Bank i Kredy 47(6), 2016, 585-620 Ekspor, impor i kurs złoego: 2000 2014 Rober Kelm* Nadesłany: 15 kwienia 2016 r. Zaakcepowany: 3 października 2016 r. Sreszczenie Gwałowna deprecjacja złoego i wzros eksporu neo w laach 2008 2009 zdają się powierdzać ezę, że reżim płynnego kursu waluowego umożliwił znaczny wzros konkurencyjności cenowej w apogeum kryzysu subprime i odizolował gospodarkę Polski od negaywnych zewnęrznych szoków popyowych. Podsawową słabością akiej argumenacji jes o, że zawęża ona lisę deerminan handlu zagranicznego Polski do wahań popyu i cen relaywnych oraz ignoruje wpływ czynników o charakerze podażowym. W arykule podjęo próbę oszacowania rzeczywisej skali oddziaływania popyu, podaży oraz kursu waluowego na impor i ekspor. Słowa kluczowe: handel zagraniczny, kurs waluowy, wekorowy model koreky błędem JEL: F14, C51, C31 * Uniwersye Łódzki, Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny, Kaedra Modeli i Prognoz Ekonomerycznych; e-mail: emfrok@uni.lodz.pl.
586 R. Kelm 1. Wsęp Wahania kursu złoego w apogeum kryzysu finansowego wywołanego załamaniem rynku kredyów subprime w Sanach Zjednoczonych w 2008 r. i ponowna deprecjacja złoego w drugiej połowie 2011 r. wywołały ożywioną dyskusję na ema kursu równowagi złoego, kóra jak doąd nie doprowadziła do sformułowania osaecznych wniosków. Zgodnie z pierwszą z dwóch skrajnych inerpreacji osłabienie złoego podczas kryzysu subprime miało charaker najwyżej średniookresowy. W dłuższej perspekywie większego znaczenia nabierze zaem ponownie konwergencja realna (w uproszczeniu: efek Balassy-Samuelsona), kórej skukiem będzie powró kursu realnego na ścieżkę aprecjacyjną zapewniającą równowagę. Według przeciwnej koncepcji deprecjacja złoego z przełomu 2008 i 2009 r. była procesem równoważącym rynek waluowy. Ze względu na o, że od 2009 r. obserwowane jes wyższe niż przed kryzysem ryzyko globalne, kurs złoego oscyluje obecnie wokół nowego, zdeprecjonowanego poziomu równowagi. Dyskusja o kursie równowagi z naury jes obciążona subiekywnie definiowanymi warunkami równowagi i może być ineresująca ylko wedy, gdy poencjalny dysparye kursu waluowego będzie oddziaływać na realną sferę gospodarki. Wadą ezy o silnym wpływie kursu realnego na ekspor i impor jes o, że choć sugesywna ma ona charaker ad hoc. Nawe w najbardziej uproszczonych badaniach empirycznych oparych na modelu niedoskonałych subsyuów wahania eksporu i imporu w pierwszej kolejności wiąże się ze zmianami popyu, a flukuacjom kursu waluowego i cen relaywnych przypisuje się mniejsze, zazwyczaj krókookresowe znaczenie. Rozszerzenie analiz na współczesne eorie handlu zagranicznego sprawia, że i a perspekywa okazuje się niewysarczająca. Modele opare na nowej i nowszej eorii handlu zagranicznego (odpowiednio: new rade heory, NTT, oraz new-new rade heory, NNTT; por. Helpman, Krugman 1985; Meliz 2003) jednoznacznie wskazują na zależność imporu i eksporu od akich czynników, jak skala konkurencji monopolisycznej, urozmaicenie ofery eksporowej, zróżnicowanie produkywności firm czy sopień fragmenacji produkcji w ramach globalnych łańcuchów warości dodanej (global value chains, GVC). Z ych przyczyn wnioskowanie o wpływie realnego kursu waluowego na impor i ekspor musi uwzględniać poencjalne oddziaływanie na obie e zmienne czynników, kóre roboczo można określić jako podażowe. We wszyskich inerpreacjach wynikających z NTT i NNTT i uwzględniających GVC pierwszoplanowa saje się konkurencja pozacenowa, kóra może osłabiać znaczenie konkurencji cenowej powiązanej z wahaniami kursu realnego. Ramy badań empirycznych są zaem dobrze określone: wiarygodna kwanyfikacja wpływu kursu waluowego na wolumeny imporu i eksporu wymaga poszerzonej analizy ekonomerycznej, w kórej zosaną uwzględnione wszyskie poencjalne współzależności między eksporem a imporem i ich najważniejszymi deerminanami. Tylko w akim przypadku możliwe jes oszacowanie wrażliwości obu zmiennych na wahania kursu oraz ocena, w jakim sopniu dososowania kursowe mogą amoryzować egzogeniczne szoki. W opracowaniu przedsawiono ekonomeryczny model imporu i eksporu, do kórego skonsruowania wykorzysano meody analizy koinegracyjnej dla okresu lipiec 2000 grudzień 2014 r. Podsawowym celem badań było udzielenie odpowiedzi na pyanie o o, czy w warunkach posępującej globalizacji poliyka kursowa w małej owarej gospodarce może efekywnie oddziaływać na saldo handlu zagranicznego i ym samym współkszałować jeden z głównych wskaźników poliyki makroosrożnościowej, kórym jes udział długu zagranicznego w PKB. W badaniach posawiono i zweryfikowano szczegółowe hipoezy badawcze. Celem analiz było swierdzenie, czy kurs waluowy był najważniejszą
Ekspor, impor i kurs złoego... 587 deerminaną imporu i eksporu w apogeum kryzysu subprime (2008 2009). Badania były akże nakierowane na uzyskanie odpowiedzi na pyanie, czy realny kurs złoego wpływa na impor i ekspor w sposób nieprzerwany, czy może jego oddziaływanie zaznacza się jedynie w okresach największych odchyleń od kursu paryeowego. Gdyby bowiem analiza powierdziła ylko okresowe (przy największych dysparyeach) lub nieprzerwane, ale różnokierunkowe oddziaływanie kursu realnego na ekspor i impor (j. naprzemienne wspieranie lub osłabianie eksporu i imporu), o aki wynik podważałby ezę o rwałym niedowarościowaniu złoego po kryzysie subprime. Trzecim wąkiem podjęym w badaniach była analiza wpływu czynników podażowych na ekspor i impor, a w szczególności wyjaśnienie, jaką rolę w kszałowaniu handlu zagranicznego odgrywają procesy obserwowane w ramach GVC. Ilusrując en problem badawczy, można już w ym miejscu sformułować hipoezę, że dososowania kursowe rzeczywiście zneuralizowały zewnęrzne szoki w laach 2008 2009 i 2011 2012. Ich najważniejszym skukiem nie był jednak wzros dynamiki eksporu (kórą sabilizował ekspor realizowany w ramach GVC), lecz głęboki spadek imporu, w ym imporu inwesycyjnego. Powierdzenie akiej ezy pozwoliłoby dosrzec negaywne skuki gwałownych dososowań kursowych. Srukura arykułu odpowiada posawionym celom badawczym. W nasępnym punkcie przedsawiono eoreyczne ramy empirycznych badań imporu i eksporu. Zaakcenowano znaczenie czynników podażowych w kszałowaniu handlu zagranicznego. Wyniki analiz modelu zagregowanego imporu i eksporu przedsawiono w punkcie rzecim. Omówiono w nim meodykę badań, problemy związane z doborem zmiennych aproksymujących deerminany imporu i eksporu oraz wyniki esymacji wskazujące na nieprzydaność modeli agregaowych do analiz imporu i eksporu Polski. W punkcie czwarym przedsawiono wyniki zasosowania modelu, w kórym impor i ekspor zdekomponowano na składniki kszałowane wewnąrz pionowo zinegrowanych łańcuchów produkcyjnych i poza nimi. Omawiane są hipoezy badawcze, wyniki analiz koinegracyjnych i własności modelu. Te osanie są konfronowane z badaniami prowadzonymi przez innych auorów. W zakończeniu sformułowano najważniejsze wnioski. 2. Teoreyczne podsawy ekonomerycznych modeli handlu zagranicznego W sandardowych (choć w świele nowej i nowszej eorii handlu zagranicznego nazby uproszczonych) ekonomerycznych makroanalizach imporu i eksporu punkem wyjścia są modele popyu, w kórych zgodnie z propozycjami Armingona (1969) zakłada się niedoskonałość subsyucji między dobrami krajowymi a dobrami zagranicznymi. Badania koncenrują się na problemie maksymalizacji użyeczności reprezenaywnego konsumena, kóry konsumuje dobra krajowe lub zagraniczne (szczegóły np. w: Lord 1991, s. 36 43). Przy sandardowym ograniczeniu budżeowym idenyfikowana jes relacja równowagi, zgodnie z kórą impor jes funkcją popyu i relaywnych cen 1 : m = η d θ M M p Q (1) η θ 1 Teoreyczne podsawy popyowych funkcji imporu i eksporu są idenyczne; podobnie jes w przypadku modeli podażowych. W celu uproszczenia dalszych rozważań wyprowadzenie popyowych modeli handlu zagranicznego przedsawiono na przykładzie imporu, a modeli podażowych na przykładzie eksporu. Małymi lierami łacińskimi oznaczono logarymy nauralne zmiennych.
588 R. Kelm gdzie: m impor, d popy krajowy, p Q relacja cen dóbr imporowanych do cen ich krajowych subsyuów, paramery: η, θ > 0, = 1,..., T. M M Posać wynikowej funkcji θ imporu zależy od założeń co do preferencji konsumenów. Przyjęcie wygodnego, sandardowego w modelach eoreycznych, założenia o sałości sóp subsyucji (consan elasiciy of subsiuion, CES) implikuje homoeyczność preferencji oraz długookresową homogeniczność imporu i dochodu (popyu). Preferencje CES upraszczają model (1) do posaci, w kórej udział imporu w popycie jes funkcją relaywnych cen: Q m = θ (2) d M p Przyjmijmy dodakowo, że w długim okresie relacja między cenami w zagranicznym oraz w krajowym sekorze dóbr wymiennych (radables) jes deerminowana przez wahania realnego kursu waluowego, p Q * = ( p + b) p (gdzie: b cena jednoski waluy zagranicznej w walucie krajowej, p i p * indeksy cen radables w kraju i za granicą), kóry z kolei oscyluje wokół poziomu zgodnego z paryeem siły nabywczej walu (purchsing power pariy, PPP). Tak skonsruowany model eoreyczny będzie się cechował sabilnym udziałem imporu w popycie w długim okresie. Podsawowym ograniczeniem naszkicowanego wyżej modelu eoreycznego jes o, że ma on charaker srice długookresowy, a konsruowane na jego podsawie modele empiryczne nie będą budzić zasadniczych konrowersji jedynie w przypadku wykorzysania długich szeregów czasowych. I rzeczywiście, przegląd badań ekonomerycznych prowadzonych od dziesiąków la (Houhakker, Magee 1969; Goldsein, Khan 1985; Marquez 1990; Clarida 1994; Hooper, Johnson, Marquez 2000; Bussière i in. 2013) powierdza, że przyjęcie perspekywy długookresowej w empirycznych analizach imporu, w kórych wykorzysuje się szeregi czasowe o ypowej długości, ma wąłe podsawy. Oszacowania parameru η M, okazują się w większości przypadków większe i jednocześnie saysycznie isonie różne od jedności. Taką regularność w danych rudno zignorować co najmniej z dwóch powodów. Po pierwsze, może ona podważać założenie o homoeyczności preferencji reprezenaywnego konsumena. Po drugie, wykorzysanie w badaniach szeregów czasowych o średniej długości wymaga uwzględnienia oddziaływania na impor czynników średniookresowych, gdyż ylko w akim przypadku można uniknąć obciążeń oszacowań paramerów wynikających wyłącznie z niedokładności specyfikacji równania (1). Podsumowując: założenie o preferencjach CES upraszcza eoreyczne analizy deerminan handlu zagranicznego, ale jednocześnie może pozosawać w sprzeczności z procesami deerminującymi własności ych sysemów w krószych okresach. W kryyce preferencji CES zwraca się uwagę na ich uproszczony, ilusracyjny charaker i na o, że sałość elasyczności subsyucji wymaga przyjęcia sekwencji nieweryfikowanych hipoez podrzymanych. Dlaego w analizach empirycznych sosuje się akże rozwiązania opare na innych funkcjach użyeczności. Jedno z nich polega na wykorzysaniu proponowanych przez Houhakkera (1960) addyywnych, niehomoeycznych preferencji ypu addilog: αh αm H H M M U ( H, M ) = + 1 α 1 α H M 1 1 (3)
Ekspor, impor i kurs złoego... 589 Reprezenaywny konsumen konsumuje dobro krajowe H i imporowane M, a jego preferencje H M są modyfikowane przez sacjonarne szoki i (Ogaki 1992; Clarida 1994). Warunki równowagi opisuje równanie: α Q m H = d θ M p (4) α M w kórym α H i α M są paramerami zakrzywienia (curvaure parameers) ścieżek konwergencji sysemu do równowagi długookresowej, a ich odwroność można inerpreować jako międzyokresową elasyczność subsyucji między dobrami krajowymi a dobrami imporowanymi. Użyeczność funkcji (4) w analizach imporu wynika sąd, że z jednej srony nie wyklucza ona formalnego powierdzenia prawdziwości długookresowej zależności (2) za pomocą sformalizowanych esów saysycznych, z drugiej zaś poszerza możliwości inerpreacji wyników badań empirycznych, w kórych resrykcja homogeniczności jes odrzucana. Clarida (1994) wskazuje na związek między oszacowaniami paramerów równowagi a długością badanego okresu oraz akcenuje zmienność elasyczności dochodowej i cenowej w czasie. Argumenacja jes nasępująca: wraz ze wzrosem udziału wydaków na impor w wydakach ogółem oszacowania elasyczności η M i θ M powinny maleć, przy czym oceny elasyczności dochodowej powinny zbiegać do 1, a oszacowania elasyczności cenowej maleć do granicznej warości -1. Przyjęcie akiej perspekywy oznacza, że wraz wydłużaniem okresu analizy 1 udział imporu w popycie powinien się sabilizować, a oceny elasyczności ηm = αh αm uzyskiwane na podsawie coraz dłuższych szeregów czasowych powinny zbiegać do jedności, j. η M, T 1, gdzie T T T jes okresem, od kórego sabilizuje się imporochłonność m d. η Zasąpienie funkcji długookresowej (2) jej uogólnieniem (4) oznacza, że większą rolę w modelu odgrywają czynniki oddziałujące na impor w średnim okresie. Modyfikacje mogą być dwojakie, a osaeczna posać modelu empirycznego zależy od ego, czy średniookresowe deerminany imporu są zmiennymi obserwowalnymi. W pierwszym przypadku, gdy deerminany średniookresowe są nieobserwowalne, operacjonalizacja modelu (5) może polegać na uzmiennieniu w czasie elasyczności dochodowej imporu: Q = d θ p (5) m η M, M Endogenizacja elasyczności η M, może wówczas η przebiegać η ak jak w propozycjach Halla i in. (2013), przedsawionych w konekście analiz paryeu siły nabywczej walu. Zmienność parameru η M, jes de faco konsekwencją błędów specyfikacji, polegających na pominięciu ważnych zmiennych objaśniających. Niezbędna jes zaem empiryczna idenyfikacja czynników decydujących o zmienności dochodowej elasyczności imporu (coefficien drivers) i rozszerzenie modelu (5) o równanie sochasyczne opisujące zmiany η M,. Takie podejście daje możliwość formalnej weryfikacji dwóch komplemenarnych hipoez badawczych, j. hipoezy Claridy (1994) o zbieżności η M, do jedności w długim okresie oraz hipoezy długookresowej homogeniczności. W ym osanim przypadku należy oddzielić oszacowanie długookresowej dochodowej elasyczności imporu ηˆm ( bias-free componen) od zakłóceń ηˆm, ηˆm wynikających z niekompleności modelu, a nasępnie przeprowadzić formalny es hipoezy η M = 1. Druga modyfikacja modelu (4) polega na bezpośrednim uwzględnieniu zmiennych oddziałujących na impor w krószych horyzonach czasowych. Właściwym punkem wyjścia do dalszych rozważań jes w ym przypadku analiza wpływu na handel zagraniczny mechanizmów wskazywanych przez nową eorię handlu zagranicznego, kóre można roboczo określić jako mechanizmy podażowe.
590 R. Kelm 2.1. Rozszerzenia modelu popyowego Teoreyczne podsawy podażowych modeli handlu zagranicznego są dobrze rozpoznane (np. Lord 1991, s. 49 52). Punkem wyjścia jes analiza srukury rynku, na kórym funkcjonuje eksporer, i określenie mechanizmów kszałujących ceny eksporowanych owarów. Z dopuszczalnym uproszczeniem można przyjąć, że eksporer jes biorcą cen na rynku świaowym P *, kóre przy usalonym kursie waluowym B i wolumenie eksporu E określają przychody z eksporu P * BE. Technologię produkcji dóbr eksporowych opisuje dwuczynnikowa funkcja CES, E = A ( δ K + (1 δ ) L ), gdzie K i L oznaczają S TFP τ / kapiał i pracę; δ,, τ paramery, 0 < δ < 1, τ > 0, > 0. Koszy produkcji eksporowej są równe wynagrodzeniu czynników produkcji P δk + P τl. Jeżeli przy powyższych założeniach eksporer K L 0 δ 1, maksymalizuje użyeczność: U ( P, E ) P K L U ( P, E ) = P * B E P K P L (6) o długookresowa krzywa podaży: γ PM Q TFP e = s + γ p + a (7) E wskazuje na zależność eksporu od rzech zmiennych. Pierwsza z nich, s PM, jes miarą monopolizacji rynków dóbr eksporowanych. Zgodnie z predykcjami sandardowego modelu konkurencji monopolisycznej wzros s PM pociąga za sobą spadek podaży dóbr eksporowych. Kierunek oddziaływania cen relaywnych p Q na podaż eksporu zależy od efeków skali mierzonych przez paramer τ. Ponieważ γ E = τ /(1 τ), wzros relaywnych cen przyczyni się do wzrosu podaży owarów eksporowanych znajdujących się w ofercie od dłuższego czasu, wywarzanych w gałęziach radycyjnie eksporowych, kórych τ produkcja charakeryzuje się malejącymi efekami skali, 0 < τ < 1. Przy sałych efekach skali τ = 1 zmiany cen są neuralne względem podaży eksporu. Przypadek rosnących efeków skali τ >1 jes mniej inuicyjny, gdyż wzrosowi cen p Q owarzyszy ograniczanie podaży owarów eksporowych. Ta osania własność modelu podażowego (7) oraz ujemna zależność podaży eksporu od sopnia zmonopolizowania rynku s PM są pozornie sprzeczne ze wskazaniami nowej eorii handlu zagranicznego Krugmana i Helpmana (Krugman 1980, 1981; Helpman 1981; Helpman, Krugman 1985; akże Cieślik 2000). W odróżnieniu od radycyjnych modeli oparych na ideach Ricardo oraz Heckshera i Ohlina, w kórych o isnieniu handlu zagranicznego decydują różnice w wyposażeniu w czynniki produkcji, nowa eoria handlu zagranicznego jes budowana wokół modelu konkurencji monopolisycznej z rosnącymi efekami skali. Takie podejście pozwala poznać przyczyny dynamicznego wzrosu handlu zagranicznego, obserwowanego od la 70. ubiegłego wieku i nieznajdującego wyjaśnienia w modelach Ricardo i Heckshera-Ohlina. Umożliwia również zrozumienie, dlaczego handel en miał przede wszyskim charaker wewnąrzgałęziowy i był prowadzony przez gospodarki o zbliżonym wyposażeniu w czynniki produkcji. Kluczowe dla zrozumienia predykcji modeli NTT są proponowane przez Spence a (1976), Dixia i Sigliza (1977) oraz Lancasera (1980) założenia co do preferencji konsumenów. Jeśli konsumen jes zaineresowany zakupem wszyskich odmian dobra zróżnicowanego ( love of variey model; Spence 1976; Dixi, Sigliz 1977) lub preferuje odmianę dobra zróżnicowanego zbliżoną do subiekywnie definiowanego ideału (commodiy characerisics approach; Lancaser 1980), o w warunkach konkurencji monopolisycznej nasępuje różnicowanie ofery handlowej i kraje specjalizują się w produkcji zróżnicowanych dóbr finalnych. Odnosząc ę własność modeli NTT do funkcji podaży eksporu (7),
Ekspor, impor i kurs złoego... 591 ławo zauważyć, że zmienna α TFP musi aproksymować w niej nie ylko łączną produkywność czynników produkcji w sekorze eksporowym, ale również wszyskie e zmiany po sronie podaży, kóre prowadzą do pojawiania się nowych odmian dóbr zróżnicowanych. Specjalizacja krajów w produkcji wybranych odmian dóbr zróżnicowanych jes pierwszą z ych własności modeli NTT, kóre przesądzają o ym, że w ekonomerycznych badaniach handlu zagranicznego niezbędne jes sosowanie mieszanych, popyowo-podażowych funkcji imporu i eksporu. Drugą jes fragmenacja pionowo zinegrowanych procesów produkcyjnych, implikująca specjalizację krajów w produkcji dóbr pośrednich, powsawanie pionowych łańcuchów wymiany międzynarodowej GVC oraz inensyfikację handlu dobrami pośrednimi. Teoreyczne badania nad rolą minimalizacji koszów pionowo zinegrowanych przedsiębiorsw międzynarodowych w handlu dobrami pośrednimi zapocząkował Helpman (1984), a rozwinęli je m.in. Helpman i Krugman (1985), Grossman i Helpman (1989), Zhang i Markusen (1999) oraz Helpman, Meliz i Yeaple (2004); por. Cieślik (2008a) oraz bliźniacze opracowania Cieślik (2008b, 2013). Zgodnie z wnioskiem wspólnym dla ych badań międzynarodowa fragmenacja produkcji zapewnia minimalizację koszów, gdy inensywność wykorzysania czynników produkcji na poszczególnych eapach wywarzania dobra finalnego jes na yle duża, że handel zagraniczny nie jes w sanie doprowadzić do wyrównania wynagrodzeń ych czynników. W akich przypadkach nasępuje fragmenacja produkcji, kóra polega na lokowaniu jej określonego eapu w kraju zasobnym w czynniki produkcji najinensywniej wykorzysywane właśnie na ym eapie. Wskazanie kanałów, kórymi fragmenacja produkcji podnosi zdolność do produkcji eksporowej a TFP, w równaniu (7) nie jes kłopoliwe, jeśli sosuje się modele nowszej eorii handlu zagranicznego NNTT. Przypomnijmy zaem, że udosępnienie w laach 90. ubiegłego sulecia szczegółowych danych mikroekonomicznych doprowadziło do idenyfikacji ograniczeń modeli NTT, z kórych najważniejsze okazało się ignorowanie heerogeniczności firm w ramach ej samej gałęzi. Zgodnie z propozycjami Meliza (2003), kórych rozwinięciem jes nowsza eoria handlu zagranicznego, analizy eksporu powinny uwzględniać nie ylko zróżnicowanie produkywności firm, lecz również związek między udziałem koszów sałych w danej firmie a decyzją o wejściu na rynki międzynarodowe, a akże fak, że w eksporcie bierze udział sosunkowo niewielki odseek firm o najwyższej produkywności (Helpman, Meliz, Yeaple 2004; Bernard i in. 2007). Bezpośrednie uwzględnienie wskazań modeli NNTT w analizach prowadzonych na poziomie makroekonomicznym jes kłopoliwe. Możliwe jes jednak pośrednie powiązanie zgodnego z NNTT faku, iż w handlu międzynarodowym dominującą rolę odgrywają korporacje międzynarodowe (mulinaional corporaions, MNC), z fakem, że ich duża część alokuje swoje zasoby w drodze pionowych inwesycji bezpośrednich (verical foreign direc invesmen, Helpman 1984) w krajach różniących się relaywnym wyposażeniem w czynniki produkcji. Z ej perspekywy rozważenie bezpośrednich inwesycji zagranicznych (dalej: FDI) jako czynnika poencjalnie współkszałującego zdolności eksporowe α TFP nie budzi wąpliwości. Należy jednak zasrzec, że kierunek oddziaływania zagregowanych bezpośrednich inwesycji zagranicznych na wielkość handlu zagranicznego danej gospodarki jes niejednoznaczny. Gdy inwesycje bezpośrednie są dokonywane w ramach pionowo zinegrowanych przedsiębiorsw międzynarodowych, wzros ich skali będzie symulował wzros podaży eksporu oraz pobudzał wzros handlu zagranicznego w ramach globalnych łańcuchów warości dodanej. Jeśli jednak celem bezpośrednich inwesycji zagranicznych jes inegracja przedsiębiorsw znajdujących się na ym samym poziomie łańcucha podaży (inegracja pozioma), o skukiem wzrosu FDI będzie spadek handlu. Zgodnie z modelem kapiału wiedzy sworzonym przez Markusena (knowledge capial model, Markusen 2002, rozdz. 7; akże Cieślik 2009) subsyucja między FDI a handlem zagra-
592 R. Kelm nicznym wysąpi w przypadku inwesycji zagranicznych dokonywanych w krajach o podobnym wyposażeniu w czynniki produkcji. Z kolei komplemenarność jes bardziej prawdopodobna, gdy inwesycje mają miejsce w krajach o odmiennej srukurze ych czynników. 2.2. Rola kursu waluowego w kszałowaniu imporu i eksporu Oddziaływanie kursu waluowego na wolumeny imporu i eksporu dokonuje się za pośrednicwem zmian cen relaywnych. Wskazania modelu popyowego (1) i modelu podażowego z malejącymi efekami skali (7) są zbieżne: przy usalonych cenach dewizowych zagranicy p * i cenach krajowych p nominalna deprecjacja waluy krajowej (wzros b) powoduje wzros krajowych cen imporu p * + b i spadek dewizowych cen krajowego eksporu p b. Skukiem jes, odpowiednio, spadek imporu i wzros eksporu. Kierunek oczekiwanych zmian imporu i eksporu w odpowiedzi na wahania kursu nominalnego nie budzi konrowersji. Sprawia o, że predykcje obu modeli są obecnie posrzegane w kaegoriach sylizowanych faków. Odpowiedź na pyanie o rolę kursu waluowego w kszałowaniu imporu i eksporu nie jes jednak oczywisa. Wąpliwości co do roli, jaką kurs waluowy odgrywa w kszałowaniu imporu i eksporu, najławiej omówić, odwołując się do modelu (1), w kórym o wolumenie imporu współdecydują relaywne ceny p Q i cenowa elasyczność imporu θ M. Zgodnie z najprosszym podejściem, nawiązującym do hipoezy PPP, odchylenia kursu nominalnego b od relacji cen krajowych i zagranicznych p p * indukują arbiraż cenowy, kórego skukiem są bilansujące się przepływy owarów i usług w handlu międzynarodowym. Załóżmy, że gospodarka zagraniczna jes znacznie większa od gospodarki krajowej, podrzymując ym samym założenie o egzogeniczności cen zagranicy. Ławo zauważyć, że długość okresu, w kórym kurs realny q = b (p p * ) pozosaje w nierównowadze i oddziałuje na wolumeny imporu i eksporu, zależy od empa, w jakim kurs nominalny i ceny krajowe dososowują się do równowagi długookresowej q = 0. Zgodnie z ruynowym podejściem, zakładającym prawdziwość hipoezy racjonalnych oczekiwań i uwzględniającym fak, że nominalny kurs waluowy charakeryzuje się dużą zmiennością, odchylenia kursu realnego q od paryeu powinny być krókorwałe. Oddziaływanie cen relaywnych p Q na impor i ekspor powinno mieć zaem charaker srice krókookresowy. Empiria przeczy ej ezie. Jednym ze sylizowanych faków formułowanych na podsawie wyników weryfikacji hipoezy PPP jes duża rwałość odchyleń kursu realnego od paryeu, kórą rudno wyjaśnić w ramach hipoezy racjonalnych oczekiwań i kóra częso jes określana mianem zagadki PPP (PPP puzzle). Jej rozwiązanie zaproponował Frydman i Goldberg. Zgodnie z hipoezą gospodarki wiedzy niedoskonałej (imperfec knowledge economics; por. Frydman, Goldberg 2007; akże Kelm 2013, rozdz. 4) immanenną cechą realnych kursów waluowych są ich długorwałe dryfy, wynikające z psychologicznych uwarunkowań uczesników rynku waluowego. Realne kursy waluowe nie wykazują endencji do powrou do poziomu równowagi w średnim okresie. Oznacza o, że permanenny dysparye waluowy powinien się przekładać na dodakowe, niezależne od wahań popyu i podaży, srumienie dóbr w handlu zagranicznym. Czynnikiem osłabiającym wpływ kursu waluowego na impor i ekspor może być niepełne odzwierciedlenie zmian kursu nominalnego w krajowych cenach imporu i eksporu. W doychczasowych rozważaniach założono, że ceny imporu i eksporu są ożsame z ogólnymi indeksami cen p i p *, co implikowało równość p Q = q. W krószych horyzonach czasowych rajekorie krajowych cen imporu p M i eksporu p E mogą się różnić od ścieżki deflaora p. Możliwe jes na przykład sosowanie przez firmy
Ekspor, impor i kurs złoego... 593 sraegii pricing-o-marke, okresowo zaburzających relacje cen w handlu zagranicznym. W dłuższych okresach o wahaniach cen w handlu zagranicznym zaczyna dodakowo decydować specjalizowanie się krajów w produkcji określonych dóbr finalnych lub dóbr pośrednich. Kraj współkszałuje wówczas M * E * ceny imporu: p = λ p ( 1 M + λ M )( p + b), i eksporu: p = λ E p + ( 1 λe )( p + b). Wagi λm i λ E przyjmują warości z przedziału (0, 1), a zaem wahania cen relaywnych w imporcie i eksporcie będą QM Q mniejsze od wahań realnego kursu waluowego: p = (1 λ λ QE Q ) λ M p, p = λ E p. Mniejsza wariancja cen relaywnych p QM i p QE może powodować, że powierdzenie isnienia zależności imporu i eksporu od wahań kursu waluowego λ bywa kłopoliwe. Inną przyczyną urudniającą pozyywną weryfikację hipoezy o wpływie kursu waluowego na impor i ekspor są niezerowe koszy ransakcyjne. Zgodnie z najważniejszym wnioskiem formułowanym we współczesnych badaniach hipoezy PPP (Kelm 2013, rozdz. 3, a akże Kelm 2015) koszy ransakcyjne implikują isnienie przedziału zmienności cen relaywnych, w kórym nie wsępuje arbiraż cenowy. Oznacza o, że wpływ p QM oraz p QE na wahania wolumenów imporu i eksporu można powierdzić wyłącznie dla okresów znacznych odchyleń kursu realnego od poziomu równowagi. Przyjmując nieco inną perspekywę, można argumenować, że warunkiem koniecznym empirycznego powierdzenia wpływu kursu na handel zagraniczny jes wysąpienie odpowiednio długich okresów, w kórych kurs realny isonie odchyla się od paryeu. 3. Model agregaowy Jak wynika z poprzedniego punku, isnieje wiele sposobów modelowania handlu zagranicznego i nie można z góry określić docelowej srukury funkcji imporu i eksporu. Możliwe jes przyjęcie perspekyw srice popyowych lub srice podażowych. Założenie, że model popyowy określa srukurę długookresową, uzasadnia z kolei konsrukcję mieszanych modeli popyowo-podażowych, w kórych szoki kumulujące się w zmiennej podażowej a TFP decydują o zbieganiu średniookresowych ścieżek imporu Q * Q i eksporu do rajekorii długookresowej m d = θm p i e d = θe p. Uczesnicwo kraju w globalnych łańcuchach implikuje z kolei isnienie przyczynowo-skukowej zależności między częścią imporu a częścią eksporu. Nie można więc a priori wykluczyć wysąpienia w modelach empirycznych bezpośredniego sprzężenia zwronego między imporem a eksporem. Ekonomeryczne analizy imporu i eksporu nie mogą być zaem prowadzone rozłącznie punkem wyjścia powinien być model wielorównaniowy f ( m, d, e, d, a TFP, p Q ) = 0, a o jego osaecznej srukurze powinny rozsrzygać wyniki * weryfikacji precyzyjnie określonej sekwencji hipoez badawczych. Δ ' Γ Δ 3.1. Meoda badawcza i specyfikacja modelu Σ Brak jednoznacznych wskazań eoreycznych co do docelowej srukury modeli oraz fak, że niekóre deerminany imporu i eksporu są nieobserwowalne, sprawiają, że ekonomeryczne makroanalizy handlu zagranicznego są obarczone dużą niepewnością. Można ją ograniczyć dzięki wykorzysaniu modeli wekorowej koreky błędem (,, VEC,, (vecor, error ) correcion): S 1 y ( j) ( j) 1 Σ sδy ( j) s ( j) s= 1 Δ = α( β' y ) + Γ + Φg + ε (8)
594 R. Kelm gdzie: y (j) wekor J zmiennych endogenicznych, β macierz koinegrująca, α macierz dososowań, Γ s macierz paramerów krókookresowych, g wekor zmiennych deerminisycznych (uaj: rend deerminisyczny), Φ macierz paramerów przy zmiennych deerminisycznych, ε (j) składnik losowy, ε (j) ~ n.i.d., j = 1,...,J, = 1,..., T, s = 1,..., S 1. Σ Użyeczność Γ Δ modeli VEC w analizach makroekonomicznych jes powszechnie znana (Johansen 1995; Juselius 2006; Majserek 2008; Karp i in. 2013), a meody srukuralizacji relacji wiążących zmienne modelu powszechnie akcepowane (np. Greenslade, Hall, Henry 2002). O szczególnej przydaności VEC w analizach handlu zagranicznego decyduje o, że w ramach określonego a priori zbioru zmiennych y (j) pozwalają usalić liczbę i srukurę relacji równowagi wiążących zmienne modelowanego sysemu β'y (j) (równoważnie: f (y (j) ) = 0) oraz wskazać e zmienne, kórych ścieżki dososowują się do ych relacji równowagi. Co więcej, prowadzona w modelach VEC analiza koinegracyjna (j. poszukiwanie relacji spełniających warunek sacjonarności, β'y (j) ~ I(0)) pozwala z jednej srony uniknąć wnioskowania o własnościach modelowanego sysemu na podsawie regresji pozornych, z drugiej zaś zidenyfikować aeoeryczne regularności w danych, kóre powinny być przedmioem dalszych badań empirycznych lub pogłębionych sudiów eoreycznych. Ograniczenia w zasosowaniach modeli VEC mogą wynikać z niedosępności szeregów czasowych o odpowiedniej liczebności lub zby dużej liczby zmiennych uwzględnianych w modelu. Włączenie do modelu VEC zmiennych, kóre są obecne w modelach eoreycznych i kórych warości są bezpośrednio obserwowane, jes oczywise. Inaczej jes jednak w przypadku zmiennych nieobserwowanych, kórych wahania można aproksymować na różne sposoby, lub zmiennych, kórych uwzględnienie w analizie ma na celu weryfikację określonych hipoez badawczych. Niekiedy parameryzacja uogólnionego modelu VEC, obejmującego wszyskie poencjalne aproksymany zmiennych nieobserwowalnych i umożliwiającego weryfikację wszyskich rozważanych hipoez badawczych, mogłaby się okazać nadmierna w sosunku do długości szeregów czasowych. W akich przypadkach waro zasosować sraegię Juselius (2006, rozdz. 19) modelowania od szczegółu do ogółu ( from-specific-o-general, FSTG; parz akże: Kelm 2013, rozdz. 9). Wsępny eap badań empirycznych polega wówczas na rozważeniu modelu oszczędnego, obejmującego możliwie małą liczbą zmiennych y (j), i poszukiwaniu relacji równowagi β'y (j) o inerpreacjach ekonomicznych niebudzących wąpliwości. Jeśli znalezienie akich relacji okazuje się niemożliwe, o zgodnie ze sraegią Juselius należy zrewidować lisę zmiennych endogenicznych. Polega o na jednoczesnym usuwaniu wybranych zmiennych z modelu (na podsawie wyników esów wykluczenia, exclusion ess) i dołączaniu nowych zmiennych. Procedurę przerywa się w momencie skonsruowania modelu, w kórym relacje równowagi β'y (j) mają saysfakcjonującą inerpreację ekonomiczną. Procedurę FSTG zasosowano w analizie wpływu kursu waluowego na zagregowany impor i ekspor Polski w okresie lipiec 2000 grudzień 2014 r. Na wsępie rozważono wekor zmiennych endogenicznych: * Q DI y [ m, e, x, x, p, f ]' (9) ( j) =
Ekspor, impor i kurs złoego... 595 gdzie: m wolumen zagregowanego imporu owarów, źródło: EUSROSTAT (ComEx), e wolumen zagregowanego imporu owarów, źródło: EUSROSTAT (ComEx), x wolumen warości dodanej bruo w Polsce, źródło: obliczenia własne, x * ekspor owarów krajów Unii Europejskiej, źródło: CBP World Trade Monior (22 kwienia 2015 r.), p Q efekywny realny kurs złoego dla cen w przewórswie przemysłowym ważony udziałami obroów handlowych z głównymi parnerami handlowymi w obroach ogółem, źródło: EUSROSTAT i obliczenia własne, f DI relacja skumulowanych bezpośrednich inwesycji zagranicznych w Polsce do krajowej warości dodanej bruo, źródło: NBP i obliczenia własne. Kryeria doboru zmiennych aproksymujących deerminany handlu zagranicznego nie są jednoznaczne. O skali problemu świadczy o, że poważne wąpliwości budzi już pozornie oczywisy wybór zmiennej skalującej (d ) w równaniu imporu (1). Bussière i in. (2013) argumenują, że wykorzysanie sandardowych zmiennych skalujących, akich jak PKB lub popy krajowy, zawyża oszacowania elasyczności dochodowej, jeśli w okresie objęym analizą wysąpią załamania gospodarcze lub wyraźniej zarysowujące się cykle koniunkuralne. Obserwuje się wówczas duże wahania dynamiki inwesycji i eksporu oraz znacznie łagodniejsze zmiany sóp wzrosu konsumpcji. Imporochłonność inwesycji i eksporu jes większa od imporochłonności konsumpcji, więc wykorzysanie PKB lub popyu krajowego w roli zmiennej skalującej spowoduje większe od jedności oszacowania parameru η M. Z ych powodów proponuje się pomiar popyu za pomocą zmiennej kompozyowej, uwzględniającej różną dynamikę i różną imporochłonność poszczególnych składników PKB (impor inensiy-adjused aggregae demand, IAD). W pierwszym przybliżeniu pomysł wykorzysania skorygowanej miary popyu w równaniach imporu nie budzi zasrzeżeń. Nieco bliższa analiza wskazuje jednak, że wykorzysanie IAD w modelowaniu handlu zagranicznego nie rozwiązuje problemu z wyborem zmiennych skalujących. Bussière i in. (2013) wykorzysują IAD w srice krókookresowych funkcjach sóp wzrosu imporu. Przyjęcie podobnego rozwiązania w modelu VEC jes jednak niecelowe, gdyż sysem VEC (8) pozwala oddzielić na eapie esymacji relacje równowagi β'y (j) od zależności krókookresowych Σ S 1 Γ s 1 sδy = ( j) s. Ta własność modelu VEC zadecydowała o ym, że w modelu agregaowym popy jes aproksymowany przez wolumen warości dodanej bruo x (funkcja imporu) i wolumen eksporu głównych parnerów handlowych Polski x * (funkcja eksporu). Trudności z uwzględnieniem w modelach imporu i eksporu zmiennej podażowej a TFP wynikają z faku, że reprezenuje ona nie ylko łączne efeky zmian produkywności czynników produkcji, ale również wzros handlu wynikający z mechanizmów opisywanych przez modele NTT oraz srumienia imporu i eksporu wewnąrz GVC. Propozycja, by zdolności produkcyjne i zróżnicowanie ofery eksporowej aproksymować bezpośrednio za pomocą krajowej warości dodanej bruo x i podaży dóbr eksporowanych przez głównych parnerów handlowych x *, nie powinna budzić poważniejszych zasrzeżeń. Aproksymacja wahań imporu i eksporu wynikających z działalności pionowo zinegrowanych MNC musi z kolei uwzględniać szczególne cechy gospodarek w okresach obejmowanych analizą. Hoekman i Djankov (1997) zauważają, że w począkowym okresie ransformacji gospodarczej, w laach 1990 1995, czynnikiem wywołującym zmiany srukury eksporu z krajów Europy Środkowo- -Wschodniej był impor maszyn i urządzeń oraz dyfuzja zawarego w nich kapiału wiedzy (por. akże: Świeczewska 2007, s. 89 99). W przypadku Polski idenyczną rolę odgrywał napływ FDI. Kamiński
596 R. Kelm i Smarzyńska (2001) oraz Weresa (2001) i Jensen (2002) formułują z kolei ezę, że napływ bezpośrednich inwesycji zagranicznych do Polski jes czynnikiem zwiększającym podaż eksporu, a Hagemejer i Kolasa (2011) przedsawiają przekonujące wyniki empiryczne powierdzające związki między inernacjonalizacją firm, fragmenacją produkcji i napływem FDI. Podsumowując en wycinkowy przegląd lieraury, można swierdzić, że obecność międzynarodowych firm w handlu zagranicznym Polski daje wysarczające podsawy do sformułowania hipoezy o zależnościach przyczynowo-skukowych między imporem, eksporem i bezpośrednimi inwesycjami zagranicznymi. Na zakończenie rozważań na ema doboru zmiennych w agregaowym modelu imporu i eksporu (8) należy podkreślić, że konsekwencją założenia o mieszanych, popyowo-podażowych funkcjach imporu i eksporu jes dwoisość inerpreacji paramerów relacji koinegrujących: * Q DI β m + β e + β x + β x + β p + β f φ ~ (0) (10) 1v 2v 3v 4v 5v 6v + v I gdzie: δ δ δ δ δ V liczba wekorów koinegrujących, v = 1,..., V, rend deerminisyczny. Możliwe jes nasępujące wyjaśnienie. Jeśli wokół ścieżki (10) zachodzą ylko dososowania imporu, relację ę można znormalizować względem m: * Q DI m + δ e + δ x + δ x + δ p + δ f δ ~ (0) (11) 2v 3v 4v 5v 6v + v I Można ją wówczas δinerpreować β β jako równowagowe równanie imporu (δ jv = β jv / β 1v, δ v = φ v / β 1v ). W akim przypadku warość dodana bruo x aproksymuje popy krajowy, a podaż zagranicy jes przybliżana przez ekspor krajów Unii Europejskiej x *. Jeśli jednak relacja równowagi (10) jes przybliżeniem θ θ wyłącznie eksporu, o: * Q DI θ m + e + θ x + θ x + θ p + f ~ (0) (12) 1v 3v 4v 5v 6v + v I Wówczas x * aproksymuje δpopy β zagranicy, β δ podczas φ β gdy podaż krajowa będzie reprezenowana przez x ( δjv = β jv / β2v, δ φ v = v / β ) 2v. Jeśli jednak relacja (10) definiuje jednocześnie warunki równowagi imporu i eksporu, o x będzie reprezenował popy w równaniu imporu Δm oraz podaż w równaniu eksporu Δe, podczas gdy x * będzie przybliżał, odpowiednio, podaż i popy. 3.2. Impor i ekspor w laach 2000 2014: sylizowane faky Esymację paramerów modelu agregaowego poprzedzono wsępną analizą szeregów czasowych. Wahania wolumenów imporu i eksporu powierdzają ich specyficzne cechy (wykres 1). Uwagę zwraca niemal idenyczny przebieg obu zmiennych oraz fak, że zróżnicowanie ich dynamiki pojawia się niemal dokładnie w ych okresach, w kórych obserwowane są silniejsze lub rwalsze odchylenia realnego kursu waluowego od średniej. Większą dynamikę imporu przed kryzysem subprime i jego
Ekspor, impor i kurs złoego... 597 głębszy spadek w apogeum kryzysu można wsępnie powiązać, odpowiednio, z pogłębiającą się aprecjacją złoego i gwałownym dososowaniem kursowym na przełomie 2008 i 2009 r. Większą dynamikę eksporu od połowy 2011 do połowy 2013 r. można z kolei łączyć z umiarkowaną deprecjacją złoego w drugim półroczu 2011 r. Powyższe sposrzeżenia uzasadniają sformułowanie roboczej hipoezy o isnieniu związku przyczynowo-skukowego między relacją e m oraz kursem realnym. Sformalizowana próba wyjaśnienia przyczyn współbieżności imporu i eksporu jes podejmowana w nasępnych punkach opracowania. W ym miejscu należy jednak zaproponować inerpreację podobieńswa ścieżek imporu i eksporu, zgodnie z kórą wahania obu zmiennych mogą być skukiem oddziaływania na nie wspólnych rendów sochasycznych. Ta osania własność implikuje skoinegrowanie deerminan imporu z deerminanami eksporu, a o z kolei owiera dyskusję na ema zależności między imporem i akywnością gospodarczą zagranicy x * z jednej srony oraz eksporem i zmienną reprezenującą akywność krajową x z drugiej srony. Isnienie akich zależności powierdzałoby wcześniejsze założenie, że zmienna reprezenująca popy w równaniu imporu (eksporu) może aproksymować podaż w równaniu eksporu (imporu). Argumenów przemawiających za uwzględnieniem czynników podażowych w kszałowaniu imporu i eksporu dosarcza analiza udziału wolumenu imporu w PKB w Polsce m x (dalej: relaywnego imporu) i udziału eksporu z Polski w eksporcie krajów srefy euro e x * (relaywnego eksporu). Do wybuchu kryzysu relaywny impor i ekspor rosły w zbliżonym empie (wykres 2). Silne wahania krajowej i zagranicznej akywności gospodarczej na przełomie 2008 i 2009 r. oraz owarzyszący im spadek eksporu i jeszcze głębsza obniżka imporu spowodowały niespoykane wcześniej krókookresowe wahania relacji m x i e x *, a nasępnie sabilizację udziału imporu w PKB i isone spowolnienie wzrosu relaywnego eksporu. Takie kszałowanie się obu relacji można inerpreować jako zmianę srukuralną, kóra nasąpiła w okresie kryzysu subprime. Odzwierciedlenie jej w modelu handlu zagranicznego wymaga dołączenia zmiennych aproksymujących różnice między mechanizmami kszałującymi impor i ekspor przed kryzysem subprime i po nim. Wybór udziału skumulowanych bezpośrednich inwesycji zagranicznych w PKB w Polsce jes w ym przypadku uzasadniony nie ylko na gruncie eoreycznym; relacja f DI sysemaycznie rosła do przełomu 2008 i 2009 r. i usabilizowała się w laach nasępnych. Innych wniosków dosarcza porównanie zmian relaywnego imporu i eksporu z wahaniami realnego kursu waluowego (wykres 2). Do połowy 2008 r. wzrosowi obu relacji owarzyszą silne odchylenia kursu realnego od sałej. Oznacza o, że poencjalne oddziaływanie kursu realnego na ceny relaywne w handlu zagranicznym lub oddziaływanie ych osanich na relaywny impor i ekspor musiałoby mieć charaker nieliniowy. Deprecjacja między drugim kwarałem 2001 r. a pierwszym kwarałem 2004 r. zwiększałaby wyłącznie relaywny ekspor, a nasępująca po niej aprecjacja do drugiego kwarału 2008 r. musiałaby oddziaływać wyłącznie na relaywny impor. W apogeum kryzysu subprime (2008 2009) poencjalny wpływ kursu realnego na ekspor i impor był spójny ze sandardowymi predykcjami oparymi na zw. efekcie Marshalla-Lernera. Ławo zauważyć, że pogłębiającej się od 2007 r. aprecjacji złoego owarzyszy nadwyżka dynamiki m x nad dynamiką e x *, a gwałowna realna deprecjacja złoego poprzedza głęboki spadek relaywnego imporu i nieznaczne przyspieszenie wzrosu relaywnego eksporu. Jeszcze inne są własności relaywnego imporu i eksporu po kryzysie, gdy umiarkowane oscylacje kursu realnego wokół sałej są współbieżne ze sabilizującym się imporem relaywnym i rudne do powiązania z ylko nieznacznie wolniej rosnącym relaywnym eksporem.
598 R. Kelm 3.3. Wyniki esymacji Przechodząc do omówienia wyników esymacji paramerów modelu agregaowego, należy przypomnieć, że srukura V relacji równowagi (10) jes empirycznie falsyfikowalna po nałożeniu na paramery sojące przy zmiennych endogenicznych więcej niż V 2 resrykcji, przy czym liczba resrykcji w każdej relacji równowagi nie może być mniejsza niż V. Taki warunek esu srukury modelu VEC i sygnalizowany już brak podsaw do nałożenia a priori resrykcji na V relacji równowagi (10) nieznacznie komplikują srukuralizację agregaowego modelu handlu zagranicznego Polski. Liczba resrykcji srukuralizujących * Q DI zależy od liczby relacji koinegrujących, a wynik esu koinegracji w modelu y( j) = [ m, e, x, x, p, f ]' z rendem deerminisycznym w przesrzeni koinegracyjnej powierdza obecność dwóch relacji równowagi. Jako punk sarowy srukuralizacji modelu agregaowego przyjęo zaem warunki... ~ ( długookresowej sabilności makromodeli symulacyjnych (Grabowski, Welfe 2010), implikujące wpros propor- ) cjonalną zależność między imporem a popyem krajowym, m x +... ~ I(0), oraz między eksporem * a popyem zagranicznym, e x +... ~ I(0). Przyjęcie akiego rozwiązania jes zgodne ze wskazaniami modeli popyowych opisujących preferencje CES. Jednocześnie umożliwia ocenę precyzji oszacowań pozosałych paramerów równowagi na podsawie sandardowych ilorazów i nakładanie dalszych resrykcji na paramery saysycznie nieodróżnialne od zera. Wyniki esymacji ujawniają ograniczenia modelu agregaowego. Alernaywne sekwencje esów resrykcji srukuralizujących niezmiennie prowadzą do zidenyfikowania dwóch warunków równowagi (p-value = 0,969 w eście resrykcji srukuralizujących; w nawiasach podano ilorazy ; wyniki esymacji zawaro w abeli 1): * DI m 2,13x 0,84 x 0,44 f + 0,005 ~ I(0) (13) (14,3) (13,1) Podsawową wadą modelu VEC Δz relacjami (13) (14) jes o, że nie idenyfikuje on rajekorii, wokół kórej nasępuje równoważenie eksporu. Oszacowania paramerów koreky błędem ECT (oceny elemenów macierzy α równe, odpowiednio, -0,30 i -0,25; ilorazy równe, odpowiednio, 4,1 i 4,5) powierdzają dososowania imporu do ścieżek (13) (14). Równanie imporu, ma nasępującą posać: (10,3) (10,4) m e + 0,60p Q 0,002 ~ I(0 ) (14) (4,7) (14,7) * DI Δ m = 0,30 ( m 2,13x 0,84x 0,44 f + 0,005) + 0,25 (4,1) (14,3) ( m e + 0,60p 0,002) +... Q (4,5) (4,7) (13,1) (14,7) (10,3) (10,4) (15) Zgodnie z oczekiwaniami powierdza ono zależność imporu od popyu krajowego, podaży zagranicznej i realnego kursu waluowego. Swierdzono akże, ypową dla pionowo zinegrowanych sieci produkcji, zależność imporu od eksporu i skumulowanych bezpośrednich inwesycji zagranicznych. Inaczej jes w przypadku eksporu, kóry reaguje wyłącznie na odchylenia od warunku (13). Inerpreacja akiego wyniku wymaga odwołania się do oszacowań mnożników całkowiych zawarych w macierzy Π = αβ' (abela 2), w szczególności do oszacowania zw. parameru auokoreky w równaniu eksporu Δe. Ten osani okazuje się nieodróżnialny od zera, co powierdza, że model VEC z relacjami równowagi (13) (14) nie opisuje mechanizmów kszałujących ekspor.
Ekspor, impor i kurs złoego... 599 Niezależnie od faku, że model VEC z relacjami równowagi (13) (14) jes w isocie modelem imporu, a idenyfikacja ścieżek równowagi eksporu wymaga zmian specyfikacji, analiza wyników esymacji pozwala wskazać rzy ineresujące własności modelu agregaowego. Po pierwsze, relacja równowagi (14) wskazuje na poencjalną zależność salda obroów owarowych od realnego kursu waluowego aprecjacja złoego implikuje wzros relacji impor/ekspor. Po drugie, zosaje empirycznie powierdzona obecność w modelu agregaowym zmiennych aproksymujących mechanizmy podażowe. Niezależnie od liczby wekorów koinegrujących wyniki esów wykluczenia zmiennych z modelu VEC (exclusion ess, np. Juselius 2006, s. 175 178) nie dają podsaw do usunięcia z modelu relacji f DI oraz podaży dóbr imporowanych x *. Po rzecie, isnieją powody, by rozważyć ekspor w roli zmiennej deerminującej impor. W relacji koinegrującej (14) na paramer sojący przy eksporcie nałożono wprawdzie resrykcję jednoskową, ale jej uchylenie prowadzi do uzyskania oceny równej -0,961, kórej precyzja ( = 12,8) wyklucza nałożenie resrykcji zerowej. Uwzględnienie ych rzech własności modelu ma decydujące znaczenie na nasępnym eapie procedury FSTG. 4. Model imporu i eksporu w laach 2000 2014: założenia, hipoezy i własności Analiza wyników esymacji paramerów modelu agregaowego dosarcza jeszcze innych wniosków. W obu relacjach koinegrujących obecny jes isony składnik deerminisyczny. Jego obecność w relacji (13) powoduje podwyższenie oceny paramerów sojących przy popycie x i zmiennych aproksymujących podaż x * i f DI, kóre muszą kompensować auonomiczny spadek imporu wynoszący około 6% rocznie. Do innych sposrzeżeń prowadzi analiza drugiej relacji równowagi: każda liniowa kombinacja wekorów koinegrujących worzy kolejny wekor koinegrujący. Relację (14) można posrzegać jako różnicę między relacjami równowagi imporu i eksporu, w kórych wysępuje niewielkie, aproksymowane przez rend deerminisyczny, zróżnicowanie warości paramerów sojących przy x, x * i f DI. Przyjmując aką perspekywę, można argumenować, że relacja (14) jes złożeniem dwóch lub więcej relacji idenyfikujących warunki równowagi heerogenicznych składników imporu. Powyższe rozumowanie prowadzi do wniosków podobnych do ych, kóre sformułowali Goldsein i Khan (1985). Rekomendowali oni dekompozycję imporu, eksporu i zmiennych aproksymujących popy oraz konsruowanie modeli możliwie homogenicznych składników handlu zagranicznego. Takie rozwiązanie przyjęo w kolejnych eapach ekonomerycznej analizy imporu i eksporu. Podział obu agregaów przeprowadzono jednak inaczej niż w większości badań empirycznych, w kórych dekompozycja uwzględnia zazwyczaj srukurę popyu. Podsawą dezagregacji imporu i eksporu była hipoeza zakładająca isnienie isonych różnic między mechanizmami deerminującymi handel zagraniczny w ramach GVC i poza globalnymi łańcuchami warości dodanej. Punkem wyjścia była idenyfikacja głównych kanałów imporu dóbr pośrednich wykorzysywanych przez pionowo zinegrowane przedsiębiorswa międzynarodowe. Zasosowano nasępujący, opary na klasyfikacji BEC, przybliżony podział 2 : m GV impor GVC (42 + 53), m NG impor NONGVC (impor ogółem impor GVC). 2 Numery w nawiasach oznaczają kaegorie BEC (broad economic caegories): 4 dobra kapiałowe z wyjąkiem środków ransporu oraz ich części i akcesoria do nich; 42 dobra kapiałowe z wyjąkiem środków ransporu oraz ich części i akcesoria do nich, części i akcesoria; 5 środki ransporu, ich części oraz akcesoria do nich; 51 środki ransporu, ich części oraz akcesoria do nich, samochody osobowe; 53 środki ransporu, ich części oraz akcesoria do nich, części i akcesoria; 61 dobra konsumpcyjne rwałego użyku. Źródło: EUROSTAT, ComEx.
600 R. Kelm Idenyfikując przybliżony ekspor GVC, przyjęo, że obejmuje on nie ylko przeworzone dobra pośrednie, kóre napłynęły w posaci imporu GVC, ale również całe spekrum dóbr finalnych, w kórych wywarzaniu wykorzysywany jes impor GVC: e GV ekspor GVC (4 + 5 + 61), e NG ekspor NONGVC (ekspor ekspor GVC). Ze względu na niejednorodność eksporu GVC dokonano jego dalszej dekompozycji, wyróżniając ekspor samochodów i dóbr rwałego użyku (dalej: ścisły ekspor GVC1): e GV1 ekspor GVC1 (51 + 61), oraz pozosały ekspor GVC2: e GV2 ekspor GVC2 (ekspor GVC ekspor GVC1). Wsępna analiza wyróżnionych składników imporu i eksporu powierdza ich odmienny przebieg w laach 2000 2014 (wykresy 3 4). W okresie poprzedzającym kryzys subprime, j. w laach 2000 2008, dynamika imporu i eksporu GVC była większa od dynamiki handlu poza globalnymi łańcuchami warości dodanej. Od 2009 r. sopy wzrosu imporu GVC i pozosałego eksporu GVC2 zrównały się ze sopami wzrosu imporu i eksporu NONGVC, podczas gdy ścisły ekspor GVC1 nieznacznie się obniżył. Wsępne sposrzeżenia są zaem nasępujące. Po pierwsze, ponadprzecięny wzros imporu i eksporu GVC w laach 2000 2008 mógł wynikać z nasilenia procesów globalizacyjnych przed kryzysem subprime. Z ej perspekywy całkowie oderwanie się zmian agregaów imporu i eksporu od wahań kursu realnego w laach 2000 2008 nie zaskakuje. Po drugie, zrównanie sóp wzrosu imporu GVC i pozosałego eksporu GVC2 ze sopami wzrosu imporu i eksporu NONGVC oraz oscylująca wokół zera dynamika ścisłego eksporu GVC1 sugerują, że globalizacja odegrała relaywnie mniejszą rolę w kszałowaniu handlu zagranicznego Polski po kryzysie subprime. 4.1. Hipoezy badawcze Wahania imporu m GV, ścisłego eksporu e GV1 i relacji skumulowanych bezpośrednich inwesycji zagranicznych do PKB w Polsce f DI (wykres 5) uzasadniają sformułowanie hipoezy badawczej, zgodnie z kórą fragmenacja produkcji i napływ FDI powodują wzros imporu i eksporu zaliczanego do GVC. Współbieżność m GV i e GV1 daje ponado podsawy do rozważenia hipoezy o isnieniu między ymi zmiennymi zależności przyczynowo-skukowej: rosnący ścisły ekspor e GV1 pociąga za sobą wzros popyu na (zaoparzeniowy) impor m GV, podczas gdy rosnący impor m GV zwiększa presję podażową na ekspor e GV1. Empiryczne powierdzenie obu ych zależności pozwoliłoby na powiązanie spowolnienia handlu w ramach GVC od 2009 r. ze sabilizacją relacji f DI, j. wyraźnym spowolnieniem procesów globalizacyjnych. Osaecznie, regularność danych uzasadnia się poprzez weryfikację hipoez zakładających skoinegrowanie f DI, e GV1 i m GV : DI GV1 GV δ f + δ e + δ m +... ~ (0) (16a) 1 2 3 I Ze względu na dominującą rolę FDI oraz podaży w kszałowaniu imporu i eksporu GVC oddziaływanie relaywnych cen na obie e zmienne może być pomijane. Przy założeniu homogeniczności długookresowej η M = 1 i η E = 1 zmiany imporu m NG i eksporu e NG powierdzają, że isnieją inne niż popyowe przyczyny wahań obu zmiennych (wykresy 6 7).