do 2020 r Summaries Tayana Andreeva: Akualna poliyka podakowa Łowy Iwo Augusyński: The effecs of he financial crisis on EU corporae deb srucure Krzyszof Biegun: The implemenaion of anicyclical fiscal policy in Poland in he conex of preparaions for membership in he euro area Jan Borowiec: The impac of economic and financial crisis on economic and social cohesion of he European Union Jarosław Czaja: Limiaion of corporae bond issues increase in he Eurozone Mariusz Czupich, Aranka Ignasiak-Szulc: Seleced aspecs of innovaiveness improvemen in he opinion of he inhabians of Kujawsko-Pomorskie and Warmińsko-Mazurskie voivodeships Marek A. Dąbrowski: Sources of flucuaions in real exchange raes in Lihuania, Lavia and Poland in he conex of he global financial crisis Anea Jarosz-Angowska: Srucure of economic aciviy and region compeiiveness Wojciech Kosiedowski, Maria Kola-Bezka, Saulius Sanaiis: Enrepreneurship in easern borderlands of he European Union. Seleced resuls of an inernaional survey Ewa Małuszyńska: Problems of defining and esimaing he size of relocaion 132 Adam Pawlewicz, Pior Szamrowski: The perspecives of LEADER axis funcioning in he new programming period Marzena Piorowska-Trybull, Aranka Ignasiak-Szulc: Role of miliary unis in social and economic developmen of communes according o quesionnaire research Mariusz Raajczak: The reformed cohesion policy and is relaionship wih he prioriies of he renewed Lisbon Sraegy Adam Roznoch: Basic problems of cohesion policy in he European Union afer Monika Słupińska, Mariusz Wypych: Implemenaion of he parnership principle wihin human capial developmen policies a he regional level 211 Arur Szmaciarski: The role of cohesion policy in he realizaion of Europe 2020 sraegy

5 Spis reści 7 Zhanna Tsaurkubule, Alevina Vishnevska: Analiza endencji w gospodarce Łowy w warunkach poliyki spójności Unii Europejskiej Pior Zapałowicz: Criicism of he cohesion policy from he poin of view of monearism Andrzej Żuk: Place based inegraed approach o developmen of he European Union in he conex of he role of he cohesion policy up o

6 PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr Dziś i juro poliyki spójności w Unii Europejskiej ISSN Marek A. Dąbrowski Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie ŹRÓDŁA WAHAŃ REALNYCH KURSÓW WALUTOWYCH NA LITWIE, ŁOTWIE I W POLSCE W KONTEKŚCIE GLOBALNEGO KRYZYSU GOSPODARCZEGO Sreszczenie: Celem opracowania jes analiza charakeru zmian srukuralnych sojących za zmianami realnego kursu waluowego na Liwie, Łowie i w Polsce, a więc w krajach, kóre sosowały albo sysem kursu szywnego, albo sysem kursu płynnego. Wykorzysano srukuralny model wekorowej auoregresji i wyróżniono rzy rodzaje wsrząsów: podażowe, popyowe i pieniężne. Okazało się, po pierwsze, że realne kursy waluowe były kszałowane przez: (1) wsrząsy popyowe przed przysąpieniem analizowanych krajów do UE, a w przypadku Polski, akże po roku 2004; (2) wsrząsy podażowe w przypadku lia i łaa po roku Po drugie, usalono, że w dwóch krajach bałyckich doszło w czasie kryzysu do sopniowej eliminacji przeszacowania ich walu, kóre dokonało się koszem przeniesienia ciężaru dososowania na sferę realną. W Polsce naomias kurs waluowy przesrzelił w począkowej fazie kryzysu wolną od wsrząsów ścieżkę, a nasępnie wpływ wsrząsów na kurs sopniowo zanikał. Słowa kluczowe: realny kurs waluowy, sochasyczny model gospodarki owarej, wsrząsy srukuralne, model wekorowej auoregresji. 1. Uwagi wprowadzające Przysępując do Unii Europejskiej, kraje Europy Środkowej zobowiązały się przyjąć wspólną waluę europejską. Niekóre z nich wprowadziły swoje waluy do Europejskiego Mechanizmu Kursowego II (ERM II) od razu (Esonia, Liwa, Słowenia), inne nieco później (Cypr, Łowa, Mala, Słowacja), a jeszcze inne nie spieszą się z ym krokiem (Bułgaria, Czechy, Polska, Rumunia, Węgry). Mimo że wszyskie e kraje łączy en sam cel, mianowicie inegracja monearna, sosują odmienne sysemy kursu waluowego. Co więcej, są o sysemy z przeciwległych krańców spekrum rozwiązań kursowych. W Bułgarii, na Liwie i w gruncie rzeczy również na Łowie funkcjonują izby waluowe (a akże w Esonii przed wejściem do srefy euro), naomias w Polsce, Rumunii sysem kursu płynnego.

7 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce Spośród gospodarek wschodzących kraje Europy Środkowej zosały najsilniej doknięe kryzysem gospodarczym. Dało się jednak zauważyć silne zróżnicowanie reakcji poszczególnych gospodarek: na jednym krańcu były Łowa i Liwa, w kórych empo wzrosu gospodarczego zmniejszyło się o ponad 20 pk proc., a na drugim Polska, w kórej en spadek wynosił 2 pk proc. 1 Jednocześnie łoewski ła i liewski li nieznacznie się osłabiły w ujęciu realnym (o 3-4%), naomias polski złoy uległ głębokiej deprecjacji (aż o 28%) 2. Celem opracowania jes usalenie charakeru wsrząsów srukuralnych sojących za zmianami realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce. Te informacje pozwolą usalić, jaką rolę odgrywały poszczególne wsrząsy srukuralne w kszałowaniu ścieżek realnych kursów waluowych, a ponado pozwolą na wykrycie ewenualnego zróżnicowania reakcji gospodarki na kryzys gospodarczy w zależności od obowiązującego sysemu kursu waluowego 3. Opracowanie podzielono na sześć części. W drugiej przedsawiono sochasyczny model gospodarki owarej, a w nasępnej jego rozwiązanie. Opis danych i zasosowanej meody empirycznej zawaro w części czwarej. Nasępnie omówiono orzymane wyniki. Opracowanie zamykają wnioski. 2. Sochasyczny model gospodarki owarej Sandardowym makroekonomicznym wyjaśnieniem wysępowania wahań realnego kursu waluowego są wsrząsy, kóre doykają gospodarkę. Do przedsawienia wpływu wsrząsów na kurs waluowy wykorzysano sochasyczny model gospodarki owarej opracowany przez M. Obsfelda 4 w ujęciu zaproponowanym przez R. Claridę i J. Galiego 5. Zmienne wysępujące w równaniach wyrażono w logarymach nauralnych (z wyjąkiem sóp procenowych). Oznaczają one różnice mię- 1 Chodzi u o różnicę między średnioroczną sopą wzrosu gospodarczego w 2009 r. a przecięną średnioroczną sopą w laach Dane doyczą zmian między rzecim kwarałem 2008 r. a drugim kwarałem 2009 r. 3 Szerzej czynniki sojące za zróżnicowaniem reakcji gospodarek wschodzących na kryzys gospodarczy przedsawili: O. Blanchard i in., The iniial impac of he crisis on emerging marke counries, Brookings Papers on Economic Aciviy 2010 (Spring); C.G. Tsangarides, Crisis and recovery: Role of he exchange rae regime in emerging marke counries, Journal of Macroeconomics 2012, vol. 34, no. 2 (June); P. Berkmen i in., The global financial crisis: Explaining cross-counry differences in he oupu impac, IMF Working Paper 2009, WP/09/280 (December).Wyniki ich badań omówił M.A. Dąbrowski, Rozprzesrzenianie się kryzysu gospodarczego na kraje Europy Środkowej analiza znaczenia sysemu kursu waluowego, [w:] J. Czekaj, S. Owsiak (red.), Mechanizmy funkcjonowania srefy euro: wybrane problemy II, Krakowska Szkoła Biznesu Uniwersyeu Ekonomicznego w Krakowie, Kraków M. Obsfeld, Floaing exchange raes: Experience and prospecs, Brookings Papers on Economic Aciviy 1985, no R. Clarida, J. Gali, Sources of real exchange rae flucuaions: How imporan are nominal shocks?, NBER Working Paper 1994, no (February).

8 84 Marek A. Dąbrowski h f dzy wielkościami krajowymi a zagranicznymi, a więc, np. p p p, gdzie lierą h oznaczono wielkość krajową, a lierą f wielkość zagraniczną. Model składa się z czerech równań. Są o: równanie krzywej IS, równanie krzywej LM, warunek niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych (UIP) oraz równanie dososowania cen (PS): IS: y d = d η( s + p) σ [ i Ε( p+ 1 p)], (1) LM: m p = y λi, (2) UIP: i = Ε( s+ 1 s), (3) PS: p = (1 θ ) Ε e e p + θ p. (4) 1 Zgodnie z równaniem krzywej IS względny popy na dobra krajowe (w sosunku do popyu na dobra zagraniczne) zależy od realnego kursu waluowego ( q s + p ) oraz realnej sopy procenowej (przez nominalny kurs waluowy s rozumie się cenę waluy krajowej wyrażoną w walucie zagranicznej). Zmienna d opisuje względne zaburzenia popyowe gdy rośnie, popy na dobra krajowe zwiększa się w sosunku do popyu na dobra zagraniczne. Równanie (2) jes warunkiem równowagi na rynku pieniężnym, a zmienna m oznacza zasób pieniądza w sanie równowagi. Jednocześnie a zmienna odzwierciedla względne wsrząsy pieniężne, kórych źródłem mogą być zmiany względnej podaży pieniądza lub względnego popyu na pieniądz. Sandardowy warunek niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych zawaro w równaniu (3). Proces dososowania cen opisuje równanie (4). Gdyby paramer θ wynosił 1, względny poziom cen byłby równy poziomowi cen w równowadze długookresowej, p e s d (chodzi o san, gdy y = y, co ma miejsce przy giękich cenach). Przy założeniu, że ceny są lepkie ( 0< θ < 1), względny poziom cen jes średnią ważoną poziomu oczyszczającego rynek, kórego oczekiwano na podsawie informacji dosępnych w okresie 1, oraz poziomu, kóry usaliłby się w okresie, gdyby ceny były całkowicie giękie. Jednocześnie zakłada się, że oczekiwania są racjonalne (samoodwzorowujące się). Celem uzupełnienia modelu rzeba wyspecyfikować również procesy sochasyczne rządzące względną podażą y s, popyem d oraz zasobem pieniądza m. Zakłada się, że każdy z ych procesów ma komponen rwały (błądzenie losowe) oraz przejściowy (oczekuje się, że cząska 0< γ j < 1, dla j = 1,2, 3, wsrząsu ulegnie odwróceniu w kolejnym okresie): s s y = y 1+ z γ1z 1, d = d 1+ δ γδ 2 1, (5) m = m + v γ v

9 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce W ym ujęciu model jes nieco ogólniejszy niż u Claridy i Galiego 6, kórzy założyli, że jedynie wsrząs popyowy zawiera przejściowy komponen. Trzeba jednak dodać, że zasadnicze wnioski wypływające z modelu nie ulegają zmianie. 3. Równowaga długookresowa i ścieżki czasowe Rozwiązanie modelu, jako że jes o model dynamiczny, składa się z dwóch elemenów. Pierwszym z nich jes równowaga długookresowa. Rozumie się przez nią aki san, w kórym usaje wewnęrzna endencja do zmiany. Sam san równowagi długookresowej nie musi być i fakycznie nie jes w ym modelu niezmienny. Drugi elemen rozwiązania sanowi ścieżka dososowania do sanu równowagi długookresowej. Chodzi więc o opis zachowania się fakycznych wielkości zmiennych endogenicznych, zanim osiągną swe długookresowe poziomy. Z ekonomicznego punku widzenia san równowagi długookresowej oznacza syuację, w kórej ceny są giękie, co pozwala na zrównanie się podaży z popyem, s d j. y = y. Wychodząc od ego warunku równowagi oraz uwzględniając informacje z równań (1) i (3), a akże naurę procesów sochasycznych danych równaniami (5), wyznacza się warość realnego kursu waluowego w sanie równowagi długookresowej, q e. Z kolei równania (2), (3), (5) i rozwiązanie dla realnego kursu waluowego pozwalają usalić długookresową warość względnego poziomu cen e p. W sanie równowagi długookresowej (giękie ceny) zmienne endogeniczne przybierają nasępujące warości: e s y = y, s e d y σ q ( ) ( ) = + γ1z γ2δ, η η η + σ e s λ 1 p = m y + (( η+ σ 1) γ1z + γ2δ) γ3v. 1+ λ η+ σ Waro zwrócić uwagę na rójkąny charaker rozwiązania. Oóż wsrząs podażowy, z, wywiera długookresowy wpływ na wszyskie rzy zmienne, wsrząs popyowy, δ, wpływa na realny kurs waluowy i względny poziom cen, naomias wsrząs pieniężny, v, jedynie na sosunek cen krajowych do zagranicznych. W krókim okresie ceny pozosają jednak lepkie i w związku z ym zmienne endogeniczne nie będą w sposób ciągły urzymywały się na swoich długookresowych poziomach. Fakyczne warości zmiennych endogenicznych będą się poruszały po nasępujących ścieżkach: (6) 6 Tamże.

10 86 Marek A. Dąbrowski ( θ)( α α δ α ) e p = p + 1 1z + 2 3v, e 1+ λ q = q + ( 1 θ)( α1z + α2δ α3v), η + σ + λ ( 1+ λ)( η+ σ) ( θ )( α α δ α ) e y = y 1 1z + 2 3v, η+ σ + λ gdzie współczynniki α są dodanie i są funkcjami paramerów γ 1, γ 2, γ 3, λ, η, σ. Jeśli przykładowo w okresie dojdzie do wsrząsu pieniężnego ( v > 0 ), o poziom względnych cen, choć wzrośnie, i ak będzie odchylał się in minus od swej warości długookresowej (ceny są lepkie i ylko część θ dososowania cenowego zachodzi w bieżącym okresie), realny kurs waluowy akże będzie poniżej swej długookresowej warości (wsrząs pieniężny nie wpływa na długookresowy kurs waluowy, ale obniża bieżący realny kurs waluowy), naomias produkcja wzrośnie powyżej swego długookresowego poziomu. 4. Opis danych i meody empirycznej Analizą objęe zosały rzy kraje: Liwa, Łowa i Polska. Dwa pierwsze urzymywały sały kurs waluowy, a rzeci kurs zmienny. Posłużono się danymi kwaralnymi (z usunięą sezonowością) dla la , kóre zaczerpnięo z bazy Eurosau. Model sugerował uwzględnienie w analizie rzech zmiennych: względnego poziomu produkcji, względnego poziomu cen oraz realnego kursu waluowego. W związku z ym posłużono się realnym PKB (y ), realnym deflaorem PKB (p ) i (średnim kwaralnym) realnym kursem waluowym względem euro (q ). Jako zagranicę porakowano srefę euro złożoną z 12 krajów. Przeprowadzone esy sopnia inegracji poszczególnych zmiennych (m.in. ADF, IPS) skłaniają do wyciągnięcia wniosku o sacjonarności pierwszych przyrosów analizowanych zmiennych 7. Z ego względu w drugim kroku analizy empirycznej oszacowano dla poszczególnych krajów modele wekorowej auoregresji (VAR) dla pierwszych przyrosów zmiennych: r r j 0 j j 0 j j= 1 j= 1 x = A + A x + e = A + A L x + e (7), (8) 7 Trzeba jednak dodać, że w niekórych specyfikacjach sacjonarne były eż poziomy analizowanych zmiennych (np. gdy przyjęo kryerium informacyjne Schwarza do usalenia liczby opóźnień w analizie sopnia inegracji zmiennych dla Liwy i Polski, ale przy założeniu, że w regresji wysępuje wyłącznie wyraz wolny; jego brak lub dodanie rendu prowadziło do wniosku o niesacjonarności; podobny wniosek płynął z esu Hadriego, nawe gdy w regresji wysępował ylko wyraz wolny).

11 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce gdzie x = [ y, q, p]', zaś macierze A zawierają współczynniki, kóre należy oszacować. Lierą L oznaczono operaor opóźnień, a e jes wekorem składników losowych. Wielkość opóźnień wybrano przy uwzględnieniu kryeriów informacyjnych Akaike a, Schwarza i esu ilorazu funkcji wiarygodności. Jednocześnie dobrano na yle długie opóźnienia, aby usunąć auokorelację składników reszowych. W przypadku Liwy i Łowy były o dwa opóźnienia, w przypadku Polski osiem. W rzecim kroku analizy dokonano idenyfikacji wsrząsów srukuralnych, j. podażowych, popyowych i pieniężnych, sosując meodę Blancharda-Quaha 8 w ujęciu zaproponowanym przez Claridę i Galiego 9. W ym celu wyrażono procesy VAR za pomocą średniej ruchomej (zw. reprezenacja Wolda): µ x = + e + Be + B e + (9) Takie przekszałcenie jes możliwe wówczas, gdy proces VAR jes sabilny (pierwiaski (odwróconego) równania charakerysycznego: r j Ι AL j = 0 leżą poza kołem jednoskowym, j. mają moduły większe od jedności). Ten warunek zosał spełniony w przypadku wszyskich analizowanych krajów 10. Przedmioem zaineresowania są jednak wsrząsy srukuralne, a nie składniki reszowe. Te pierwsze są niejako uwięzione w ych drugich. Problem polega więc na wydobyciu (idenyfikacji) wsrząsów srukuralnych z orzymanych składników reszowych. Zapisując analizowany proces za pomocą wsrząsów srukuralnych, orzymuje się: µ x = + C u + Cu + C u +, (10) gdzie u jes wekorem wsrząsów srukuralnych [ z, δ, v]'. Jeżeli założy się, że isnieje aka nieosobliwa macierz S, że: e = Su, o porównanie równań (9) i (10) prowadzi do wniosku, że: C0 = S oraz C 1 = BS 1, C 2 = B 2 S id., czyli ogólniej CL ( ) = BLS ( ). Do wyznaczenia warości wsrząsów srukuralnych wysarczająca jes więc znajomość macierzy C 0. W analizowanym przypadku idenyfikacja ej macierzy wymaga dziewięciu równań. Sześć z nich można uzyskać z oszacowanej macierzy wariancji i kowariancji składników reszowych, Σ Ε ee ' oraz założenia, że wsrząsy srukuralne są od ' siebie niezależne, a wariancja każdego z nich wynosi 1 ( Ε uu =Ι). Wówczas: j= 1 8 O. Blanchard, D. Quah, The dynamic effecs of aggregae demand and supply disurbances, American Economic Review 1989, vol. 79, no. 4 (Sepember). 9 R. Clarida, J. Gali, wyd. cy. 10 Największe warości bezwzględne pierwiasków (zwykłego) równania charakerysycznego wynosiły: 0,73 dla Liwy, 0,77 dla Łowy i 0,90 dla Polski.

12 88 Marek A. Dąbrowski Σ= CC. (11) Brakujące rzy równania mają charaker długookresowych warunków sugerowanych przez model eoreyczny. Długookresowy wpływ danego wsrząsu srukuralnego na analizowane zmienne można zapisać jako: CL ( = 1) u = = ( C0 + C1+ C2 +...) u. Rozwiązując model, usalono, że wsrząs pieniężny nie wpływa w długim okresie na realny kurs waluowy. Zaem: ' 0 0 C (1) = 0, (12) 23 czyli druga zmienna nie reaguje w długim okresie (j. q = 0 ) na rzeci wsrząs (j. v ). Z kolei produkcja (pierwsza zmienna) nie reaguje w długim okresie ani na wsrząs popyowy (drugi wsrząs), ani na wsrząs pieniężny (rzeci wsrząs): C (1) = C (1) = 0. (13) Z równania CL ( ) = BLC ( ) 0 oraz założenia, że L = 1 (analiza długookresowa) można wyprowadzić: C = B C, (14) 1 0 (1) (1) C(1) C(1) ' = B(1) C C ' B(1) '. (15) Do równania (15) należy dalej wsawić informację z równania (11): C(1) C(1) ' = B(1) Σ B(1) '. (16) Biorąc pod uwagę, że w macierzy C(1) niewiadomych jes ylko sześć 11 (dzięki warunkom długookresowym (12) i (13) ma ona posać dolnej macierzy rójkąnej) oraz że w układzie równań (16) jes sześć niezależnych równań, zapisane wyżej równanie (14) jes fakycznie rozwiązaniem. 5. Wyniki analizy empirycznej Dysponując informacją o wielkości wsrząsów srukuralnych, można ocenić rolę, jaką dany wsrząs odegrał w kszałowaniu ścieżki realnego kursu waluowego. W ym celu wyznaczono najpierw skumulowany wpływ wszyskich wsrząsów na realny kurs waluowy: 0 0 q qˆ ( u = [0,0,0]'), (17) 11 A ogólnie n( n+ 1/2 ).

13 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce gdzie qˆ () oznacza warość realnego kursu waluowego przy założeniu, że gospodarka nie doświadczyła żadnych wsrząsów srukuralnych. Wpływ wsrząsów podażowych odzwierciedla różnica między ścieżką kursu waluowego przy dopuszczeniu ylko ego rodzaju wsrząsów a ścieżką kursu przy braku wsrząsów srukuralnych: qˆ ( u = [ z,0,0]') qˆ ( u = [0,0,0]'). (18) Analogicznie wpływ wsrząsów popyowych i pieniężnych oddają nasępujące różnice: qˆ ( u = [0, δ,0]') qˆ ( u = [0,0,0]'), (19) qˆ ( u = [0,0, v ]') qˆ ( u = [0,0,0]'). (20) Na rysunkach 1, 2 i 3 przedsawiono kolejno znaczenie wsrząsów pieniężnych, popyowych i podażowych w kszałowaniu ścieżki realnego kursu waluowego w badanych gospodarkach. Linią ciągłą zaznaczono różnicę między warością fakyczną a ą, kórą prognozowano by przy uwzględnieniu informacji dosępnych w rzecim kwarale 1995 r. (dla Polski: w pierwszym kwarale 1997 r.), j. różnicę opisaną równaniem (17). Linia przerywana odpowiada różnicom (20), (19) i (18) odpowiednio. Na rysunku 1 przedsawiono ścieżki liewskiego lia, łoewskiego łaa i polskiego złoego. Analiza rysunku 1 prowadzi do wniosku, że wsrząsy pieniężne nie odegrały prawie żadnej roli w kszałowaniu ścieżki realnego kursu waluowego, i o bez względu na obowiązujący sysem kursu waluowego. O ile w odniesieniu do izby waluowej akiego wyniku należało oczekiwać (zakładając sabilność izby waluowej), o yle w przypadku sysemu płynnego kursu waluowego niewykluczone było większe przełożenie wsrząsów pieniężnych na realny kurs waluowy. Wsrząsy popyowe odgrywały dominującą rolę we wszyskich badanych krajach przed ich przysąpieniem do Unii Europejskiej (rys. 2), a w przypadku Polski akże po roku Z kolei wsrząsy podażowe okazały się mieć sosunkowo silny i narasający wpływ na kursy walu krajów bałyckich po ich przysąpieniu do UE, naomias nie wywierały prawie żadnego wpływu na ścieżkę kursu złoego (rys. 3) 12. W laach prawie całe odchylenie fakycznego kursu lia od wolnej od wsrząsów (symulowanej) ścieżki kursowej było wynikiem właśnie wsrząsów podażowych. Podobnie było z kursem łaa w laach , naomias w dwóch wcześniejszych laach wsrząsy podażowe, działające w kierunku aprecjacji łaa, były neuralizowane wsrząsami popyowymi. 12 O. Blanchard i in., wyd. cy., zwrócili uwagę na przegrzanie gospodarki łoewskiej przed kryzysem (jednym z jego objawów, a zarazem objawów przeszacowania łaa, był ogromny deficy na rachunku bieżącym, sięgający 24% PKB w 2007 r.).

14 90 Marek A. Dąbrowski Rys. 1. Wsrząsy pieniężne i realny kurs waluowy na Liwie, Łowie i w Polsce Źródło: opracowanie własne.

15 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce Rys. 2. Wsrząsy popyowe i realny kurs waluowy na Liwie, Łowie i w Polsce Źródło: opracowanie własne.

16 92 Marek A. Dąbrowski Rys. 3. Wsrząsy podażowe i realny kurs waluowy na Liwie, Łowie i w Polsce Źródło: opracowanie własne.

17 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce Ineresująco przedsawia się reakcja realnych kursów waluowych w począkowej fazie kryzysu, j. na przełomie 2008 i Odchylenia rzeczywisych kursów lia, łaa i złoego od wolnych od wsrząsów (symulowanych) ścieżek kursowych (zob. rys. 4 Realne kursy waluowe ) wynosiły średnio w rzech pierwszych kwarałach Indeks PKB przyjmuje w 2000 r. warość 100. Rys. 4. Reakcja realnego kursu waluowego i PKB w okresie kryzysu na Liwie, Łowie i w Polsce Źródło: opracowanie własne.

18 94 Marek A. Dąbrowski 2008 r. odpowiednio 13,6%, 18,9% i 12,1% 13. W roku 2010 odchylenia zmniejszyły się do 0,4%, 1,5% i 1,9%. Tym samym można wyciągnąć wniosek, że efekem kryzysu gospodarczego było wyeliminowanie, a przynajmniej znaczne zmniejszenie się przeszacowania walu badanych krajów. W przypadku krajów bałyckich przeszacowanie zanikało sopniowo w ciągu całego 2009 r., naomias w Polsce dokonało się skokowo na przełomie la 2008 i Właściwe wydaje się nawe swierdzenie, że doszło do przesrzelenia, ponieważ jeszcze w rzecim kwarale 2008 r. analizowane odchylenie wynosiło ponad 15%, a w pierwszym kwarale 2009 aż 14%, zmiana o prawie 30 pk proc.(!). Wyjaśnienie redukcji odchylenia fakycznego kursu waluowego od poziomu wolnego od wsrząsów za pomocą ujemnych wsrząsów podażowych w gospodarkach bałyckich skłania do przyjęcia wniosku, że ciężar dososowania do zaburzeń na świaowych rynkach finansowych spoczywał w ych krajach na produkcji. Po prawej sronie na rysunku 4 przesawiono ścieżki PKB przy założeniu, że warość PKB w 2000 r. wynosiła 100. Waro podkreślić, że przecięny wzros względnego PKB (j. w sosunku do PKB w srefie euro) w laach był we wszyskich badanych krajach dodani: na Liwie wynosił 5,1%, na Łowie 6,2%, a w Polsce 1,9%, co oznacza, że analizowane kraje doganiały srefę euro. Proces doganiania był jednak w krajach bałyckich znacznie szybszy niż w innych krajach Europy Środkowej (dlaego nazywano je ygrysami bałyckimi). Odzwierciedleniem szybszego empa konwergencji Liwy i Łowy są na rysunku 4 warości indeksów PKB, kóre osiągnęły w 2007 r. w ych krajach znacznie wyższe warości niż w Polsce. W nasępswie kryzysu gospodarczego ścieżki wzrosu PKB na Liwie i Łowie przesunęły się w kierunku rajekorii wzrosu PKB w Polsce. Przewaga krajów bałyckich nad Polską pod względem empa wzrosu gospodarczego zanikła. Gdy przecięne sopy relaywnego wzrosu oblicza się dla okresu , o wynoszą one odpowiednio: 2,8%, 2,5% i 2,5%. 6. Wnioski Liwa i Łowa zareagowały na globalny kryzys gospodarczy inaczej niż Polska. W krajach bałyckich urzymujących sały kurs waluowy doszło do znacznego spadku PKB, naomias w Polsce, w kórej kurs jes zmienny, zmniejszyło się jedynie empo wzrosu gospodarczego. Jednocześnie zmiany realnego kursu waluowego lia i łaa były sosunkowo niewielkie, naomias złoy uległ głębokiej deprecjacji. Tego rodzaju reakcje są spójne ze sandardowym makroekonomicznym modelem 13 Na przeszacowanie łaa wskazywali akże: M. Weisbro i R. Ray (Lavia s Recession: The Cos of Adjusmen wih An Inernal Devaluaion, Cener for Economic and Policy Research, 2010, ( )), kórzy dodakowo zaznaczali, że sały kurs waluowy będzie urudniał dososowania w gospodarce łoewskiej.

19 Źródła wahań realnych kursów waluowych na Liwie, Łowie i w Polsce gospodarki owarej 14. Celem ego opracowania było uzyskanie dodakowej informacji o charakerze wsrząsów sojących za zmianami realnego kursu waluowego. Analiza sochasycznego modelu gospodarki owarej, uwzględniającego wysępowanie rzech rodzajów wsrząsów srukuralnych, pozwoliła na sformułowanie wniosku, że w długim okresie na realny kurs waluowy oddziałują wsrząsy podażowe i popyowe, naomias wsrząsy pieniężne pozosają neuralne. Biorąc pod uwagę o usalenie, wykorzysano meodę Blancharda-Quaha w ujęciu zaproponowanym przez Claridę i Galiego 15 do idenyfikacji wsrząsów srukuralnych. Okazało się, że wsrząsy pieniężne nie wywierały prawie żadnego wpływu na ścieżkę realnych kursów waluowych. Wsrząsy popyowe silnie oddziaływały na kursy przed wejściem badanych krajów do UE, a w przypadku Polski akże później. Kursy lia i łaa były kszałowane przez wsrząsy podażowe po 2004 r. Dwa dalsze wnioski doyczyły reakcji gospodarek na kryzys. Usalono, że w dwóch krajach bałyckich doszło do sopniowej eliminacji przeszacowania walu (rozumianego jako odchylenie od ścieżki wolnej od wsrząsów), a w przypadku Polski do przesrzelenia przeszacowanie zamieniło się w niedoszacowanie, a nasępnie sopniowo zanikało. Przeniesienie ciężaru dososowania do kryzysu na realną produkcję na Liwie i Łowie miało skuek w posaci silnego załamania się rajekorii wzrosu gospodarczego. Przecięne empo doganiania srefy euro przez wszyskie rzy kraje okazało się bardzo zbliżone w okresie , a więc uwzględniającym kryzys gospodarczy. Orzymane wnioski skłaniają do posawienia dalszych zadań badawczych. Po pierwsze, cenne byłoby rozszerzenie modelu eoreycznego ak, aby uwzględniał on dodakowy rodzaj wsrząsu, a mianowicie zmiany premii za ryzyko (kórą w modelu nie yle pominięo, ile założono w sposób dorozumiany jej niezmienność) 16. Po drugie, ulepszenia wymaga srona empiryczna: o ile model VAR dla Łowy nie budził zasrzeżeń, o yle zwłaszcza w przypadku Polski wsępne esy wskazywały na możliwość isnienia jednego wekora koinegrującego. Wprowadzenie ej modyfikacji pozwoli zapewne na poprawę własności ekonomerycznych modelu. Lieraura Berkmen P., Gelos G., Rennhack R., Walsh J.P., The global financial crisis: Explaining cross-counry differences in he oupu impac, IMF Working Paper 2009, WP/09/280 (December). Blanchard O., Quah D., The dynamic effecs of aggregae demand and supply disurbances, American Economic Review 1989, vol. 79, no. 4 (Sepember). 14 Zob. np. P.J. Moniel, Inernaional Macroeconomics, Wiley-Blackwell, Chicheser 2009 lub M.A. Dąbrowski, wyd. cy. 15 R. Clarida, J. Gali, wyd. cy. 16 Zob. np. rozszerzenie modelu zaproponowane przez Dąbrowskiego, Exchange rae regimes and oupu variabiliy in Cenral European counries, Acual Problems of Economics 2012, vol. 2, no. 10.

20 96 Marek A. Dąbrowski Blanchard O., Faruqee H., Das M., The iniial impac of he crisis on emerging marke counries, Brookings Papers on Economic Aciviy 2010 (Spring). Clarida R., Gali J., Sources of real exchange rae flucuaions: How imporan are nominal shocks?, NBER Working Paper 1994, no (February). Dąbrowski M.A., Exchange rae regimes and oupu variabiliy in Cenral European counries, Acual Problems of Economics 2012, vol. 2, no. 10. Dąbrowski M.A., Rozprzesrzenianie się kryzysu gospodarczego na kraje Europy Środkowej analiza znaczenia sysemu kursu waluowego, [w:] J. Czekaj, S. Owsiak (red.), Mechanizmy funkcjonowania srefy euro: wybrane problemy II, Krakowska Szkoła Biznesu Uniwersyeu Ekonomicznego w Krakowie, Kraków Moniel P. J., Inernaional Macroeconomics, Wiley-Blackwell, Chicheser 2009; wyd. pol. Makroekonomia międzynarodowa, łum. M.A. Dąbrowski, L. Mesjasz, P. Sanek, M. Wajda-Lichy, Wolers Kluwer, Warszawa Obsfeld M., Floaing exchange raes: Experience and prospecs, Brookings Papers on Economic Aciviy 1985, no. 2. Tsangarides C.G., Crisis and recovery: Role of he exchange rae regime in emerging marke counries, Journal of Macroeconomics 2012, vol. 34, no. 2 (June). Weisbro M., Ray R., Lavia s Recession: The Cos of Adjusmen wih an Inernal Devaluaion, Cener for Economic and Policy Research, 2010, ( ). SOURCES OF FLUCTUATIONS IN REAL EXCHANGE RATES IN LITHUANIA, LATVIA AND POLAND IN THE CONTEXT OF THE GLOBAL FINANCIAL CRISIS Summary: Despie he fac ha all Cenral European counries are member saes of he European Union and have a common goal as o he moneary inegraion, which is euro adopion in he fuure, hey sick o various exchange rae regimes. The goal of his sudy is he idenificaion of srucural shocks behind he changes of real exchange raes in Lihuania, Lavia and Poland, i.e. counries ha chose o adop eiher hard peg or floaing. The analysis was carried ou wihin he framework of srucural vecor auoregression (SVAR) model and srucural shocks were divided ino hree caegories: supply, demand and moneary shocks. The main findings were as follows. Firsly, i urned ou ha real exchange raes were shaped by: (1) demand shocks before he EU accession of all hree counries and in he case of Poland also afer 2004; (2) supply shocks in he case of he Lihuanian li and he Lavian la afer Secondly, i was found ha in wo Balic saes a gradual eliminaion of overvaluaion of heir currencies ook place during he crisis alhough a he expense of a shif in he burden of an adjusmen on real oupu. In Poland real exchange rae oversho is free of (srucural) shocks pah a he iniial sage of he crisis and hen gradually adjused o i. Keywords: real exchange rae, sochasic model of an open economy, srucural shocks, vecor auoregression model.