Próba określenia czynników determinujących wyniki ocen wprowadzenia euro przez mieszkańców Unii Europejskiej

Transkrypt

1 Mieczysłw Kowerski Wyższ Szkoł Zrządzni I Administrcji w Zmościu Ewelin Włodrczyk Wyższ Szkoł Zrządzni I Administrcji w Zmościu Prób określeni czynników determinujących wyniki ocen wprowdzeni euro przez mieszkńców Unii Europejskiej Wstęp 1 styczni 2002 r. 12 pństw Unii Europejskiej: Austri, Belgi, Dni, Frncj, Grecj, Hiszpni, Holndi, Irlndi, Luksemburg, Niemcy, Portugli i Włochy zstąpiły swoje wluty europejskim euro. Wydrzenie to poprzedzone zostło brdzo długim okresem przygotowń i dyskusji, jko że decyzję o wprowdzeniu wspólnego pieniądz podjęto w formie podpisnego 7 lutego 1992 r. w Mstricht w Holndii trkttu w sprwie integrcji polycznej i gospodrczej pństw sygntriuszy. Wprowdzenie euro nie zkończyło dyskusji wśród mieszkńców tych pństw o prwidłowości podjętych decyzji i ndl budzi wiele kontrowersji. Tylko około połow mieszkńców dwunstki, któr wprowdził euro pozytywnie oceni tę decyzję, przy czym obserwuje się duże różnice w kceptcji euro przez mieszkńców poszczególnych pństw. W rtykule postwiono hipotezę, iż zróżnicownie ocen wprowdzeni euro w poszczególnych pństwch wynik z poziomu i temp ich rozwoju społeczno-gospodrczego. Hipotezę tę poddno weryfikcji, korzystjąc z wyników prowdzonych w ltch przez Komisję Europejską bdń nkietowych postrzegni wprowdzeni euro do obiegu gotówkowego 1 i estymując logowe modele pnelowe ze stłymi efektmi udziłów osób pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro. Zminy kceptcji wprowdzeni euro wśród mieszkńców Unii Europejskiej Od 2003 r. ośrodek bdni opinii publicznej Komisji Europejskiej Eurobrometr prowdzi nkietowe bdni postrzegni wprowdzenie do obiegu gotówkowego euro. W ltch bdnimi objęci byli wybrni losowo mieszkńcy 12 pństw, które w 2002 r. wprowdziły euro. W kżdym roku w nkiecie brł udził grup około 12 tys. osób, z czego 52% stnowiły kobiety, 48% mężczyźni. Grup docelow był w przedzile wiekowym od 15 roku życi wzwyż. Rys. 1. Struktur wiekow osób biorących udził w bdniu. 33% 27% 14% 26% > Źródło: Oprcownie włsne n podstwie bdń Eurobrometru.

2 Pństwo/ Rok Pod względem ztrudnieni wyróżniono: osoby prowdzące włsną dziłlność gospodrczą, kdrę zrządzjącą, prcowników fizycznych i niewykwlifikownych. Ntomist pod względem zmieszkni respondentów podzielono n trzy grupy: mieszkńców dużych mist-metropolii, mieszkńców mniejszych mist orz osoby ze stref podmiejskich i niezurbnizownych. Tb. 1. Udził osób pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro (dne procentowe). Uwg: Kolorem czerwonym zznczono njniższy kolorem niebieskim njwyższy odsetek pozytywnych ocen wprowdzeni euro w dnym roku. Źródło: W ltch njwiększy odsetek mieszkńców pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro wystąpił w Luksemburgu, który w 2006 r. zostł wyprzedzony przez Irlndię. Z kolei njmniej pozytywnych ocen wprowdzeni euro w ltch znotowno w Niemczech, w roku 2005 w Holndii, w roku 2006 w Grecji. Jednocześnie obserwuje się spdek kceptcji euro wrz z upływem czsu. Tb. 2. Zminy udziłów pozytywnych ocen wprowdzeni euro według wybrnych kryteriów. Kryterium Liczb bdnych osób Odsetek odpowiedzi pozytywnych w dnej ktegorii (%) Rok 2003 kobiety Płeć mężczyźni lt lt lt Wiek > 55 lt przedsiębiorcy kdr zrządzjąc prcownicy fizyczni Ztrudnienie prcownicy niewykwlifikowni mist-metropolie Miejsce mniejsze mist zmieszkni obszry podmiejskie i niezurbnizowne Rok 2004 kobiety Płeć mężczyźni lt lt lt Wiek > 55 lt Ztrudnienie przedsiębiorcy Austri Belgi Finlndi Frncj Grecj Hiszpni Holndi Irlndi Luksemburg Niemcy Portugli Włochy

3 Miejsce zmieszkni Płeć Wiek Ztrudnienie Miejsce zmieszkni Płeć Wiek Ztrudnienie Miejsce zmieszkni kdr zrządzjąc prcownicy fizyczni prcownicy niewykwlifikowni mist-metropolie mniejsze mist obszry podmiejskie i niezurbnizowne Rok 2005 kobiety mężczyźni lt lt lt > 55 lt przedsiębiorcy kdr zrządzjąc prcownicy fizyczni prcownicy niewykwlifikowni mist-metropolie mniejsze mist obszry podmiejskie i niezurbnizowne Rok 2006 kobiety mężczyźni lt lt lt > 55 lt przedsiębiorcy kdr zrządzjąc prcownicy fizyczni prcownicy niewykwlifikowni mist-metropolie mniejsze mist obszry podmiejskie i niezurbnizowne Źródło: Począwszy od 2003 r. przez kolejne 2 lt lepiej wprowdzenie euro w 12 krjch UE postrzegli mężczyźni. Sytucj t uległ zminie w 2006 r., kiedy to pond 56% z bdnych 6231 kobiet odpowiedził pozytywnie n zdne pytnie. Chociż mlejące, to njwiększe poprcie dl wprowdzeni euro utrzymuje się wśród osób njmłodszych. Lepiej wprowdzenie euro oceniją mieszkńcy mist metropollnych niż mniejszych mist i obszrów wiejskich. Spośród grup zwodowych njlepiej oceni wprowdzenie euro kdr zrządzjąc, njgorzej prcownicy fizyczni. Metodologi bdni W prezentownym bdniu przyjęto hipotezę, iż n ocenę wprowdzeni euro przez mieszkńców Unii Europejskiej istotny wpływ m zmienijąc się sytucj społeczno-ekonomiczn poszczególnych pństw. Do weryfikcji tej hipotezy zstosowno metody nlizy regresji, przy czym jko zmienną objśniną przyjęto odsetek osób pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro, ntomist jko zmienne objśnijące poziom rozwoju gospodrczego poszczególnych pństw mierzo-

4 ny wrtością produktu krjowego brutto n jednego mieszkńc, dynmiką rozwoju gospodrczego, stopą bezroboci orz stopą inflcji. Y udził mieszkńców i tego pństw pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro w roku t, 1 ilorz wrtości produktu krjowego brutto n jednego mieszkńc do wrtości średniej dl strefy euro w i tym pństwie w roku t, 2 tempo wzrostu produktu krjowego brutto w i tym pństwie w roku t w porównniu z rokiem t 1 w cench stłych w (%), 3 stop bezroboci w i tym pństwie w roku t, 4 stop inflcji w i tym pństwie w roku t. W związku z tym, iż zmienn objśnin jest unormown n przedził od 0 do 1, bdnie zleżności z pomocą njczęściej stosownego modelu regresji liniowej przestje być njwłściwszym nrzędziem nlizy 2. W tkiej sytucji brdzo często proponuje się zstosownie trnsformcji logowej 3. Jednocześnie dysponujemy dnymi dl tych smych pństw w ciągu kilku lt dne pnelowe. Zbiór dnych pnelowych m przewgę nd pojedynczym zbiorem dnych przekrojowych lub wielom zbiormi dnych przekrojowych dl niepowtrzjących się jednostek. Główn zlet dnych pnelowych to możliwość weryfikcji orz złgodzeni złożeń, które są domyślnie przyjmowne w nlizie dnych przekrojowych 4. Stąd też do nlizy przyczyn zmin ocen wprowdzeni euro przez mieszkńców 12 pństw strefy euro w ltch zstosowno logowy model pnelowy ze stłymi efektmi (fixed effects) przekrojowymi (cross-section) i czsowymi (time) postci: LogY j j... 3 k i t, /1/ gdzie: 0 stł dl cłego modelu, 1,..., j..., k prmetry informujące o wpływie poszczególnych zmiennych, mkroekonomicznych n udził mieszkńców pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro w ogólnej liczbie bdnych, i stły czynnik specyficzny dl i tego pństw, t stły czynnik czsowy, skłdnik losowy. Do oszcowni wrtości prmetrów zstosowno pnelową metodę njmniejszych kwdrtów z wykorzystniem odpornej metody obliczni błędów Whe. Przy czym złożono, że prmetry modelu winny być istotne sttystycznie i spełnić zsdę koincydencji 5. Do oceny istotności stłych efektów przekrojowych i czsowych zstosowno testy F orz 2. Dopsownie modelu do dnych empirycznych oceniono z pomocą współczynnik determincji R 2. Korzystjąc z oszcownego modelu logowego, możemy policzyć poziom prwdopodobieństw tego, że Y 1 to znczy poziom prwdopodobieństw, iż mieszkńcy i tego pństw w roku t pozytywnie ocenią wprowdzenie euro: 2 A.S. Goldberger, Teori ekonometrii, PWE, Wrszw, 1975, s Koncepcję trnsformcji logowej zproponowli w tblicch sttystycznych z 1938 r. Ronld A. Fischer ( ) orz Frnk Ytes. W 1944 roku fizyk i sttystyk Joseph Berkson wprowdził termin log. Berkson pokzł również, że model logowy dje podobne wynki jk model probowy. W nstępnych ltch J. Berkson był njwiekszym populryztorem tej koncepcji, z: A. Agresti, An Introduction to Ctegoricl Dt Anlysis, John Wiley & Sons, New York Chchester Brisbne Toronto Singpore 1996, s G.S. Mddl, Ekonometri, PWN, Wrszw 2006, s Z. Hellwig, Przechodniość relcji skorelowni zmiennych losowych i płynące stąd wnioski ekonometryczne, Przegląd Sttystyczny 1976, nr 1.

5 LogYˆ ( e p ˆ k k bi ct ) e LogYˆ ( k k bi c ), /2/ 1 e t 1 e gdzie: 0, 1,... k, bi, ct są oszcownimi odpowiednio prmetrów 0, 1,... k, i, t. Model logowy to liniowy model logu względem zmiennych objśnijących. Stąd też prmetr j jest pochodną logu względem j ( 1,2,..., ) i jego oszcownie interpretujemy podobnie, jk w liniowym modelu ekonometrycznym; wzrost wrtości j o jednostkę powoduje wzrost logu o j. Jednkże zminy smego logu są mło użyteczne w interpretowniu zmin bdnego zjwisk. Obliczmy więc pochodną prwdopodobieństw pˆ względem jednej ze zmiennych objśnijących j : pˆ j j ( 0 e [1 e Znk oszcowni prmetru kierunek wpływu zmiennej k k k k b i b c ) i t c t ] 2. /3/ j stojącego przy zmiennej i n Y. O ile kierunek zmin Y zleży od znku prmetru j w modelu logowym określ j, to wrtość prwdopodobieństw zmieni się wrz ze zminą wrtości cłego wektor relizcji zmiennych objśnijących. Dodtkowo dość często przy interpretcji oszcownych modeli logowych korzyst się z fktu, że 6 : pˆ pˆ / r, /4/ r j j Wzjemn relcj pochodnych zleży wyłącznie od wrtości prmetrów modelu. Stosunek wrtości prmetrów stojących przy zmiennych r orz j ozncz ile rzy większ jest rekcj pˆ n jednostkowy przyrost r w porównniu z rekcją pˆ n jednostkowy przyrost j. Do interpretcji modelu logowego wykorzystuje się również ilorz szns, który jest równy: pˆ ( k k bi ct ) Ilorz szns e. /5/ 1 pˆ Tk więc, jeżeli wrtość zmiennej j wzrośnie o jednostkę, to szns n to, że zmienn Y j j przyjmie wrtość 1, zmieni się e rzy. W przypdku, gdy e 1 mmy spdek ilorzu szns, j gdy e 1 jego wzrost. Wyniki estymcji modelu oceny wprowdzeni euro Obliczeni przeprowdzono dl 12 pństw w ltch Ozncz to, że dysponowliśmy N = 48 obserwcjmi. Obliczone dl tych dnych wrtości współczynników korelcji pokzują n istotną sttystycznie n poziomie co njmniej 0,005 dodtnią zleżność pomiędzy logem udziłu osób pozytywnie ocenijących wprowdzenie euro, poziomem rozwoju gospodrczego, mierzonym wrtością produktu krjowego brutto n jednego mieszkńc orz tempem wzrostu gospodrczego tkże n ujemną zleżność ze stopą bezroboci. Również ujemn jest zleżność ze stopą inflcji, le jest on nieistotn sttystycznie. Innymi słowy wprowdzenie euro jest lepiej ocenine w pństwch o wyższym poziomie rozwoju gospodrczego orz wyższej jego dynmice i o niższej stopie bezroboci. 6 Gruszczyński M., Modele i prognozy zmiennych jkościowych w finnsch i bnkowości, Oficyn Wydwnicz Szkoły Głównej Hndlowej w Wrszwie, Wrszw 2002, s. 60.

6 Tb. 3. Mcierz współczynników korelcji pomiędzy zmienną objśniną, potencjlnymi zmiennymi objśnijącymi (N = 48). Zmienne LOGIT_Y LOGIT_Y Wrtość 1,0000 Poziom istotności Wrtość 0,5318 1,0000 Poziom istotności 0, Wrtość 0,4145 0,4195 1,0000 Poziom istotności 0,0034 0, Wrtość -0,4002-0,5164-0,1036 1,0000 Poziom istotności 0,0048 0,0002 0, Wrtość -0,0743 0,0378 0,1723 0,0112 1,0000 Poziom istotności 0,6157 0,7986 0,2410 0, Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu EViews 5. Wrto również zwrócić uwgę n silną, ujemną zleżność pomiędzy potencjlnymi zmiennymi objśnijącymi 1 i 2 orz 1 i 3. Stosując metodę od ogółu do szczegółu orz korzystjąc z progrmu EViews 5, dokonno estymcji logowego modelu pnelowego ze stłymi efektmi (fixed effects), przekrojowymi (crosssection) i czsowymi (time) 7 dl 12 pństw w ltch Osttecznie optymlnym okzł się zbiór skłdjący się z dwóch zmiennych objśnijących: 2 orz 3 8. Zgodnie z oczekiwnimi prmetr przy zmiennej 2 jest dodtni, ntomist prmetr przy zmiennej 3 jest ujemny. Tb. 4. Wyniki estymcji logowego modelu pnelowego ze stłymi efektmi przekrojowymi i czsowymi oceny wprowdzeni euro przez mieszkńców 12 pństw w ltch (N = 48). Dependent Vrible: LOGIT_Y Method: Pnel Lest Squres Periods included: 4 Cross-sections included: 12 Totl pnel (blnced) observtions: 48 Whe cross-section stndrd errors & covrince (d,f, corrected) Coefficient Std, Error t-sttistic Prob, 0 0,2698 0,1712 1,5759 0, ,1355 0,0531 2,5515 0, ,0440 0,0207-2,1290 0,0413 R-squred 0,8602 Men dependent vr 0,3142 Adjusted R-squred 0,7880 S,D, dependent vr 0,5956 S,E, of regression 0,2742 Akike info crerion 0,5214 Sum squred resid 2,3312 Schwrz crerion 1,1841 Log likelihood 4,4864 Hnnn-Quinn crer, 0,7718 F-sttistic 11,9196 Durbin-Wtson stt 2,6703 Prob (F-sttistic) 0, Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu eviews 5. 7 Eviews 5 User s Guide, Qunttive Micro Softwre, LLC Irvine CA, 2004, s Zmienn 4 nie weszł do modelu ze względu n brdzo słbą zleżność ze zmienną objśniną, ntomist zmienn 1 ze względu n zbyt silne skorelownie ze zmienną 3 i co się z tym wiąże ze względu n brk koincydencji. Możemy powiedzieć, że zmienn 3 jest reprezentntem zmiennej 1.

7 Oszcowny model chrkteryzuje się wysoką jkością. Opisuje zmienność zmiennej objśninej w 86,02%. Posid istotne prmetry przy obu zmiennych objśnijących. Ilorz pochodnych prwdopodobieństw względem zmiennych 2 orz 3 wynosi: pˆ pˆ 0,1355 0,044 / 2 3, Ozncz to, że rekcj prwdopodobieństw pozytywnej oceny wprowdzeni euro n jednostkowy wzrost stopy wzrostu gospodrczego jest pond trzy rzy większ niż n jednostkowy spdek stopy bezroboci. Rys. 2. Wrtości empiryczne i teoretyczne (prw skl) orz reszty (lew skl) oszcownego modelu Residul Actul Fted Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu eviews 5. 2 Testy F orz pokzują, że istnieją stłe, specyficzne efekty przekrojowe orz czsowe. Ozncz to, iż oceny wprowdzeni euro zleżą nie tylko od dwóch wyspecyfikownych czynników mkroekonomicznych, le tkże od specyficznych cech pństw, którego mieszkńcy dokonywli tej oceny, jk również od roku oceny. Tb. 5. Wyniki testów stłych efektów. Redundnt Fixed Effects Tests Test cross-section nd period fixed effects Effects Test Sttistic d,f, Prob, Cross-section F 8, (11,31) 0,0000 Cross-section Chi-squre 67, ,0000 Period F 4, (3,31) 0,0148 Period Chi-squre 16, ,0011 Cross-Section/Period F 8, (14,31) 0,0000 Cross-Section/Period Chi-squre 77, ,0000 Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu eviews 5. Njwiększymi efektmi specyficznymi, wpływjącymi n obniżenie ocen wprowdzeni euro w stosunku do notownego temp wzrostu gospodrczego orz stopy bezroboci chrkteryzuje się Grecj, ntomist njwiększymi efektmi specyficznymi, wpływjącymi n podwyższenie ocen chrkteryzuje się Belgi. Innymi słowy, notowne w okresie bdni w Grecji tempo wzrostu gospodrczego i stop bezroboci wskzywłyby n lepszą ocenę efektów wprowdzeni euro niż było

8 to w rzeczywistości. Możn więc powiedzieć, że Grecy chrkteryzują się włsną negtywną oceną euro. Odwrotnie jest w Belgii, gdzie tempo wzrostu gospodrczego i stop bezroboci wskzywłyby n gorszą ocenę efektów wprowdzeni euro, le odpowiedzi Belgów są lepsze ze względu n ich włsny (specyficzny) optymizm w stosunku do tej wluty. Tb. 6. Oszcowne efekty specyficzne bdnych pństw (przekrojowe). Pństwo Specyficzny efekt przekrojowy Grecj -0,7291 Niemcy -0,5100 Holndi -0,4036 Włochy -0,1829 Portugli -0,1471 Austri -0,1333 Hiszpni -0,0461 Frncj 0,2141 Irlndi 0,3505 Finlndi 0,4981 Luksemburg 0,5047 Belgi 0,5846 Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu eviews 5. Z kolei czs mił zdecydownie negtywny wpływ n postrzegnie wprowdzeni euro. Tb. 7. Oszcowne specyficzne efekty czsowe. Specyficzny efekt czsowy , , , ,2800 Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu eviews 5. Korzystjąc z oszcownego modelu, przeprowdzono również szereg symulcji pokzujących wpływ obu zmiennych objśnijących n prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro. Przy czym, dokonując tych symulcji, przyjęto oszcowne przekrojowe wrtości specyficzne dl poszczególnych pństw orz zprognozowną poprzez przedłużenie trendu czsową wrtość specyficzną, któr wyniosł -0,4277. Tk więc przeprowdzone obliczeni odpowidją n pytnie, jkie byłoby prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro przy złożonych wrtościch obu zmiennych objśnijących i dlszym spdku kceptcji tej wluty w czsie.

9 Tb. 8. Zminy prwdopodobieństw pozytywnych ocen wprowdzeni euro w zleżności od ustlonych wrtości stopy wzrostu gospodrczego orz stopy bezroboci. Pństwo Stop bezroboci 3 = 0% 3 = 3% 3 = 6% 3 = 9% 3 = 12% Stop wzrostu gospodrczego 2 = -3% Grecj 0,173 0,155 0,139 0,124 0,110 Niemcy 0,207 0,186 0,167 0,149 0,133 Holndi 0,225 0,203 0,182 0,163 0,146 Włochy 0,266 0,241 0,217 0,196 0,176 Portugli 0,273 0,273 0,224 0,201 0,181 Austri 0,275 0,250 0,226 0,204 0,183 Hiszpni 0,293 0,267 0,242 0,218 0,196 Frncj 0,350 0,320 0,292 0,266 0,241 Irlndi 0,381 0,351 0,321 0,293 0,267 Finlndi 0,417 0,385 0,354 0,325 0,296 Luksemburg 0,418 0,387 0,356 0,326 0,298 Belgi 0,438 0,406 0,374 0,344 0,315 Stop wzrostu gospodrczego 2 = 0% Grecj 0,239 0,216 0,195 0,175 0,156 Niemcy 0,281 0,255 0,231 0,209 0,188 Holndi 0,303 0,276 0,251 0,227 0,204 Włochy 0,352 0,322 0,294 0,268 0,243 Portugli 0,360 0,360 0,302 0,275 0,249 Austri 0,363 0,333 0,305 0,277 0,252 Hiszpni 0,384 0,353 0,323 0,295 0,269 Frncj 0,447 0,414 0,383 0,352 0,323 Irlndi 0,481 0,448 0,416 0,384 0,353 Finlndi 0,518 0,485 0,452 0,419 0,388 Luksemburg 0,519 0,486 0,453 0,421 0,389 Belgi 0,539 0,506 0,473 0,440 0,408 Stop wzrostu gospodrczego 2 = 3% Grecj 0,321 0,293 0,266 0,241 0,218 Niemcy 0,370 0,340 0,311 0,283 0,257 Holndi 0,395 0,364 0,334 0,306 0,278 Włochy 0,449 0,417 0,385 0,354 0,325 Portugli 0,458 0,458 0,394 0,363 0,333 Austri 0,461 0,429 0,397 0,366 0,336 Hiszpni 0,483 0,450 0,418 0,386 0,355 Frncj 0,548 0,515 0,482 0,449 0,417 Irlndi 0,582 0,549 0,516 0,483 0,450 Finlndi 0,617 0,585 0,553 0,520 0,487 Luksemburg 0,619 0,587 0,555 0,522 0,489 Belgi 0,637 0,606 0,574 0,542 0,509 Stop wzrostu gospodrczego 2 = 6% Grecj 0,415 0,383 0,353 0,323 0,295 Niemcy 0,469 0,436 0,404 0,373 0,342 Holndi 0,495 0,462 0,430 0,398 0,367 Włochy 0,550 0,518 0,485 0,452 0,419 Portugli 0,559 0,559 0,493 0,461 0,428 Austri 0,563 0,530 0,497 0,464 0,431

10 Prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro Prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro Hiszpni 0,584 0,552 0,519 0,486 0,453 Frncj 0,645 0,615 0,583 0,551 0,518 Irlndi 0,676 0,646 0,616 0,584 0,552 Finlndi 0,707 0,679 0,650 0,619 0,588 Luksemburg 0,709 0,681 0,652 0,621 0,589 Belgi 0,725 0,698 0,669 0,640 0,609 Stop wzrostu gospodrczego 2 = 9% Grecj 0,516 0,483 0,450 0,417 0,386 Niemcy 0,570 0,537 0,504 0,471 0,439 Holndi 0,596 0,564 0,531 0,498 0,465 Włochy 0,648 0,617 0,585 0,553 0,520 Portugli 0,656 0,656 0,594 0,562 0,529 Austri 0,659 0,629 0,597 0,565 0,532 Hiszpni 0,678 0,649 0,618 0,586 0,554 Frncj 0,732 0,706 0,677 0,648 0,617 Irlndi 0,758 0,733 0,706 0,678 0,649 Finlndi 0,784 0,761 0,736 0,710 0,682 Luksemburg 0,785 0,762 0,737 0,711 0,683 Belgi 0,798 0,776 0,753 0,727 0,700 Źródło: Obliczeni włsne z wykorzystniem progrmu eviews 5. W njlepszej, złożonej sytucji społeczno-ekonomicznej, więc przy stopie wzrostu gospodrczego, wynoszącej 9% i zerowej stopie bezroboci orz spdjącym w czsie poprciu dl euro, prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro w Belgii wynosi 0,798, ntomist w Grecji tylko niezncznie przekrcz 0,5. Wrz ze wzrostem stopy bezroboci prwdopodobieństw te mleją. Rys. 3. Zminy prwdopodobieństw pozytywnej oceny wprowdzeni euro w zleżności od stopy wzrostu gospodrczego orz stopy bezroboci w Niemczech i Finlndii. 1,00 Niemcy 1,00 Finlndi 0,80 0,80 0,60 0,60 0,40 0,20 0,00 3=0 3=3 3=6 3=9 3=12-7,5-5,5-3,5-1,5 0,5 2,5 4,5 6,5 8,5 10,5 12,5 14,5 Stop w zrostu gospodrczego (%) 0,40 0,20 0,00 3=0 3=3 3=6 3=9 3=12-7,5-5,5-3,5-1,5 0,5 2,5 4,5 6,5 8,5 10,5 12,5 14,5 Stop wzrostu gospodrczego (%) Źródło: Obliczeni włsne. Mleją również prwdopodobieństw pozytywnych ocen wprowdzeni euro w przypdku obniżeni stopy wzrostu gospodrczego. W prezentownym przykłdzie przy stopie wzrostu gospodrczego wynoszącej -3% i 9% stopie bezroboci pozytywnie wprowdzenie euro oceniłby tylko co dziesiąty Grek i co trzeci Belg.

11 Prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro Prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro Prwdopodobieństwo pozytywnej oceny wprowdzeni euro Rys. 4 Porównnie zmin prwdopodobieństw pozytywnej oceny wprowdzeni euro w zleżności od stopy wzrostu gospodrczego i stopy bezroboci w Grecji, Hiszpnii i Belgii. 1,0 Stop beroboci 3 = 0 1,0 Stop bezroboci 3 = 6 1,0 Stop bezroboci 3 = 12 0,8 0,8 0,8 0,6 0,6 0,6 0,4 0,2 0,0 Grecj Hiszpni Belgi -7,5-5,5-3,5-1,5 0,5 2,5 4,5 6,5 8,5 10,5 12,5 14,5 Stop w zrostu gospodrczego (%) 0,4 Grecj Hiszpni 0,2 Belgi 0,0-7,5-5,5-3,5-1,5 0,5 2,5 4,5 6,5 8,5 10,5 12,5 14,5 Stop w zrostu gospodrczego (%) Źródło: Obliczeni włsne. 0,4 0,2 0,0 Grecj Hiszpni Belgi -7,5-5,5-3,5-1,5 0,5 2,5 4,5 6,5 8,5 10,5 12,5 14,5 Stop wzrostu gospodrczego (%) Podsumownie Przeprowdzone bdni potwierdziły, że ocen wprowdzeni euro w pństwch strefy euro w ltch zleżł od sytucji społeczno-gospodrczej poszczególnych pństw, le również od specyficznego stosunku mieszkńców tych pństw do tego wydrzeni. Njbrdziej negtywnie do nowego pieniądz europejskiego odnoszą się mieszkńcy Grecji, ntomist njbrdziej pozytywnie mieszkńcy Belgii. Lertur Agresti A., An Introduction to Ctegoricl Dt Anlysis, John Wiley & Sons, New York Chichester Brisbne Toronto Singpore Bukowski S., Stref euro, PWE, Wrszw Eviews 5 User s Guide, Qunttive Micro Softwre, LLC Irvine CA, Goldberger A.S., Teori ekonometrii, PWE, Wrszw, Gruszczyński M., Modele i prognozy zmiennych jkościowych w finnsch i bnkowości, Oficyn Wydwnicz Szkoły Głównej Hndlowej w Wrszwie, Wrszw Hellwig Z., Przechodniość relcji skorelowni zmiennych losowych i płynące stąd wnioski ekonometryczne, Przegląd Sttystyczny 1976, nr 1. Mddl G. S., Ekonometri, PWN, Wrszw Temperton P., Euro wspóln wlut, PWE, Wrszw Wójcik C., Integrcj ze Strefą Euro, PWE, Wrszw Żeromski W., W lbiryncie euro, wyd. Norton, Wrocłw Stron internetow